KEIO UNIVERSITY MARKET QUALITY RESEARCH PROJECT (A 21 st Century Center of Excellence Project) DP2005-018 * ** * ** Graduate School of Economics and Graduate School of Business and Commerce, Keio University 2-15-45 Mita, Minato-ku, Tokyo 108-8345, Japan
2006 1 16 ( ) KHPS ( ) ( ) (1) (2) (3) (4) 4 1 10 40 60 80 Artle and Varaiya (1978) 1
Engelhardt and Mayer (1998) Guiso and Jappelli (2002) 2004 2005 KHPS 2002 24 ( ) 2 3 4 5 6 2 Haurin, Hendershott and Wachter (1996), Engelhardt and Mayer (1998), Guiso and Jappelli (2002) Haurin et al. (1996) National Longitudinal Survey of Youth (NLSY) 2
Engelhardt and Mayer (1998) Panel Study of Income Dynamics (PSID) ( ) (Itarian Survey of Household Income and Wealth) Guiso and Jappelli (2002) Artle and Varaiya (1978) (Engelhardt, 1994; Haurin et al., 1996; Moriizumi, 2003) Plaut (1987) ( ) (2004) Plaut (1987) ( ) 3 Engelhardt and Mayer (1998) (2004) (ordered probit) KHPS Guiso and Jappelli (2002) 1 ( ) ( ) ( ) ( ) (Person-Period 1 KHPS 1 (Yamaguchi, 1991;, 2001) 3
Data) 1 2 1 ( 1 ) ID HOME (1: 0: ) SPELL YEAR ( ) AGE COLLEGE (1: 0: ) REGULAR (1: 0: ) 1 23 3 2 25 ( ) 2 24 4 2005 ( ) 2 28 2005 5 (Engelhardt and Mayer, 1998) ( ) 4 5 4 2004 2005 (KHPS) 2 KHPS 15 ( ) ( ) 6 2 1 (2001) 3 ( ) 1 23 2 24 4 5 A 6 1. ( ) 2. ( ) 3. 45 1. ( ) 2. (2005 ) 45 4
( ) 45 511 ( 285 226) 7 8 7464 1 2 ( 2 ) 1 0 9 KHPS 10 KHPS ( ) 2005 ( ) { = 1 = 0 { = 1 = 0 11 1 0 7 8 15 18 20 4 22 24 ( ) 9 10 ( ) 11 1 1 1 5
Jones (1995) Moriizumi (2000) 2004 Wealth = 17.319 (4.329) + 674.448 (273.519) Age + 168.414 (115.834) Jcol + 1063.830 (193.521) Plan + 475.753 (166.945) Col + 2452.925 (297.337) Buy2005 + 620.445 (184.695) Grad + 0.101 (0.089) High + 882.631 (277.022) Other HP 1583.921 (298.969) 2004 (N = 469) 2004 2005 (N = 56) Wealth Age Plan 2004 Buy2005 High, Other, Jcol, Col, Grad 4 HP ( ) 12 ( ) ( ) 3 3 13 12 ( ) 811.4 ( ) 776.4 ( ) 13 5 1970-1976 1971 1977-1981 1977 1982-1986 1982 1987-1991 1987 1992-1996 1992 1997-2001 1997 2002-2005 2002 6
( ) ( ( ) P K P L 14 P H = P γ K P 1 γ γ P K L 0.5 2005 1 7 ( ) (10 ) (%) 12 12 15 Plaut (1987) 2003 (2,500 ) 1,000 3,500 (05 12 31 ) 1984 1999 (1000 14 15 t X t Plaut (1987) dt dx t = µdt + σ 2 dz t (1) Z t N(0, 1) µ σ 2 (4) r t r t log(x t ) log(x t 1 ) (2) E(r t ) = µ σ2 2 (3) V ar(r t ) = σ 2 (4) 5 (6) σ µ 7
1500 ) 2003 2 ( ) (2003 ) ( ) (1984 1998 ) ( ) (1999 2002 ) 1 1 16 2 1 Kaplan-Meier 17 ( ) 18 ( ) ( ) ( 1 ) 2 3 (a) ( ) 511 15% ( : 78 : 433) 13.4 14.8 19 1.4 (b) 2 1 16 17 Kaplan-Meier Greene (2003) 18 S(t) S(t) = 1 tx f(k)dk (5) k=0 f(k) k S(t) t ( ) 19 8
5 1 4 2 ( 4 ) [1] (Jones, 1995; Moriizumi, 2000) 0.6% 4% 3 ( ) 0.8 1.5% 4% 2 ( 5 ) 9
5 3 [2] [1] 3 2002 20 [3] ( ) (Plaut, 1987) [3] 21 [2] ( ) ( 0.5401+0.9646) (χ 2 = 0.83) ( 0.2429 + 0.2293) (χ 2 = 0.01) (1) (2) (3) (4) 4 20 2003 2002 4 1976 1976 21 ( ) 10
6 ( 3) A i t = 1, 2,, T i T i ( ) t h(t) t t P T h(t) = P (T = t T t) X i h(t X i ) 1 h(t X i ) = h 0(t) 1 h 0 (t) exp (X iβ) (6) h(t X i ) X i = (X i1, X i2,, X ik ) t h 0 (t) X i = 0 t 1 X i t 11
( 1 t ) k β k β k ((1) ) X ik exp(β k ) X ik h(t X i ) β k X ik exp(β k ) X ik h(t X i ) ( 1 HOME) t δ i (t) L = [ ] T i 1 h(t i X i ) δi(ti) (1 h(t X i )) i t=1 = [ Ti ] h(t X i ) δi(t) (1 h(t X i )) 1 δ i(t) (7) i t=1 (1) (2) 22 B KHPS 2004 vxxxx 2005 wxxxx ( XXXX ) : (w0872 5 ( ), 6 ( ), 7 )) (w0866 3 ( ), 4 ( ), 5 ( )) (w0823 1 ( ( )), 2 ( ( )), 3 ( )), 4 ( ))) : (w0866 15) (w0823 5 ( ), 6 ( ), 7 )) : (w0862) 1 0 : (w0355) 1 0 : 22 Heckman and Singer (1984) Meyer (1990) 12
(w0013 w0075) : (w854 ( )/w855 ( ) 2 ( ), 4 )) 1 0 (w955 ( )/w959 ( ) 1) 1 0 : (v0419 v0469/w0278 w0280 ( ), v1116 v1166/w0531 w0533 ( )) (v0470 v0520/w0281 w0283 ( ), v1167 v1217/w0534 w0536 ( )) (v0521 v0571/w0284 w0286 ( ), v1218 v1268/w0537 w0539 ( )) 3 1 1 0 (v0674 v0724/w0293 w0295 ( ), v1371 v1421/w0546 w0548 ( )) 1 0 Artle, R. and P. Varaiya (1978) Life Cycle Consumption and Homeownership, Journal of Economic Theory, Vol. 18, pp. 38 58. Engelhardt, G. V. and C. J. Mayer (1998) Intergenerational Transfers, Borrowing Constraints, and Saving Behavior: Evidence from the Housing Market, Journal of Urban Economics, Vol. 44, pp. 135 157. Engelhardt, G. V. (1994) House Prices and the Decision to Save for Down Payment, Journal of Urban Economics, Vol. 36, pp. 209 237. Greene, William H. (2003) Econometric Analysis, Upper Saddle River, N.J.: Prentice Hall, 5th edition. Guiso, Luigi and Tullio Jappelli (2002) Private Transfers, Borrowing Constraints and the Timing of Homeownership, Journal of Money, Credit, and Banking, Vol. 34, No. 2, pp. 315 339. Haurin, D., P. Hendershott, and S. Wachter (1996) Wealth Accumulation and Housing Choices of Young Households: An Explanatory Investigatation, Journal of Housing Economics, Vol. 7, pp. 33 57. Heckman, James and Burton Singer (1984) A Method for Minimizing the Distributional Assumptions in Econometric Models for Duration Data, Econometrica, Vol. 52, No. 2, pp. 271 320. Jones, L. D. (1995) Testing the Central Prediction of Housing Tenure Transition Models, Journal of Urban Economics, Vol. 38, pp. 50 73. Meyer, Bruce D. (1990) Unemployment Insurance and Unemployment Spells, Econometrica, Vol. 58, No. 4, pp. 757 782. 13
Moriizumi, Yoko (2000) Current Wealth, Housing Purchase and Private Housing Loan Demand in Japan, Journal of Real Estate Finance and Economics, Vol. 21, pp. 65 86. (2003) Targeted Saving by Renters for Housing Purchase in Japan, Journal of Urban Economics, Vol. 53, pp. 494 509. Plaut, Steven E. (1987) The Timing of Housing Tenure Transition, Journal of Urban Economics, Vol. 21, pp. 312 322. Yamaguchi, Kazuo (1991) Event History Analysis, Newbury Park, CA: Sage Publications. (2004) 53 10 17 (2001) (1) (15) 52 14
表 1: パーソンピリオドデータの例 ID HOME SPELL YEAR AGE COLLEGE REGULAR 1 0 1 1998 23 1 0 1 0 2 1999 24 1 1 1 1 3 2000 25 1 1 2 0 1 2001 24 0 0 2 0 2 2002 25 0 1 2 0 3 2003 26 0 1 2 0 4 2004 27 0 1 2 0 5 2005 28 0 0
表 2: 記述統計 平均 標準偏差 最小値 最大値 被説明変数住宅購入ダミー ( 購入時 =1) 0.0382 0.1917 0 1 説明変数世帯 個人単位の変数リスク期間の経過年数 8.8063 5.6420 1 30 夫の年齢 28.0912 5.7641 15 45 結婚年齢 26.6309 3.9631 18 41 結婚ダミー ( 結婚時 =1) 0.5560 0.4969 0 1 子供数 0.5923 0.8643 0 5 資産額 ( 推定値 ) 200.01 360.34 0 2788.36 贈与ダミー ( 贈与あり / 将来の贈与の可能性あり=1) 0.1399 0.3469 0 1 就業ダミー ( 当該年に正規 / 臨時雇用 自営 =1) 0.9059 0.2919 0 1 転職ダミー ( 当該年に転職 転籍 =1) 0.0452 0.2076 0 1 夫の最終学歴中学校 0.0382 0.1917 0 1 高等学校 0.4603 0.4985 0 1 専門学校 その他 0.0358 0.1857 0 1 短期大学 0.0644 0.2456 0 1 4 年制大学 0.3704 0.4830 0 1 大学院 0.0308 0.1728 0 1 出生コホートダミー 出生コホート (50 年代生まれ=1) 0.1407 0.3477 0 1 出生コホート (60 年代生まれ=1) 0.6066 0.4885 0 1 出生コホート (70 年代生まれ以降 =1) 0.2527 0.4346 0 1 マクロ変数家賃指数 ( 都道府県単位 ) 118.393 37.570 47.510 318.391 住宅価格指数 ( 都道府県単位 ) 1802.02 847.30 283.81 4991.04 住宅ローン利率 ( 時系列 %) 4.474 2.221 2.375 9.000 長期国債利回り ( 時系列 %) 3.7962 2.2093 0.972 8.367 東証株価指数 ( 時系列 ) 1415.64 475.24 311.72 2569.46 完全失業率 ( 都道府県単位 ) 3.9293 1.2349 1.2 10.3 贈与税特例 ( 改正前 ) 適用期間 (1984~1998 年 =1) 0.6510 0.4767 0 1 贈与税特例 ( 改正後 ) のみの適用期間 (1999~2002 年 =1) 0.1724 0.3778 0 1 相続時清算課税制度と贈与税特例 ( 改正後 ) の並存期間 (2003 年以降 =1) 0.0694 0.2541 0 1 サンプル数 7464 個人数 511 住宅購入者 285 借家居住者 226 注 )KHPS2004, 2005 より作成 のついた変数は 同一個人についてはリスク期間中のすべての時点で同じ値を取る
表 3: 記述統計 - 贈与の有無別 (a) 家計の基本的属性 贈与の可能性あり 贈与の可能性なし 変数 サンプル数 平均 標準偏差 最小値 最大値 サンプル数 平均 標準偏差 最小値 最大値 資産額 ( 推定値 ) 78 226.424 453.164 0 2788.362 433 139.917 339.914 0 2303.452 既婚ダミー ( 結婚時 =1) 78 0.026 0.159 0 1 433 0.051 0.220 0 1 子供数 78 0.013 0.113 0 1 433 0.021 0.158 0 2 住宅購入までの年数 72 13.222 4.286 6 23 214 14.061 5.093 1 27 夫の最終学歴中学校 78 0.013 0.113 0 1 433 0.037 0.189 0 1 高等学校 78 0.308 0.465 0 1 433 0.425 0.495 0 1 専門学校 その他 78 0.064 0.247 0 1 433 0.035 0.183 0 1 短期大学 78 0.064 0.247 0 1 433 0.072 0.258 0 1 4 年制大学 78 0.500 0.503 0 1 433 0.395 0.489 0 1 大学院 78 0.051 0.222 0 1 433 0.037 0.189 0 1 夫婦の父親ともに4 大卒以上 78 0.128 0.336 0 1 433 0.037 0.189 0 1 夫婦それぞれの父親の少なくとも片方 4 大卒 78 0.218 0.416 0 1 433 0.217 0.413 0 1 注 )KHPS2004, 2005 より作成 いずれもリスク期間の開始時点での値 (b) 所得および住宅購入資金の内訳 贈与あり ( 両親からの援助 ローンあり ) 贈与なし ( 両親からの援助 ローンなし ) 変数 サンプル数 平均 標準偏差 最小値 最大値 サンプル数 平均 標準偏差 最小値 最大値 世帯所得 72 665.611 342.191 0 1620 76 791.474 446.545 64 2600 住宅購入資金自己資金 63 565.238 958.217 0 4600 81 696.173 1051.259 0 5000 夫の両親からの援助 61 300.164 563.325 0 3300 82 0 0 0 0 妻の両親からの援助 64 246.406 452.332 0 2000 82 0 0 0 0 夫の両親からのローン 61 101.639 580.371 0 4000 82 0 0 0 0 妻の両親からのローン 64 32.813 189.448 0 1300 82 0 0 0 0 住宅金融公庫からのローン 61 340.492 790.903 0 3000 82 222.073 686.377 0 4400 その他政府系金融機関からのローン 61 139.672 385.322 0 2000 82 106.098 498.231 0 3000 民間金融機関からのローン 62 696.936 1124.057 0 5200 81 759.383 1003.073 0 4000 総額 63 2464.286 1511.743 0 6900 81 2003.580 1514.905 0 7380 土地購入資金自己資金 54 152.407 330.425 0 1400 82 136.220 337.766 0 2000 夫の両親からの援助 51 47.059 171.293 0 900 82 0 0 0 0 妻の両親からの援助 56 86.607 319.729 0 1800 82 0 0 0 0 夫の両親からのローン 51 0 0 0 0 82 0 0 0 0 妻の両親からのローン 56 24.643 159.453 0 1180 82 0 0 0 0 住宅金融公庫からのローン 51 0 0 0 0 82 85.366 364.851 0 2500 その他政府系金融機関からのローン 51 15.686 112.022 0 800 82 35.366 230.604 0 2000 民間金融機関からのローン 52 241.923 751.548 0 3500 82 529.146 912.356 0 3500 総額 55 763.091 1096.450 0 4000 82 861.098 1005.105 0 4480 注 )KHPS2004, 2005 より作成 現在の住宅の購入にかかった費用の内訳に関する情報がないため ここでは (2004 年 2005 年の調査において ) 過去 1 年間に新規購入を行なった家計を対象として値を算出している
表 4: 住宅購入ハザードの推定結果 - 贈与の影響と税制の効果 モデル [1] 係数 ( 標準誤差 ) 限界効果 リスク期間の経過年数 0.4312 *** (0.0747) 0.2416 リスク期間の経過年数の2 乗 -0.0092 *** (0.0024) -0.0051 結婚年齢 -0.0572 ** (0.0227) -0.0321 結婚ダミー ( 結婚時 =1) 1.2344 *** (0.3881) 0.6862 子供数 0.2702 *** (0.0885) 0.1514 資産額 ( 推定値 ) 0.0025 *** (0.0002) 0.0014 贈与ダミー ( 贈与あり / 将来の贈与の可能性あり=1) 0.8127 *** (0.1732) 0.6238 就業ダミー ( 当該年に就業 =1) 0.2189 (0.2969) 0.1125 転職ダミー ( 当該年に転職 転籍 =1) -1.3652 ** (0.6313) -0.4454 家賃指数 0.0046 (0.0037) 0.0026 住宅価格指数 -0.0005 ** (0.0002) -0.0273 住宅ローン利子率 -0.2127 *** (0.0815) -0.1192 贈与税特例 ( 改正前 ) 適用期間 (1984~1998 年 =1) 1.7506 *** (0.5594) 0.8521 贈与税特例 ( 改正後 ) のみの適用期間 (1999~2002 年 =1) 1.4919 *** (0.5305) 1.4742 相続時清算課税制度と贈与税特例 ( 改正後 ) の並存期間 (2003 年以降 =1) 1.3845 *** (0.5055) 1.5017 出生コホート (50 年代生まれ ) -1.0296 *** (0.3676) -0.4173 出生コホート (60 年代生まれ ) -0.9478 *** (0.2413) -0.6082 定数項 -7.7462 *** (0.9481) 対数尤度 -814.407 擬似決定係数 0.3270 サンプル数 7464 個人数 511 住宅購入者 285 注 )KHPS2004, 2005 より作成 標準誤差はいずれも推定された係数についてのものである ***, **, * はそれぞれ推定された係数が 1%, 5%, 10% 水準で有意であることを示す のついた変数は 同一個人についてはリスク期間中のすべての時点で同じ値を取る 限界効果の単位は % 住宅価格指数の限界効果は 10 2 倍してある
表 5: 住宅購入ハザードの推定結果 - 贈与と不確実性 モデル [2] [3] 係数 ( 標準誤差 ) 限界効果 係数 ( 標準誤差 ) 限界効果 リスク期間の経過年数 0.3800 *** (0.1016) 0.1476 0.3827 *** (0.1011) 0.1435 リスク期間の経過年数の2 乗 -0.0083 ** (0.0036) -0.0032-0.0085 ** (0.0036) -0.0032 結婚年齢 -0.0587 ** (0.0274) -0.0228-0.0638 ** (0.0276) -0.0240 結婚ダミー ( 結婚時 =1) 1.3918 *** (0.4270) 0.5797 1.4201 *** (0.4283) 0.5731 子供数 0.3711 *** (0.1025) 0.1441 0.4000 *** (0.1025) 0.1500 資産額 0.0031 *** (0.0002) 0.0012 0.0032 *** (0.0002) 0.0012 贈与ダミー ( 贈与あり / 将来の贈与の可能性あり=1) 0.9215 *** (0.1855) 0.5096 将来の失業 ( 当該年 翌年 2 年後 3 年後のいずれかで失業 =1) -0.3331 (0.2503) -0.1153-0.5401 ** (0.2756) -0.1688 将来の転職 転籍 ( 当該年 翌年 2 年後 3 年後のいずれかで転職 =1) -0.4170 (0.2936) -0.1417-0.5958 * (0.3519) -0.1854 完全失業率 ( リスク期間開始時点 ) -0.2032 ** (0.0915) -0.0789-0.2429 *** (0.0918) -0.0911 贈与ダミー 将来の失業 0.9646 * (0.5087) 0.5953 贈与ダミー 将来の転職 転籍 0.6774 (0.6382) 0.3554 贈与ダミー 完全失業率 0.2293 ** (0.0714) 0.0860 家賃指数 0.0006 (0.0040) 0.0002 0.0006 (0.0040) 0.0002 住宅価格指数 -0.0005 ** (0.0002) -0.0002-0.0005 ** (0.0002) -0.0002 住宅ローン利子率 -0.1795 ** (0.0885) -0.0697-0.1762 ** (0.0883) -0.0661 長期国債利回りのボラティリティ ( リスク期間開始時点 ) -1.0884 *** (0.3997) -0.4226-1.1195 *** (0.4056) -0.4199 東証株価指数のボラティリティ ( リスク期間開始時点 ) -1.1477 ** (0.5252) -0.4456-1.2583 ** (0.5278) -0.4720 出生コホート (50 年代生まれ ) -1.8732 *** (0.3867) -0.4175-1.9274 *** (0.3866) -0.4099 出生コホート (60 年代生まれ ) -1.8099 *** (0.2926) -1.0270-1.8397 *** (0.2934) -1.0172 定数項 -3.6361 *** (1.1844) -3.3269 *** (1.1805) 対数尤度 -601.277-600.183 擬似決定係数 0.3735 0.3747 サンプル数 6461 6461 個人数 493 493 住宅購入者 220 220 注 )KHPS2004, 2005 より作成 ***, **, * はそれぞれ推定された係数が 1%, 5%, 10% 水準で有意であることを示す のついた変数は 同一個人についてはリスク期間中のすべての時点で同じ値を取る 長期国債利回りおよび東証株価指数のボラティリティに関しては 係数 標準誤差 限界効果ともに 10-2 倍してある 限界効果の単位は %
図 1: 住宅購入の Kaplan-Meier 推定 - 贈与の影響 0.00 0.2 5 0.5 0 0.7 5 1.0 0 0 10 20 30 リスク期間の経過年数 贈与なし 贈与あり 注 ) KHPS2004, 2005 より作成