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Title Author(s) Citation Issue Date Type ロシア長期家計モニタリング調査（Russia Longitudinal Monitoring Survey : RLMS）からみた居住環境と住宅政 策の問題 道上, 真有; 雲, 和広 ロシア・ユーラシアの経済と社会(952): 2-22 2011-12 Journal Article Text Version publisher URL http://hdl.handle.net/10086/26446 Right Hitotsubashi University Repository ロシア･ ユーラシアの経済と祉会 2 01 1f F1 2月等 ( N o . 952) ロシア長期家計モニタリング調査 ( Ru s s i aL o n g i t u d i n a l Mo n i t o r i n gS u r v e y: RL MS ) からみた居住環境と住宅政策の問題 1 道上喜有 ･雲 和広 1 問題意識 と研究の 目的 1 992年に住宅 の私有化が実施 されて以降､住宅市場 を通 じた住宅取 得の新 たなチ ャンネルが 誕生 した｡ 特 に経済が安定 して成 長が持続す る 2000年代 に入 ってか らモ スクワ､サ ンク ト ･ペ テルブル グとい った大都 市を中心 に､民間主導 の住宅売買 と住宅建設が徐 々に拡 大 し始め た｡ そ こに 2006年か ら本格的な住宅政策が実施 された ことで､ロシアの住宅 市場 は景気拡 大 とあい まっ て民間が主導す る面 と､政府の大規模な財政 支出による需給の拡大 とい う 2つの拡 大の契機を も つ よ うにな った｡ モ スクワ市内にはモ スクワ市主導 の大型都市 開発 プ ロジェク ト ｢ モ ス クワ ･シ テ ィ｣ 建設が開始 され 2 ､民間 不動産開発業者に よる高層 マ ンシ ョン建設がモ ス クワ市内お よび 市郊外に も多 くみ られ るよ うにな った｡ 2000年代の経済成長期以 前の ロシアの住宅部 門では､民 間不動産業や建設業 の起 業や､住宅 金融制度の整備 (た とえば担 保型住宅 ロー ン制度 Ar e H T C T B OnOHnO T e qHOMyXt l nHl 山HOMyK PeL L HTOB aHHt O :AHXK3 ) が始 まっていた ものの､住宅建設の拡 大や住宅金融制度の普及お よび住宅 インフラ設 1 本も [ . ' . ' 川ま科学研究費補助金若手研究 ( B) 課題 番 t i -21 ; 730232 ｢ ロシアの住宅市場形成 住宅価格の決定要I X J と地域特性､ 住生活改善への影響を探る -｣( 研究代表酋道 上奥 伝)及びl l i J 堪鰯研究 ( B)課題番t E j ･ 23330089｢ ロ シアにおける出生規定要因の総合的研究 :ミクロデータによる多層的接近｣( 研究代表者雲和広､分粒研究省 道 ヒ)による研究成果の一部である｡また本稿は､比較経済休制学会第 51 的令同人会 ( 2011年 6月 4H 5日於神戸大学六甲キャンパス)2011年 6月 5日第 3パネル ｢ 家計調査データによるロシア ･CI S経済社会 分析の｡ 丁 能性｣での道上の報告論文をもとにしている_US AI D及び NT H( ROl HD38700)･ロシアl q立高等綿 済院及びロシア年金基金の資金を受け､カロライナ大学人Hセンター及びロシア社会学研究所が提供するロ シア長期モニタリング調食フェーズ2( t heRus s i aLongi t udl na lMoni t or i ngSur v e yPha s e2)を利用可能として いただいたことに感謝する｡ 2 モスクワ国際ビジネスセンター ｢ モスクワ ･シティ｣we bサイト ( ht t p: / / wwwc i t yne xtr u/ ) 3 AHXKとは､1 997年に 1 00%政府資本で創設された住宅金融機関である｡損保型住宅ローン ( Mor t ga ge Loa n)の証券化システムが導入され､AHXKを通 じて政府保証付きの住宅ローン証券が発行されている｡ 2008年末時点で AHXKの総資産は 1 3億 2 . 1 1 0f J ' 8931ルーブル ( 約 53億円)にのぼるニAHXK公式 webサイ ト ( ht t p: / / w w. ahml r u/ r u/ )参照｡ -2- ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上･雲) 備の 更新を 含む住宅政 策 に労 力を割 く時 間 も余裕 もない状態 であ り､ ソ連時 代か ら受 け継 い だ既 存の住居 の所有権 を私 有化す る ことが変 革の中心 とな ってい た I l o ロシアの住宅 部 門において は､ 住宅 弱者へ の補助制 度の改 革､ 老朽 化住宅 お よび公共 イ ンフラの 更新､都市 再開発 に よる居住環 境 の改善 と産業復 興､民 間住宅 建設 の促進 によ る建設産業 の発展 ､ 公的住宅 ロー ン制度の設 立に よる住宅金 融 の拡 充 と住宅 市場 の流動 化 な ど､課題 が 山積 してい る｡ これ らの課題 は 1993年 か ら政府 内で認識 されてはい た ものの､ 市場経 済化 の混 乱の渦 中で緊急性 のあ る もの ではなか った ため､財政 赤字 に苦 しむ政府 の優先順 位か ら外 され てい たのではないか と思 われ る｡ その ため住 民 の間 では既存住宅環境 に対す る不満が根強 く､居住環境 の優れ た住宅 に対す る需 要 が潜 在 して いたであ ろ うと考 え られ る｡ この よ うな住宅 品質 に対す る底 堅い需 要 に反 応 してか､品質の高 い､比較的高 価格帯 の住宅マ ンシ ョン建設 がモ ス クワ市内に多 く建設 され るよ うにな り､モ ス クワ市の住宅 価格 は 2007年第 / 1 93. 3 ドル n iか ら 2008年第 3四半 期 に は 6, 058 ドル /n nこまで達 した ' ｡こ 1四半期 で平均 4, れ は ロシア政 府 が定 め る標準世 帯住 居 面積 58niに換 算す る と約 35万 ドル に相 当 し､2008年 の 一 一人 当た り平均 月間賃金 が 588. 5 ドルであ る こ とか ら考 える と相 当に高い価格 であ る ' ' ｡ この よ うな 住宅 市 場 価 格 の 高騰 とい った現 象は ､ ロ シア に住 宅 市場 が 本格 的 に定 着 し発展 し て きた証 左 であ る と解 釈 す る こ とも可能 であ ろ う｡ 価格 高騰 の理 由 は別途 研 究 され るべ き課題 で あ るが､個 人 所 得 増加 に よ って顕 在化 した住宅 需 要 に 対 して住宅 供給 量 が 依然 と して 不 足 し てい る こ とや ､ 外資 や投 資家 あ るい は 一部 の家 計 に よ る投 機 目的 で の購 入が価 格 動 向 に影 響 を 与えて い る こ と､ 開発 許 可を め ぐる障害 が 住宅 建 設の ス ピー ドを遅 らせ て い る等 さ まざ まな角 度 か ら要 因が議論 され て い る｡ それ ぞれが 国民 生 活 に影響 を与 えかね ない要 素 であ るが 7 ､価 格 高騰 の功 罪 は ともか くと して R ､大都 市を 中心 と して住宅価 格 が上 下す る こ と自体 は､ 市場 の経 済現象 の 一つ で あ り住宅 部 門 が 市場 と しての姿 を 見せ 発達 しつつ あ る こ とを示 して い る と考 え られ る｡ 4 2006年の総 住宅 ス トックの私 有化比率 は 78%であ る｡Ro S S J S k l ' 1 ' Sl al J l S l / r C he S k J jEz he god nJ *l Ku 5 5 ] ' a n Sl ar / s l j c a JYT e a r boo k )2007Mos c ow Ros s t a tよりG 5 不動 産価格情報サイ トMe t r i nF o発表データによる ( ht t p: / / www. me t r i nf o. r u ) 0年第 4匹伴 期のモスクワ市の1 E宅 6 なおこののち､金融危機により大幅な住宅価格の 下落が生 じたが､201 平均価格は 4, 504 ドル / n iで､2008年第 3匹伴 期に記録 した 6. 058 ドル水準の約 7割の水準にまで回復 し てきている｡ 7 Ml nt SV.( 2007) ,■ ■ Of ac t or akhdi nami kit s ennaz hi l ui une dvI Z hi mos t ● ● ' .v o T pr o S ye ko no mJ ' k l ' .2007,no. 2 ppllト11 3参照｡ 8 住宅価格の上昇が問題であるか否か､は考察対象としない, , また､モスクワのような大都市において､都心 部の住宅価格が高いことそのものは効率的土地利用形態を実現する 上で必須であ り､何ら経済学的 ｢ 問題｣ ではない｡｢ 都心の住宅が高くて住宅を購入出来ない層が居る｣という時､もしそれが ｢ 問題｣であるとすれば､ それは所得分配の問題であって地価 ･住宅価格の問題ではない｡ -3- ロシア･ ユーラシアの経済と社会 2 01 1 年1 2月号 (No . 9 5 2 ) 他方 で我 々は ､果 た して ロ シアの住 宅 部 門 の市場 経 済 化 は､ ロ シア家 計 の あ らゆ る層 に浸透 す るほ どまで に拡 大 して い るのか ､とい う問題 を提 起 す る｡ 本稿 で は この よ うな問題 提 起 を背 景 に､ 実 際 に どの よ うな所 得 階層 が ロ シアの住 宅 市場 の需 要層 と して成 立 し得 るよ うにな ったのか､ 経 006 済 成 長 に よ って増 加 した個 人所 得 を も とに家 計 が 居 住 環 境 を変 更 させ て きた の か ど うか ､2 年 か ら実 施 され た住宅 政 策 は この こ とに寄 与 してい るのか､ とい った課題 に接 近 す る こ とを 目的 と してい る｡ 992年 か ら 実 施 さ れ て い る ロ シ ア 長 期 家 計 モ ニ タ リ ン グ 調 査 ( Rus s i a 具 体 的 に は ､1 以下 Rl . MS)9 の個 票 デー タを も とに､家 計所 得水 準 と居住 面積 Longi t udi nalMoni t or i ngSur ve y: Round8 (1 998年 9月 ∼ 1 999年 1月調 査)､Round1 3( 2004年 9月 ∼ 2004年 1 2月 の分 布 を ､ 7( 2008年 9月 ∼ 2008年 1 2月調 査 ) の 3時点 間 で比 較 す る こ とに よ って ､住 調 査)､Round1 宅 市 場 が拡 大 してい るの か､そ して家 計 の居 住環 境 の 改善 が 見 られ るの か ど うか､ とい う側 面 に つ い て検 討 を 加 え る ■ U o さらに そ の比 較 の結 果 が､ ロ シア政 府 が掲 げ る住 宅 政 策 目標 と整 合性 が 取 れ て い るのか どうか につ い て も見 てみ たい｡ 2 先 行 研 究 と ロ シア の 住 宅 政 策 ｢ Af F or dabl eHousi ngJ 1 992年 市 場 経 済 化 後 に お け る ロ シ ア の 居 住 水 準 や 環 境 に つ い て の 調 査 研 究 は､ 米 国 の I nst i t ut ef orUr banEconomi c sや USAI D の 支援 を受 け た 1 995年 の 研究 成 果 Ur banj l ouSj ng *e t sI ' nRus sl ' aが まず 挙 げ られ る 1Lo 本書 は ロ シア の い くつ か の都 市で実 施 され た居 住環 境 MaI 調 査 の 報 告集 で ､90年 代 の ま とま った調 査 結 果 と して は 最 初 の もの とい え る｡ 調 査報 告集 に収 anova (1 995) 】 Zで は､モ ス クワ､ ニ ジ二 ･ノブ ゴ ロ ド､ パ ル ナ ウル の 3都 録 され て い る Guz 市 で実 施 した､ 既 存 の 住宅 ス トッ クの 特 性 を 外 壁 の 材 質 と年 代 別 住 宅 ス トッ ク量 とい う視 点 か 9 ロシア長期モニタリング調査 ( RL MS )は､アメリカ ･ノースカロライナ大学カロライナ人[ ｣センターによっ て組織されコーディネー トされた家計と個人に対するミクロサーベイ調査であるOこの調査は､ 最低でも37 00 家計､1万人の個人をカバー してお り､全体としてロシア連邦レベルの代表性を有しているものである｡詳細 加現代ロシアの については R LMSwe bサイ ト ( h t t p : / / wwwc p c . u n c . e du/ p r o j e c t s / r l ms h s e )および武田友 貧困研究｣東京大学出版会､2 011年､33-49ページを参照｡ 1 0 本稿では､家計の経済水準に関 して考慮する変数は ｢ 所得｣に限定 して 3時点間の比較を行うoE J 本の住 t t 滞収入と居住水準 との分布をみる調査が一般的である｡消 宅市場動向調査および住宅土地統計などでも､l 費ノ l く 準と居は面積については次の課題 とする｡ 1I U/ ' b a nHou S j n gMa r ke l SI nRu S S J a, Pr e p a r e df o rHo u s l n gS e c t orRe F o r mPr o j e c t , Ru s s i a nF e d e r a t i o n /Ci t yoF Mo s c o wUSAg e n c yf o rI nt e r n a t i on a l De v e l o pme nt / Mo s c o w.I 995 es " ,Ur b a nHou S l ' n gMa r ke l Sl J 7 1 2 CU z a n o v aA( 1 995 ) , ' ' Re qu l r e me n t Sa n dde ma n df o rh ou s i n gi nRu s s i a nc i t i J a .Pr e p a r e df orHo u s l n gS e c t o rRe f o r mPr o j e c t ,Ru s s i a nF e d e r a t i on /Ci t yo fMo s c o wU･ S ･ Ag e n c yF o r Ru S S l n t e r n a r i o n a JDe v e l o p me n t / Mo s c o w,1 995. p30､道 ヒ真宵 ( 2007)｢ロシアの住宅投資-都市住宅市場を中 桃山学院大学経済経営論集｣第 49巻第 2号､pp53 98参照0 心に ア ｣ -4- ロシア長期家計モニタリンク調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上 ･雲) らみ た調査結果が報告 され てい る｡Guz anovaは､スター リン様式住宅 ( 30年代∼)､フル シチ ョ 60年代)､ 外壁 レン ガ建 て住宅 ( 60年 代)､パ ネル住宅 ( 70年代)､現 代 パ ネル住 フ カ住宅 ( 宅 ( 80年代)､現 代 レンガ外壁 住宅 ( 80年 代)､ コムナル カ､寮､ 戸建住宅等 に区分 し､ それ ぞれ の住宅 ス トック量 の各調 査都 市での分布 を計 測 してい る｡ モス クワで最 もス トック量が 多 970年代 と 80年代 に建設 され たパ ネル住宅 であ り､ニ ジ二 ･ノブゴロ ドとパルナ ウル いのは 1 で は フル シチ ョフ カ住宅 と 1 980年代の現 代パ ネル住宅 が 多 く存 在す る とい う地 方 と大都市 で の分布の違 い と､各住宅 ス トック特性 か ら生 じる住民の居住環境 の不満 につ いて ま とめている｡ 同 じく収録論 文であ る､ ロス トフ ･ナ ･ダ ヌー と トヴェ リで居 住環境 に対す る不満 につ いての アンケー ト調 査を行 った Abanki naandZuev(1 995)) 3によれば､両都 市 とも不満項 目の 1位 は ｢ 居 住空 間の狭 さ｣ であ り､その次 に ｢十分な設備 が ない こ と｣､｢根 本的な修理が必 要 な住 居 であ る こと｣ が続 き､ この 3項 目に住民 の居住環境 に対す る不満 が集 中 して いる こ とが示 さ れ た｡ この調査を基 礎 に米国の USAI D お よび I nst i t ut ef わrUr banEconomi c s等の助成の下､モ ス クワに も I nst i t ut ef orUr banEconomi c s】 4が 1 995年 に創 設 され､ ロ シアの住宅､ 都 市 開 発､ 都市 行政 にかかわ る立法､政策 立案､モニ タリング調査､専門家育成 を担 うこととな った｡以後､ ロシアの住宅 研究 と住宅政策提 言は この研究所を中心 に行われ るこ とにな る｡2006年か ら本格 的 に実 施 され る こ とにな った ロシアの住宅政策 に も同研究所 所長 Kos ar evaが政 策 立案過程 か ら主要 メンバー と して関与 してい る｡2006年 にロシア政 府が策定 ･実施 した大規模住宅政策｢手 の届 く快適 な住宅 を ロシア国民 に ( noc l Yn HOeHK OM中op THOe) KHJ ] b e r Pa XDaHaMPocc Ht 4 :以 下 Afor dabl eHousi ng) ｣ プ ログラムは ､201 0年を最終年限 とす る 5カ年の計画であ る｡ その 中 では以 下の 4つ の基本課 題 ■ 5 ､す なわ ち l ) 住宅 の取 得 可能性 ( 以 下 afor dabi l i t y) の 向上､ 2)住宅 ロー ン利 用の拡大 ､3)住宅建設の拡 大 と公共 イ ンフラの現 代化促進 ､4)連邦法 に定 め られ た特定の カテ ゴ リー に属す る国民へ の政府住宅保証の実現､が 目標 とされてい る｡ その実 施 に当たっては 5カ年で総額 9, 61 3億 8, 465万ルー ブル ( 約 3兆 8千億 円)の 予算が計 上されてい る｡ 397億 6, 245万 ルー ブル (約 9, 600億 円) が連 邦予 算 そ の 内訳 は､総 額 の約 25%に 当た る 2. で賄 われ､ その ほか地 方政 府 予 算 932億 ルー ブ ル ( 約 3, 700億 円)､民 間 投資 ･借 入 4. 704億 1 3 Abanki na , T･ a ndZue v. A･(1 995) ,川 Hous i ngSt r at e gi e sf わrDi 恥r entSoci a lSt r a t aorc i t yDwe l l er s UnderFr e eMar ketCondi t i ons . ' .ur b a nHou s / n gMa r ke r sj nRu S S j a.Pr epar e df orl ious l ngSe c t or Rer or m Pr o j e c t .Rus s i anF e der a t i on/Ci t yofMos c owU･ S･Age nc yf orI nt e r na t i onalDe v e l opment / Mos c ow,1 995. p49 1 4 TheI ns t i t ut ef orUr banEc onomi c s( ht t p/ / wwwur ba ne c onomi c sr u) 1 5 yTB e P〉 K L l eHb l ,nPe 3 日皿 HyMOMCoB e TanPHnPe 3 日 L l eH T ePoc c H所c K O前Oe L l e P auHHnOPe a J T n3 auHM n pH o pH T e T H t , l XH a uH OH a J l h Hb l Xn P O e K T OB( n p o T OK O J IN9 2o T2tz l e K a 6 p 兄2 0 05 r . ) npH J 10 t j K e HH eN9 ト9 ,K中e 且e P a J l b H O所u e J l e 8 0銃n p or p a MMe((XH J T Ml qe ) )H a2 0 02 1 2 01 0ro L l b 1 -5- ロシア･ ユーラシアの経済と社会 201 1年 1 2月号 ( 恥 952) ル ー ブ ル (約 1兆 9千 億 円 )､ 国 民 負 担 990 億 ル ー ブ ル (約 4千 億 円 )､ 担 保 型 住 宅 ロー ン 制 度 ( Ar eHTC TB OnOHT 1 0Te qHOMy )KHJTHL nHOMy7 (PeD HTOB aHHt O:Aレ t XK) の た め の 政 府 保 証 l. 380 億 ル ー ブ ル ( 約 5, 500億 円 ) が 計 上 され て い る 1 6｡ この プ ロ グ ラ ム の 具 体 的 な 数 値 目標 は 以 下 の よ うに な っ て い る 1 7 ｡ ･ T j . 7 m 1人 当 た り居 住 面 積 を 21 zに す る｡ ' Zl 年 収 に 対 す る住 宅 価 格 倍 率 で み た afor dabi l i t y' 8 を 3 に す るO ′ 享r 住 宅 ロ ー ン を 借 りて 標 準 的 な 住 宅 ( 3 人 家 族 で 54ni) を 購 入 で き る 世 帯 の 総 世 帯 数 に 占 9 0 め る割 合 を 30% に す る 1 I : i: 年 間 の 住 宅 建 設 面 積 を 8. 000 万 niに ま で 増 大 させ るO ′ : 5 , 担 保 型 住 宅 ロー ン ( HI l0TEKA [ Mor t gage]) 融 ･ 資 総 額 を 4, 150 億 ル ー ブ ル (約 l兆 7 千億 円 ( 2006 年 初 時 点 為 替 レー ト) に ま で 拡 大 させ る｡ 富･ 若 年 世 帯 向 け 住 宅 補助 の受 給 世 帯 数 を 18 万 1, 700 万世 帯 に ま で 増 加 させ る｡ 管 連 邦 法 の 特 定 カ テ ゴ リー に 該 当す る 国 民 (各 種 戦 争 で犠 牲 を 負 っ た 家 族 ､ 多 子家 庭 ､ 貧 困 世 帯 ､ 強 制 移 住 か らの 帰 還 移 民 ､ 原 発 事 故 犠 牲 者 ､ 退 役 軍 人 等 ) に 対 す る住 宅 補 助 の 受 給 世 帯 数 を 13万 2, 300 世帯 に ま で 増 加 させ る｡ 1 6 全て 2006年初時点での 日本円換算 ｡ 1 7 ただ しこれ ら数値 L l標は,ロシア全r j j i平均で評価 したものである)Kos al ･ eva.N andTumanov. A( 2007). " Dost upnol ir ol i s anam z hi r e ?' T . De mo S C O PeWe e k / Y,No･ 307309.29,November .2007 ( ht t p/ / demos cope･ r u/ weekl y)参照 ｡ 1 8 A恥 r dabl l l t yとは､住宅の 平均価格が 平均的な 世帯年収の何 年分になるかを示す ものである｡ ロシア政府 が規定する年収倍率の住宅人手叶能性 ( Hous l ngAfor dabl l l t y HA) の計笥: 式は､ ､ 1 1 7 ･ 均 世#: 所得 (年収) HA ( 年収倍)標準面積の平均住宅価格 と定義 され てい る｡ さ らに住宅 ロー ンを考慮 した も う一つ の住宅 人手自J 能性指 数 ( Hous i ngA恥 r dabi l i t y I ndex.HAL )がある｡ この数値は､平均的な 世帯が住宅 ロー ンを借 りて新 しい住宅を購 入することができるか 行かを示す値 となるっある世帯が住宅 ロー ンを組んで標準的な住宅を購入する際に､年収の 3割をロー ン返 済にあて返済期間の満期 日にロー ンを完済す るためには最低限 どれだけの世帯年収が必 要であるかを まず . 汁 算 し､この最低限必要な 世帯年収細 と実際の t t t 帯年収紙 との格差を計測することで P帯の住宅取 掛 伯 巨性を 判断するものである｡ y= [ 1- i t l / (1+i )) r 〉 ]β iαH HAl( %)- y 実際の世帯年収 ×1 00 y 住宅 ロー ンを借 りて作宅を購入するのに最低限必要 とされる世帯年収､H: 標準面積住宅 ､ ド均価格 ､q 住 宅価格に占めるロー ン割合 ( %)､ i: 住宅 ロー ン平均金利 ､T･ロー ン返済期間 ( 平均年数)､P ･世帯年収に占 めるロー ン返済割合 ( %) 1 9 単身 世帯は 33m2 ,2人家族では 42r r i ,3人家族以 卜では l人当た り 1 8r r i の居住面積を実現することとし ているJ -6- ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上 ･雲) Kos ar eva( 2005,2007)20 は､ 上記政 策 目標 の うち① と､ そ して② の a 斤Or dabi l i t yの計 測 方 法 に関与 し､実 際の ロシアの a庁br dabi l i t yの計測 に多 くの成 果を発表 してい る｡ ロシアの現状 が ま だ 目標値 には遠 く､ 一層 の住宅供給 の拡 大 と住宅 購 入の 促進 の ためには､住宅 金融の緩和や政 府 予 算 によ る住宅 開発の必 要性 が あ る と主張 してい るo afbr dabi l i t yの計測 は､ 住宅価 格 と所得 と の比率 で計算 され るため､住宅価 格 の動 向 に大 き く左右 され る 2J ｡1 990年代 の住宅 私 有化 の際 に行われ た住宅競売 におけ る価格決定要 因 と､モ ス クワ市 の行政 区別 に詳細 にみ た住宅 価格動 向 とを 分 析 した もの に Noz dr l na (1 998,2006)2 2が あ る｡ ま た､2005年 か ら 2006年 に か け て 都 市部を 中心 に住宅価 格が急 激 に高騰 し始 め た こ とか ら､不動 産情報 誌や 大手 不動産 会社 の分析 部 門や不動 産業 界等 の組織 に よる価 格動 向 分析 ､専門家 に よる独 自の集計 デー タに よる価格情 勢 も webサ イ ト上で数 多 く発表 され るよ うにな った 2 3 ｡ ロ シアの住宅 市場 その もの と住宅 研究 の発展 住宅 価格 の高騰 が 多 くの社会階層 の住宅取 得 可能性 ( afor dabi l i t y) を踏 まえて Mi nt s( 2007)21は､ を低下 させ てい る こ とを指摘 し､他 方､住宅 価格 の急 落 が起 きれば､住宅 ロー ン供給 機 関をは じ め とす る部門におけ る大規 模 な信用危機 を導 いて しま う､ と警鐘 を鳴 ら した｡ RLMSを 使 っ た住 宅 研 究 と して は､ 住 宅 の 私 有 化 を 選 択 す る意 思 決 定 の 要 因 分 析 を 行 っ た pl ot ni kova( 2004)2 5や､RLMSでは扱 えない地 域特 性 変数 を別途 作成 した うえで､地域 間の労働 市場､住宅 市場格差を 2000年のデー タで分析 した Ber ger ,Bl omq山s t ,Pet er( 2008)26があ る｡ こ のほかに､米 国の社会学者 Za vi s c a( 2004､201 2)27 が ソ連崩壊後､世帯 間の居住格差に どの よ う 20 Ko s a r e v a .N ( 2005 ) .J Ho u s i n gMa r k e ti nRus s i a : Cur r e nta n dPe r s p e c t i v eVi e w二Mo s c o w. I n s t i t ut ef o rUr ba n Dos t upnol i Ec onomi c s ,( ht t p/ / www. ur ba ne c onomi c sr u). Kos ar e v a.N･andTumanov .A･( 2007) ," r oi i s a na mz hl l ' e ? " , De mo s c o peWe e k / Y. No･ 3 071 3 09. 2 9. No v e mb e r . 2007( ht t p/ / de mo s c op e･ nJ / we e k l y) 21 道 卜真羊 1 ㌧r l ) ･ A I I E r E . -､I F T 村勝之 ( 201 0)｢ロシア住宅 I f l 順 の発達過程 と住宅政策の効果の研究- ロシ ア川家プロジェク ト ｢ロシア国民に手の届 く化宅を｣の成再｣7 住宅総合研究財団研究論 文集 2009年 No. 3 6pp25 9268､MI C hl ga mi .M ( 2 011), " Compar i s onoFA汗or da bi l i t yofRus s i ana ndJ apane s e Hous ) n gMar k et s ' ' .F a rEa S r e / . nSl u d J ' e s ,Vol ･ 1 0, Mar c h2 0I1 . p p 1 2556･参照｡ 22 Toda .Y.Noz dr l na,N.Ma dda l a.G.S (1 998)-"TheAut i onPr i c eofApar t me nt sl nMos c ow He doni c E s 【 i ma t i oni nDI S e qui l i br i um' ,E c o no ml' c S0 FPbnn l h g,v o1 3l . no. l .pp. 日 4, Noz dr i na , N( 2 006)I . Ra z vi ti ei t e mt or i a l l ' na l adi fe r e nt s i a t s i i ar yn k avMo s k v e " .Pn o b J e myPr o gno z J j ･ o帽nJjb ,No6( 9 9),2 006. p p3 04 2 23 Ros s I S kl iSt a t i s t i c he s ki iEz he godni k 2007によると､2006年のロシア連邦平均で対前年比の新築住 宅価格は 477%､中古化宅価格も 544% 上昇 している｡なお､価格情勢分析では大手不動産会社 Mi el 版 の分析部門が代表的な機関のひとつである｡( ht t pノ/ Wwwmi el r u) 24 Mi nt sV.( 2007)-" 0f a c t or akhdl naml klt S ennaZ hi l ui une dvI Z hl mOStM.レ o T pr o S ye ko no ml r k J ,2007, no2･ ppll1 1 21 25 Pl ot nl k ova.M.( 2004). De l e r mJ ' na nl SO Fhou S e ho J dhou s J ' n gpr / ' v al J I z al J ' o nde c J S J O nl ' nRu s s i a.Ph.D･ 0n . Uni v er s i t yoHl l i noi sa tUr bana -Cha mpai gn. 2 0041 Di s s er t at 1 26 Ber ge rM.Bl omqui s tC.Pe t e rK･( 2008)." Comp e ns a t i ngdi fer ent i al si nemer gi ngl a bora ndhous i ng " .J ou ma /o FUr b a nEc o no mJ ' c s ,63( 2 008) , pp25 55. ma r k et s : E s t i mat e sofqual i t yoHi f ei nRus s i anc i t i e s ･( 2004).Co ns ume rl ne qu a / J ' l J ' e Sa ndRe gJ ' meLe gl ' l J ' ma c yl ' nLat eSov J ' e la ndPo S l Sov j e l 27 Za vi s c aJ Ru s S / ' a ,Ph.Ddi s s e r t a t i on.Uni v e r s i t yofCal i f or ni a, Ber kel e y.F a l l2 004 Za vi s c a , J ･( 201 2), Hou s J ' n gt he NewRu 5 5 / ' 3 ,I t ha c a . NY Cor ne l lUni v er s i t yPr e s s , f or t hc oml ng2 01 2Chap･ 4 - 7- ロシア･ユーラシアの経済と社会 2 01 1年 1 2月号 ( N o952 ) な変化が生 じたかについて分析を試みてい る｡2003年時点 でみた年齢階層や学歴 ごとの居住面積 や居住に対す る個人の満足 ･不満足度の分布を計測 し､特に旧国営住宅の無償私有化の恩恵にあず か らなかった 40歳未満の若年層 に住宅取得困難や居 住環境改善の困難が生 じているとしている｡ かつ て Dani el(1 985)28は､ 1 980年代のハ ンガ リー で一部 自由化 され た住宅市場 と国営住宅部 門 とが併存する状況の中で､国民の居住水準の不平等格差を是正す ることは可能か どうかを問い､ 国営住宅配分が不足 してい る状況下では､格差是正を 目的 と した国の補助金政 策は国民の居住格 差を一層強 め る結 果にな る と した, Zavi s caの分析 は､Dani elをは じめ とす る一部の研究 者 たち が 80年代末 に取 り組んでいた社会主義時代の国民の居住水準格差につ いての研究 と､市場経済 化後の研究 とを接 合す る役割 を果 た している点で特筆すべ きものである｡ 本稿では これ らの先行研究を踏 まえて､市場経済化が進展 した ことで家計の居住格 差に変化が 生 じたのか どうか､第一次接近 と して居住 面積に注 目 して考察す る｡すなわち高所得者層を中心 に居 住面積の拡大が生 じ､低所得 者層 に居住面積の横ばい状況が続 いてい るといった形で住宅 に 流動性 が生 じてい るのか否かにつ いて､ さ らにその結 果は ロシアの Afor dabl eHousi ng住宅政 998年､2004年お よび 2008 策の政策 目標 と整 合的な ものであ るのか否か につ いて､RLMSの 1 年の個票デー タの比較を通 して検討を行 う｡ 3 RLMSか らみた居住環境 :家計の類型別に見た居住面積 ロシアの統計における居住 面積 とは､ベ ラ ンダ､バル コニー､玄関 ロ ビー等 を除いた居住生活 に必 要な空 間面積を指 し､台所､ トイ レ､洗 面所 を 含む 2 9居住 面積 ( ZM oipl oshad. ) を意味 す るO 日本の住生 活基本計 画におけ る居住面積 ( 最低 ･誘導居住 面積水準) も､住戸専用面積 ( 壁 芯) を指 し､寝 室､食事室 兼台所､便所､浴室､収納 スペー ス等 を 含む がバル コニー は 含 まな い与 1 ' o そのため本稿では､居住環境 を表す指標 と して床 面積を とらず､居住面積を基準 として比 較を行 う｡ ロシア統計年鑑 二"によれば 1人 当た り居住面積は､ 1 995年 全国平均 1 80n i､都市部で 177ni､ 農村部で 1 8, 7n iであ った ものが､2004年に全国平均 20. 5r d､都市部 20. 3n 上 農村部 21 . 1r r i へと 増大 し､2009年 にはそれ ぞれ 22. 4n i､ 22. 1r d､23. 1n iに まで拡大 し､住宅政 策 目標 であ る l人 28 Dani elZ･( 1 985) ,u TheEf f ectofHousi ngAl l ocat l OnOnSocl alI nequal i t yl nHungar y' , Jouma/oF Co mpa r al j v eEc o no mJ ' c S .9.pp･ 391 409 29 Ro S S I ' S k / ' / ' Sl a l / l S l j c he Sk J ' / ' E z J 7 e gOd nJ ' kqu s s 血7 Sl al J ' s l J ' c a /n e a r b oo k )20I 0･ Mos c ow･ Ros s t a t, p21 6 30 国土交通省 ｢住生活基本計画｣別紙 3､1 6ページ参軌 ( ht t p･ / / wwwml l t . gOj p/ j ut a kuke nt i ku/ hous e / t or i kumi / j yus ei k at s u/ hyodai ･ ht n l l ) 3I Ro S S / ' s ki J ' Sl al J ' S l / ' c he S k J ' ) ' E z J 7 e gOd nJ ' k 20i 0. p209 -8- ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上･ 雲) . 7 当た り 21 n iをすべ ての地域 で 上回 った｡ ロシア全休 のマ クロ統計 でみれば､居住 面積 が着実 に増加 し､居住環境が向上 しているもの と見受 け られ る｡家計の所得階層 と 1人 当た り居住面積 とを クロスさせ て 2008年の家計分布を とった ものが表 1であ る｡ 表 1には 2009年 ロシア統計 年鑑 ( Ros s t at )発 表デー タ と RLMSRound17の 2008年のデー タよ り作成 した もの とを同時 に 並べ た｡ 全 国平均では､1人当た り20n i未満の家計が総家計数に 占め る割 合は､それぞれ 51 . 3%( RLMS)､ 表 1 1人当たり居住面積 ×家計所得階層の家計分布 ( %) RLMS2008年 r o s s t a t 2008年 ー l モ 人当 面( 積 n たり i ) 区分 居 全体 家計所得階層 I Ⅰ Ⅰ( Ⅰ低位 Ⅰ Ⅰ Ⅰ､VI 高位) V V 9. 0 6. 3 7. 5 5. 6 5. 7 7. 3 9. ト1 3. 0 1 4, 5 1 5. 0 1 3. 2 1 4. 6 1 4. 8 1 3. ト1 5. 0 1 0. 4 8. 9 1 0 5. 8 全体 家計所得階層 I ( Ⅰ低位､V高位) Ⅰ Ⅰ Ⅰ Ⅰ Ⅰ Ⅰ V 7. 3 6. 8 5. 8 1 . 7 24. 8 1 9. 1 1 7. 4 1 6. 4 7. 3 l i l 2 1 . 3 8. 1 1 4 1 5. 0 1 5. 9 6 . 6 1 3. 6 1 4. 5 1 6. 2 1 5. ト20_ 0 20. 1 4 1 9. 4 20. 9 l l . 4 2 0 0 1 0 7 2 2. 0 0 6 l l 0 1 8. 7 1 9 . 7 1 3. 4 8 8 l l 7 2 l l . 3 2 0 . 2 0 , 1 20_ ト25, 0 1 4. 9 1 4, 7 1 6. 1 1 3. 6 1 5. 5 1 3. 8 1 4. 2 ll . 5 1 4 25. ト30, 0 9. 3 1 0. 2 8. 6 9. 4 7. 8 1 0, 8 30, ト40. 0 1 0. 6 1 2. 0 ll . 2 1 0. 1 . 1 9. 2 1 0. 9 1 0. 2 1 2 . 3 1 0 0 1 4 . 7 1 3 . 0 1 0 0 1 0 5 . 6 1 0 0 9 . 7 1 0 0 40. ト 1 3 1 0 . 0 4 1 1 2 0 . 0 1 1 3 0 . 0 4 1 4 , 6 1 0 0 V , 3 1 3, 5 6. 3 8. 6 8. 5 8. 7 1 2. 0 6. 0 9. 1 1 0. 6 8. 8 1 4. 8 l l . 8 1 0 0 1 2 . 6 1 0 0 2 1 1 . 8 9 Ru S S l ' a nSl al J ' s l J ' c a /Y e a r book )2 0 09 ( 仙i r T ) Ho s S l ' S k j J ' Sl al / s l J ' c he s kj J ' Ez e h god nJ ' k( . 00 535% ( Mo s c o w: Ros s t atおよび RLMS. Ro und1 7より作成 Ro s s t a t ) にな った｡ ロシア住宅政策基準の近傍 であ る 1人 当た り 20n i以 上を満 たす家 計 と基準に満たない家計 との割 合が､ほぼ半分ずつ とな っている｡家計所得の階層 5分位別 に見 る と､ 各階層いずれ も 1人 当た り 25r d未満の 中に多 くの家計が分 布 し､所得階層 が高位であ る ほ ど 25n iよ り高位の面積階級 に分布す る家 計がやや 多 く示 され る傾 向がみ られ る. ら 1人 当た り居住面積で計測す る と､低 い所得階層家計 で も高位の面積階級 に分布が出る しか しなが 高い所 得階層 の家計 で も､家族人 員数 が多ければ ､ 1人当た り居住 面積が小 さい面積階級O また す ることに に分布 な り､所得階層の高い家 グルー プに偏 る傾向があ る32｡ そ こで本稿では RLMSの個票デー 計が狭い面積の タか ら､ 32 参考に 2008年の R L MSデータによる家計所得階層と 1人 当た -人当たり り居住面積 の平均居 よ りも 1家計あた りの居住 面積 は-0091 住面積との相関をとると ( 1 %水準で有意)となり､所得が低い家計ほど 1人当たり居住面積が大きく なり､所得が高､相関係数 面積が小さいことになる ( い家計ほど P e a r s o nの相関係数 1 0091 ( 1 %水準で有意) ､有意確率 ( 両 I 1 94091 703. 8,共分散38594493､N-5030) 000､平方和と積和 側)0. どもから老人まで一律に合算した家族人員数で 1 Oこ れは単身世帯と二人以上世 帯を合算し た計測であること､子 人当たり 居住面積を計算すること ､さらに家族人 ロシア･ ユーラシアの経済と社会 2 01 1 年1 2月号 ( N u9 5 2 ) を対 象 とし､家 計所 得 との相関お よびその経年 変化 を検 討す る｡ ロシアの住宅政策 が 目標 とす る j､2人家 族 では 42r r i ､3人家 族以 上では 1人 当た り 1戸 当た りの居住面 積 は､ ｢ 単身 世帯 は 33n 1 8n ix家 族 人 員数｣ と定 め て お り､ この基 準居 住 面積 を も とに 目標 とす る住宅 の取 得 可能性 を 計測 してい るJ 3 ｡ この こ とか らも 1戸 当た りの居 住面積 と､家 計特性 とを い くつ か に細 分化 した うえで検 討す る ことが望 ま しいであ ろ う｡ す なわ ち､単身世帯 と二 人以 上世帯 ､ 1家 計 の家長 の 世 代別 ( 就労世 代 男子､就 労世 代女 子､ 高齢 男子 ､ 高齢女 子 の 4特性)､家 族 人 員数別 に区分 し た うえで ､ 】戸 当た りの平均 居住 面積 を家 計所 得階層 5分位 ご とに分類す る 34｡ この よ うに家 計 特性 を細分化 して考察す る こ とによ り､全国平均 でみ た政 策 目標 を達成 してい る家 計 とは､そ し て満 た していない家 計 とは一体 どの よ うな家計 であ るのか を特定 す る｡ また家 計の住宅取 得に際 しては､住宅 ロー ン融資 の可 否を決定 す る基準 とな るのが 1家 計の 世 帯収 入であ り､政府 の住宅 補助 を受給 す る際 に も家計 の 世帯収 入の 多寡 が基準 とな る｡ 政 府が掲 げ る住宅取得 可能性 の計算式 も世帯収 入を基準 と してい る｡ 日本の住宅 土地統 計や住宅需要 動 向 調 査 において も世帯収 入が調 査対象 とな って い る こ とか ら､本 稿 では 1人 当た り所得 では な く､ 1戸 当た りの家計所 得を基準 とした分類 を行 う｡ ここで使用 す る家 計所 得 とは ､RLMSが各家計 に対 して実 施 した所得 源 泉項 目につ いての 回答 L MSが独 自に集 計 した各家 計 の総家 計所 得 の実質額 と家族 人員全 員の収 入につ いての 回答 とを R ( 月額 ルー ブル) であ る｡ 家 計所 得 の 内訳 は､給 与､ 年金､ 失業 手 当や子 供 手 当な どの各種 手 当 や給付 金､家 賃 補助 ､家畜売却益､個 人栽培 の農産物や個 人で 自然界 か ら採取 したキ ノコ ･魚 な どの売却 益､ 個人資産売却 益､賃貸収 入､資 本収 入､保険金収 入､ 会社 ･ 親類 か らの援助 であ り､ ここではそれ らを 合計 した もの を用 い る｡家 計所得 の実 質化 に使用 され る物価 指数 は調査開始時 992年 6月の 値を基準 と して換算 され た もので､地 域 の違 いを考慮 して調整 され てはい ない の 1 ため､全てのサ ンプルの家 計所 得が 一律 に実 質化 され る3 ･ S o 2011 ) は ､｢ RLMSのデー タに基づ く平均 貨 幣所 得 は､ ロ シア連 邦統 計局 のデー タに基 武田 ( VT s I OM)のデー タに基 づ く平均 貨 幣所 得 よ りも低 め の値 ､ また､ 全 ロシア世論 調 査 セ ン ター ( づ く平均貨 幣所得 よ りも高めの値 を示す こ と､ ･( 中略) -RLMSの標 本 には､ ロ シア連 邦統 計 局 の標 本よ りも生活水準 の低 い家 計が 含 まれ る可能性 が相 対的 に高 いか も しれ ない｣ こ とを指摘 33 npHJ 10 XeHHeN9 1 9.K中eL l e Pa J l b HOF iue J T eB On POr PaMMe"XH. l HU le , )Ha2 002201 0｢oL l b l 34 R LMSのデータによる各家長の世代の定義は､就労世代男子とは 1 8歳以 上60歳未満の男子､就労世代女 f･ とは 1 8歳以上 55歳未満の女子､高齢男子とは 6 0歳以上の男J f ･ ､高齢女子とは 5 5歳以 上の女子がそれぞ れ家長である家計を意味するっRL MSが独自に ｢ 家長｣を特定 しており､i i J f f _ が家長であるのかということに対 する回答に依存するものではないO( 1 )最年長の稼得野性､( 2)左が無い場釦 ま最年長の稼得女推､( 3)それも 無い場合は最若年のリタイア世代男性､( 4 )それも無い場合は最若年のリタイア世代女性､いずれも存r Eしな 5) / +届 の子供､を家長としている｡ い家計では ( 巌 35 RL MSwebサイ ト ( ht t p. // W . cpc. unc. e du/ pr o j e c t s / r i ms hs e / dat a / doc ument at 1 0n/ f a q) -1 0- ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上 ･雲) してい る3 6 ｡ 表 1の ロシア統計年鑑発表の家計所得 5分位の 1人 当た り居住面積階級 でみた家計 分布 と､ 同 じ調査年の RLMSか ら作成 した同分布 とを比較す る と､RLMSでは最 上位所得階層の 居 住面積 分布 が小 さめ に､最 下位所得 階層 の居 住 面積分 布が大 きめ に現れ てい る と言 え る｡ 前 者は戚 田 ( 2011 ) の指摘 の妥 当性を､後者は低所得かつ広 い居住面積を有す る農村住民 ( 後 出) の特質を示す もの とも考 え られ るが､それ以外の所得階層及び全所得階層をプール したものの居 住面積分布 は概ね近似 している｡本稿で見る家計所得 と居住面積の関係は､ ロシア連 邦 レベルの 代表性を有す るもの と想定 して議論を進める｡ 3 - 1 家計所得 と居住面積 998年 ､2004年､2008年 表 2は所得階層 5分位 と各階層 の 1戸 当た り平均居住面積の分布を 1 の 3時点 で比較 したものである｡ 二人以上の家計 と単身家計 とを区別 して併記 している｡表 2か らは､各年 とも都市部であるか農村部であるかを問わず所得階層が高位な階層ほ ど居住面積が広 く 表 2 所得 5分位 ×平均居住面積 ( r T i ):RLMS 1998.2004, 2008 所得階層 総 家 計 1 998 Ⅰ V l Ⅰ V 【 l Ⅰ 1 1 Ⅰ I V V Ⅰ Ⅰ l l Ⅰ V l I Ⅰ V l Ⅰ 2004 家族構成員 2人以上家計 2008 1 998 2004 2008 31 , 93 3 27. 1 8 28. 23 29. 04 31 . 06 29, 24 30. 91 32. 27 31 . 41 31 . 1 2 32. 84 3370 34. 80 36. 3 38, 69 3 0 ( ) 全37. 休 26, 53 26. 36 単身 1 全 体 998 2004 2008 275 24. 34 25. 64 25. 28 33. 1 5 34. 25 25. 91 25. 24 27. 26 32. 60 33. 95 34. 53 23. 72 27. 84 28. 92 39 5. 9 78 9 39 5. 66 4 38 7_ . 33 全 体 36. 91 27. 89 27 . 49 家 計 28. 04 27. 38 29. 95 3 0. 62 市 部 31 . 22 2 31 . 74 4. 32 24. 34 23. 1 3 32, 73 24. 99 24. 03 25. 55 都 市 部 28. 55 29. 47 30. 47 30. 85 30. 43 31 , 45 32. 02 32. 0 33. 50 34. 09 33. 68 34. 36 9 35 2. 0 79 2 32 4. 6 53 5 23 2. 76 26. 54 27. 77 35. 45 都35 . 77 市 部 3775 36. 60 都 36, 48 0 0 3 8. 4 0 77 9 1 29, 3 9 . 72 1 25, 2 6. 05 6 28 5 29. 50 33. 24 34一 94 33. 85 35. 97 24. 41 農 村 部 31 . 49 31 . 74 34. 64 37. 56 33. 51 37. 01 38. 6 34. 00 37. 82 38. 93 34. 66 38. 79 40. 96 2 40. 91 44. 94 44. 32 41 . 64 45. 36 45. 60 農 村 部 . 71 42. 92 農 4 4部 村 27. 41 30. 48 28 6 7. 77 1 29 28 2 3 3. 8 33 66 4 2. B 34 6 5 2 1 . 9 6 3 5 , 4 2 4 . 5 3 3 6 4 2 7 . 0 9 ロシア･ユーラシアの経済と社会 2 01 1年 1 2月号 ( N o . 952 ) 表 3 居住面積､1人当たり居住面積の変動係数 1 998年 RLMS全体平均 平 均 ( n i ) 一人当たり居住面積 ( n i ) 唐代面積 標準偏差 32. 2095 1 3. 9578 1 4. 2238 8. 6356 2004年 RLMS全体平均 居住面積 ( n i ) 平 均 33 . 1 42 9 標準偏差 1 5. -人当たり居住面積 ( m 2 ) 1 4, 9345 9. 50 1 778 8 9 分 散 1 94. 8203 74. 57 39 分 散 586 8 29 40 9. 8 2008年 斤 引主面積 ( n i -. 人当たり居住面積 ( ) n i 平 均 3 4 . 1 8 1 5. 4 0 53 7 変動係数 0. 4333 0. 6071 変動係数 0. 477 0. 6373 RLMS 標準偏差 全休平均 1 6 . 1 9 69 5 9 . 8 3 84 分 散 29 66 2. 3 26 7 79 変動係数 0_ . 43 78 38 6 6 な る傾向が示 ( 山所) さ RLMS1 998. 2004, 2008より筆者計算 998 の2 19都市部 よ りも農 村部 の居 住面積 が広 く､都 市部の単身家 計 が最 も居住 面積 が狭 く 1 れ年 てい る｡ 6m2とな合 関係数 を取 る と､総家 計で見た場 ってい ､0. 0 る. 2008年 の R L MSデー タに よ る所得 と居 住面積 の相 58 (1%水準 で有意､ 有意確率 ( 二人以 上家計 では､0. 038( 5% 水準 で有意､ 両側)0. 000､N=531 4)､ 水準 で有意､有意 確率 ( 両側)0036､N=1 081) とな り､所 )001 8､N=4233)､単身家計で 0. 065 ( 5% 有意確率 ( 両側 住面積が大 本稿 で問き いくな たいることが確かめ られ る｡ 拡大がみ られれ 得が 高い家 計ほ どわずか なが らも居 の は､ これ らの経年 変化 であ る｡3時点 間の比較 で高 所得 者層 ほ ど居住面積 の 化 し､住宅 市場 ば､家計所 得 を増加 させ た家計 が 支払 い能 力のあ る需 要層 と して住宅 市場 に顕 在 には弱 い正の相 の拡大 関 を示 してい るもの と考 え られ る｡ 表 2の結 果か らは､所 得 と居住 面積の間 であ る｡ 各年 の居住 がみ られ ､3時点 間 の経年 で比較す ればわずか な居 住面 積 の拡 大が窺 え るよ う て い る こ とが 看 面積 と 1人 当た り居住 面積 の変動 係 数 は 1998年 か ら 2004年 の 間で拡大 し 流動 化を指摘す る ｡ ここでは､居 住 面積 の格 差 が拡 大 した とい う点 で住 宅市 場 の 取 で きる ( 表 3) ｢単身 世 帯 33n う､2 族 きるか 42n i､も知 3人家 族 以 上しか 1人し､ 当た りの 1 8r l ix 戸 当た 家 族りの居住 人員 面積 目標 であ る､ こ人家 とがで れない｡ 政府 村部 3-2 家を除 長 37家計属性 の世 代底及 別と居住面積 に分 類 した家 計 で所 階層 ご けば到 ばない こ とも指摘 で得 きる｡ 数｣ の7 1 く準 に は､農 ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上･ 雲) 表 4-1 所 階 得 層 二人以上家族家計の家長属性と居住面積 (m z ) 就労世 就労1 世 9 98年高齢 代男子 代女 j J r , 男子 高齢 女子 就労 世 就労 L t t 20 0 4年高齢 代男子 代女子 31 . 88 29. 44 31 . 83 32. 88 33 33. 1 3 31 . 79 31 . 3 高齢 就労世 就'2008年 ) 5 , u = 〔 高齢 34. 76 3 0. 76 34. 08 29. 33 高 齢 34. 53 33. 45 . 68 32. 24 32. 29 31 . 78 35. 27 32 . 05 33. 71 31 . 63 35. 2 40, 88 37 4_ . 1 8 30 5 4 35 84 7 5 33 1 90 2 37 4. 6 5 32 . 86 , 0 1 3 2. 85 87 36. 31 33. 00 7 0 4. 1 6. 0 . 0 0 9 5 , 2 1 36. 64 40 4 0_ 1 4 36. 90 37. 43 35. 1 4 38. 49 33. 26 4 0. 27 27. 25 41 . 21 35 . 7 . 39 2 . 2 5 29. 35 1 6 6 3 29 1 9 67 32. 1 9 32. 78 28. 27 H I 31 . ll 29. 08 32 1 68 4 35 2. 8 8 35. 6 34, . 23 1 3 28 . 36 0 36 2 1 2 22 8, _ 32 3 34 3. 23 4 33 4 08 . 4 1 5 77 30. 92 4 1 , 5 . 9 1 3 0 9 . 4 33. 09 30. 98 男子 女子 代男 子 代女 8 i . 47 I 計 Ⅰ V Ⅰ V Ⅰ I Ⅰ Ⅰ 1 88 1 70 3 33 1 49 9 8 32 3. , 1 6 1 24 2 32 3. , 42 8 33 1 . 9 7 29. 99 27. 90 33 , 0 1 30 . 2 . 9 2 28. 7 0 5 0 32 . 6 7 50 34, 54 35. 37 31 . 25 35. 1 9 32. 89 37 . 47 53. 00 34. 4 8 35. 54 36_ 67 37. 05 34_ 38 38 l 計 V V H Ⅰ 34. 91 38. 7 8 3 64 7 3 1 , 5 , 7 . 7 6 3 _ 47 6 2. 48 1 2 7. 5 38 92 5 35 . 4 9市 3 4 5. l 8 8_ 5 0 0 66 1 9 4 36 4 2 7 3 2 2 9 26 4. 8 1 , 6 0 3 7 6 33 30 . 5 28 都 . 4 6市 3 2 部 7. 9 5 32 . 50 5 1 9 20 6 郎 . 6 市 3 部3 都 部 34. 45 30. 69 9 34 1 . 90 7 35. 2 37 8. 67 4 39 7, 29 1 37 2 . 7 0 6. , 8 3 3 0. 95 37. 78 3 45 3 7 1 3 34 57 2 33. 03 33. 26 35. 04 35. 45 66, 85 38. 1 8 34. 00 44. 53 4 8, 00 41 . 1 2 3 24 42. 84 44. 1 0 36. 45. 04 36. 7 0 I 計 l V H V t ‖ 4 2. 0 5 3 8. 5 0 男 子 女 子 46. 43 43. 43 32. 9 1 38. 49 34. 25 46. 1 3 32. 01 54, 03 5. 00 4. 08 45. 89 27. 00 4 6. 49 . 27 5 0 9 1 31 4 0. 84 43. 0( ) 4 0 . 4 0 5 07 3 6 37 3 4 2 9 6 3 4 7 8 6. 46 0 31 0. 01 33 . 57 730 39. 26 43, 00 38 4 . 2 0 9 8 . 7 9 3 5, 2 3 34 農 . 2 村 3 部 4 . 2 0 . 0 0 3 農 村 3 部 農 村 3 部7 ( I E hJ r r )RLMS1 9982004, 2008よ 二人以上家計 1 998年 変動係数 削乍 成 2 004年 り筆 20 08年 9 1 998年 相関係数 2004年 ･ XJ 7; , 酎t男 = i 0, 42 9537 0, 4872 就労 世代 女 子 0. 55 0. 4931 91 0. 070* * 高齢男 子 0, 3 55 7 6 0. 39 47 5 7 0. 3 56 8 49 1 6 24 9 4 38 1 4 0 42 1 58 60 7 0. 1 58* * 高齢女 子 0. 0. 01 97 * * 2008年 0. 098 叫 0. 1 6 0' + ロシア･ユーラシアの経済と社会 2 01 1 年1 2月号 (N o . 9 5 2 ) 家長属性別にみた居住 面積は､ 二人以 上の家計 では家長が高齢であるほ うが大 きい と見受 け ら れ る｡ これは､ これ ら家計の多 くが e mp t yn e s t(子供が 自立 した後の親 世代のみの家計) とな っ てい るであろ うことが居住空間の広 さに関係 してい るもの と考 え られ る｡所得階層間において明 確な傾 向を看取す る ことは困難であ る｡家長属性 ごとの居住面積 と所得 との相関係数で見る と( 育 意 であ ったもののみ記載)､2人以 上家計 と単身家 計 とを通 じて､ 同一 一家長属性 の 中では､就労 世代男子の家計所得 と居住面積 との間には弱い正の相 関がある｡ 各家 長属性 の 中での 3時点 間を通 じた住宅 面積 分布の経 年変化 を変動係数 で観察す る と､就 労世代男子 を家 長 とす る家計 の間で格差 が拡 大 してい る｡ また家 長属性 の 中では最 も稼得能 力 が高い世代 と思 われ る就労世代 男子家長家計 に､経年 でみれば居住 面積の拡大 が窺 える｡しか し､ 表4 1 ､表 4 2の居住 面積 の平均値をみれば､先に揚 げ た住宅政策 目標基準 ｢単身世帯 33r i､2 人家族 4 2r d､ 3人家族以上 1人 当た り 1 8r r i x家族 人員数｣よ りも明 らか に低い値で推移 してい るD 所 得の上 昇 とその格差拡 大 を背景 に､或 いは住宅 市場 の流動 化が存在 してい るのか も知れ な い｡ 1 998年 と 2004年 との間で就労世代 を家長 とす る家 計の居住 面積格 差が拡 大 してい る こ と ( 表4 1及び表 42の変動係数 よ り) はそれを示 唆す る もの と考 え られ よ うo 他方､その格差の 拡大傾 向が所得格差の拡大 3 8 と比較 して顕著 な ものではない とい う点 を鑑みれ ば､既 存の住宅 に居 住 し続 けてい るか､住宅価格 上昇に よ り住宅取 得可能性 が劣化 した こ とで 旧居 と同程 度以 下の居住 面積水準 の 中古住宅等 に住み 替 る とい った程 度 の住宅 市場 の流動 化 しか生 じていない とい う可能性 も考 え られ る｡ 同時 に また､多 くの家 計 におけ る居住 面積 は､政策 目標 とされ て いる居住面積 よ りもかな り低い水準 に留 まってい る とい う点 を指摘すべ きであ ろ う｡ なお 単身家 計では､ ロシア政府 が定 め る 3 3niを明確に上回 る ものは農村部 の高齢男女 しかな く､都市 部及び全国平均 では政府基準 か ら大 き く 下方 に乗 離 してい る｡ 更に単身家 計では､所 得階層を問わず就労世代男子及び女子の居 住面積の狭 さが 目立つ｡特 に都市部の低位所 得階層の 居住面積の小ささが際立 っている｡ この ことは､就労世代の男女の中で も若年世代の独身家計が 含 まれていることが影響 してい る と考 え られ る｡ ただ し独居老 人の居住環境の劣化 とい った現象 は､居住面積 と所得階層で見た この計測結果か らは示 されない 39｡ 3-3 家計規模 と居住面積 家計規模 ( 家族人 員数)別 にみ た家計所得 と居住面積の関係 では､家計規模 ご との所得階層間 でみ る と､4人家族家計や 5人以上家族家 計で弱 い正の相関が看取 され､所得高位階層 は どやや 3 8 Ro s s J ' S k j J ' Sl a l J ' s l J l c he s k j J ' Ez he god nj k( 7 7 u s s l ' a nSl al j s l J ' c a /Y e a r boo k )2 007. Mo s c o wRo s s t a t , 参照0 39 単身家計の高齢男子･女子のサンプル数は都市と農村および所得階層別に分類すると非常に少なくなり､ 居住面積の平均値にゆがみを与えていると考えられることから､この指標から単身家計の高齢男女の居住実 態を把握することは難しい｡ -1 4- ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上 ･雲) 広 い居住面積 に居住 してい る こ とが確認 され るO 変動 係数 の経 年変 化 につ いて も､4人家 族家 計 と 5人以上家 族家計 では所得 が上昇す るにつれ て居住 面積が増加す る一 方､居 住面積 の格差 に拡 大 が生 じてい る こ とが窺 え る｡ 他 方､家 族 人 員数 が 3人 までの家 計 の居住 面積 は､ 1998年 か ら 2004年 にか けて変動係数 の増大 がみ られ る｡ しか しなが ら所 得 と居住 面積 の間の 関係 には有意 表 4-2 単身家計属性と居住面積 (r T i) 就労 世 就労世 1 998年高齢 代男 子 代 女 子 男子 所 得 階 層 高齢 就労世 就労 世 20 04年高齢 女子 代男 子 代 女 1 7. 68 21 . 84 28. 52 26. 96 25 24. 06 20_ 56 24. 1 高齢 2008年 就労 世 就労世 22. 38 26. ll 21 . 22 1 8. 9 0 _ 32 32. 26 31 . 62 24. 08 高齢 27. 83 27. 82 2 0, 5 0 24. 1 2 3 0. 31 27. 67 21 . 63 21 8 3 22 5 . 7 22 62 7 24, 4 1 3 2 8 , 58 7 28, . 1 8 3 0 8 0 5 2 . 44 22, 43 , 36 1 . 2 . 52 5 . 3 2 2 4. 7 2 25. 2 0 2 8 34 8 29. 42 9. 6 31 _ 6 0 1 6. 00 30. 53 33. 1 4 20. 81 24. 96 24. 39 28. 35 27. 1 3 2 8. 0 ー 計 H V l V Ⅰ I I . 0 7 6 26. 22, 2 1 20. 8 4 1 6 24. 99 26. 03 25. 0 0 子 Ⅰ I Ⅰ 1 7_ 52 22. 1 0 男子 女子 . 72 2 6 01 25. 23 1 2 9 . 6 5 . 8 4 22 5 26. 5 1 23. 1 8 8 8 26 7 4 6 高齢 3 代男 子 代女 子 . 73 3 1 . 79 2 9, 6 男 子 女 子2 2 4 . 5 1 2 5 . 1 7 . 4 7 8 . 7 4 1 9 1 5 1 7 9 2 29 6 5 3 2 6 0 8 24. 06 20. 56 21 . 4 0 24. 76 23 1 . 9 00 5 3 24 1 . 6 4 3 1 3 2 0 7. 0 4 8 6 26 2. 8 7 8 4 2 1 8 7. 5 0 8 25 2. 0 80 1 28 4. 0 66 7 28 6. 3 l 7 l 21 . 63 21 . 00 30. 33 I 1 計 V V Ⅰ Ⅰ 22. 43 24, 80 21 . 48 23. 49 29. 2 9 27. 00 24. 95 35_ 20 36. 28 24. 1 3 24. 73 3 0. 90 26. 05 31 . 20 30. 73 28. 1 4 2 9. 64 36_ 00 37. 67 28. 07 3 0. 73 30. 45 41 32. 50 26. 51 1 5. 00 40. 00 2 0. 00 29. 62 32. 97 50_ 00 2 33, 1 4 31 . 87 31 . 6 0 29. 55 23 9, . 75 2 36. 67 34. 29 35. 72 1 6, 1 0 3 0. 70 53. 2 0 3 22 1 . 5 0 農 部 4 . 6 7 , 4 4 2 0 . 36村 2 3 5 9 1 63 33. 22 農 部 27. 82 31 . 1 4 33 . 7 0村 3 5. 29 2 9. け=所)RLMS 単身世帯 都 部 26 2. 3 4 0 8 24 6 , . 7 1 9 4市 2 7 6. 0 53 7 2 8 7. 3 1 5 66. 00 25. 00 33. 5 0 1 5_ 00 2 8, 52 28. 1 4 22. 5 0 0 都 . 8 4市 2 部 6 . 6 0 0 2 , 9 8 1 9 都 . 9 市 2 部 1 3 2 _ 79 4 24 5 25, . 5 4 2 1 9 1 . 4 6 1 2 3 4 7 32 1 7 2. 5 64 7 28 6. 0 1 0 8 1 8. 20 20. 6 0 l 計 V I I V l Ⅰ 1 9. 90 24. 3 0 1 6_ 25 20. 80 07 4 61 33. 27 38. 00 35. 22 32 3. 農 部 2 . 25 34 . 56村 4 9. 20 37. 6 4 35. 91 31 . 75 3T5 9 33. 08 1 998. 2004 , 2008より筆者作成 変動係数 1 998年 2 004年 2 008年 1 998年 相関係数 2004年 2008年 ロシア･ユーラシアの経済と社会 2 01 1年 1 2月号 ( N a95 2 ) 表5 所 層 脂 得 2人 2人以上家族家計の家族構成人員数別 居住面積 (mz ) 全 体 998年 31 人 4人 全 5人以上 2人 5人以上 30, 7 0 3 0. 38 30. 91 41 _ 21 31 . 57 30. 95 36 30. ll 32. 92 34 . 55 39. 05 36. 20 39. 1 9 33. 09 33_ 64 38 8年 200 休 全 体 004年 32 人 4人 32. 52 31 , 03 37. 4 3 31 . 27 32. 1 7 34. 68 46. 85 31 . 53 33. 78 39. 1 4 45. 1 3 42 _ 66 31 . 86 33. 33 38. 86 41 . 53 5 5 . 2 7 40 _ 0 9 75 4 38 9 0 5 4. 71 2 32 , 5 , 69 79 1 54 6. 61 l Ⅰ Ⅰ V V l Ⅰ Ⅰ I 30 . 3 0 2 3 9 6 . 9 1 8 3 39 1 0 5 6 8 6. 6 78 5 7 30 3 . 75 L 34 2+ 21 . 2 4. 9 1 3 4 4 30 9 4 3 人 . 88 0 33 5 人 . 8 6 40 1 人 . 2 人以上 計 31 . 60 33, 都 1 0市 部 35. 99 42. 95 31 . 59 32. 7 都 3市 37. 56 41 . 33 9. 27 31 . 85 33. 79 39. 54 47. 02 30. 37 29. 86 3073 38. 59 30. 43 00 50. 43 29. 92 31 . 1 4 33. 56 44. 74 29. 26 32. 1 8 34 . 72 39. 29. 91 3577 42, 02 3 0. 85 31 . 68 38. 97 41 , 83 32 . 29 32. 77 36. 86 7 2 39 1 49 3 3 29 . 8 0 4 4 39 80 29 1 . 6 9 7. 6 9 3 4 54 38_ 9 . 9 3, 24 1 3 1 7. 29 1 . 4 3 30. 8 5 32 _ 1 7 39 1 3 46 2. _ 67 5 Ⅰ I V Ⅰ I V Ⅰ Ⅰ l 2 8 . 76 1 2 8 _ 4 3 30 , 0 0 0. 98 29. 36 30. 01 3 部 4. 都市部 3 1 3 3 4 . 7 5 . 4 9 4 計 30. 26 31 . 93 34. 2 44_ 28 32, 56 33. 1 4 37. 52 38. 27 32. 36 34. 97 39. 35 46. 1 0 農 村 部 9 41 . 1 4 30. 5 0 31 . 46 36. 81 4 0. 42 30. 61 32_ 39 38. 36 43. 78 31 . 92 32, 93 31 . 49 48. 75 35 36. 26 31 . 45 34. 33 34. 58 36. 63 48. 67 33. 36 36, 2 0 33. 9 . 47 34. 64 36. 94 34. 93 34. 31 39. 08 39. 58 48. 43 37. 57 39. 7 3 6 . 9 7 38 . 3 9 4 36 . l l 3 8 8 4 21 46. 02 4 2, 86 5 7 8 1 , 9 5 4 5, . 48 7. 55 48 3 8_ 1 9 3 9. 32 41 . 67 49, 81 農 l ー V Ⅰ V Ⅰ Ⅰ t 35 . 1 6 1 . 92 3 7 . 5 6 9. 0 0 l l 3 4. 5 9 部 農 9 0 8 3 9 3 0. 8 1 47 63 51 . 49 40 3 4 4 2 4 3 4 5 2 33 9. , 2 4 4 0 _ 4 2村 4 0. 92 49. 2 2 4 39 46 1 4 0 . 55 1村 部 5 4. 計 35. 56 37. 37 4 0. 73 46. 22 34. 98 37. 01 39. 77 4 3. 04 36. 03 38. ( 出所)R LMS1 998. 2004, 2 80 43. 62 52. 79 008より筆酎乍成 変動係数 1 998年 . 71 58. 90 相関係 20 04年_ 数 年 2人 0. 3949 2 008 3人 0. 3782 0. 4364 0. 411 7 4人 0. 3827 3 05 0. 40 0. 41 99 5人以上 0. 4 050 0, 4390 04528 1 998年 2004年 2 008年 0. 1 64+ i 0, 067 * 0. 11 2相 0. 088 + * *相関係数は l . 4 841 0. 1 90* * 0. 263* * %水準で有意 ( 両 側)､ *相関係数は 5% 7 相関係数は k準で有意 ( 両側) ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上. 雲) わせ て も小 さい面積 であ る こ とか ら､ロシア家 計の居 住空 間の狭 さが うかがい知れ る｡ 日本 の ｢ 最 低居住 面 積水 準｣ とは､ ｢ 世帯 人数 に応 じて文化 的 な住 生活 を営 む基 礎 と して必 要 不 可欠 な住宅 の面積 に関す る7 k準 で､すべ ての世帯 の達成 を 目指 すべ き基準｣ と位置づ け ちれ て d､ 二人家 族 で 30r d､3人家族 で 40n i( 3- 5歳 児が 1名い いる J O o 具体 的 には単身世 帯 は 25r d)､4人家 族 で 50n i (同 45r d) と定 め られ てい るo 政 策 の到達 目標 と して は さ ら る場 合は 35r に 高位 の居 住 面積水準 へ誘 導 す る こ ととされ てお り､ ｢ 世 帯 人数 に応 じて､ 豊か な住 生活 の実 現 の前 提 と して､多様 な ライ フス タイルを想定 した場 合に必 要 と考 え られ る｣ 誘導居住面積 7 1 く 準 が､ マ ンシ ョン等 の共 同住宅居住 を想定 した都 市居 住型 と､郊外 の戸建 て住宅居住 を想定 した 一般型 とに区分 して設定 され てい る 4 ㌧ 日本 とロシアは国土の大 きさ と経済 システ ムの成 り立 ちの違 い こそあ る ものの､ 人口が減少 し 少子 高齢化社 会 に突 入 してい る中 で住宅 政策 を考 え る､ とい う面 で は共通 の課 題 を抱 えて い る｡ ロシアの国土は広 くて も､雇用が あ りかつ居住 に適 した土地 は限 られ る｡ モ ス クワ市 をは じめ と す る大都 市の居 住環 境 は 日本 の都 市居 住 環 境 と比較 可 能 な側 面が あ る と考 え られ る｡ それ ゆ え に ロ シアの居 住 面積水準の評価 を 日本の居 住面積基準 で推 し量 る こ とは示唆 を与えるであ ろ う｡ LMS個 票デー タを ｢子 どもの い る家 計 といない家 計｣､ ｢子 ど 紙 面の関係 と内容 の重 複か ら､R 7歳 未満の子 どもが い る家 計 と もの数 が家族 人 員の半数以 上 を 占め る家 計 と半数 未満 の家 計｣､ ｢ 7歳以 上 1 8歳 未満 の子 どもが い る家 計｣ とに区分 した､所 得 階層 と居住 面積 の平均 値 の分 布 に つ い ては こ こに は挙 げ て い な い｡ だが そ の 分布 も､ 表 4及 び表 5と同様､経 年 変化 を少 しく看 1と同程 度 の ものに留 まってい る こ とが示 取す る こ とは 可能 であ るものの､居住 面積 水準 は表 4され る｡ 日本の住 生活基本 計画 におけ る ｢ 最 低居住 面積水準｣ お よび ｢ 誘導 居住面積 7 k準｣ では､居住 25人 ､ 3歳以 上 6歳未満は 0. 5人 ､ 6歳以上 1 0歳未 満 は 0. 75 面積 に対す る世帯 人数 を ､3歳未満 は 0. 人 と して算定 す る 42｡ 世帯 人数 が 4人 を超 え る場 合は､基準 面積 か ら 5%を控 除す る｡ 他 方､ ロ シアの居住 面積 と世帯 人数 の換算 につ いては､ ソ連 時代 か ら家賃 補助や家賃換 算 のため に利 用 さ i､ 二人 世 帯 42n j､3人以上 は 1人 当た り 1 8r パ｣ とい うもの以 外 に新 た れ て きた､ ｢単身者 33n 40 同上交通省 ｢ 住生活基本計画｣ ､( ht t pノ/ wwwml i tgoJ p( j ut akuk ent i ku/ hous e / t or i kuml / j yus ei k at s u/ hyodai ht ml )1 6- 1 7ページQ及び国土交通省住宅局住宅政策課編集協力 ' 作宅経済データ集ご2009年 ( 平成 21年) 221 27ページ, 度版､ほ宅産業新聞社､1 41 ｢ 誘導居住面積水準｣:都市居住型の場合､単身 40n i ､二人世帯 55n i ､3人世帯 75r r i( 同 65n i ) ､4人世 帯 95r r i( 85n i ) ､一般型居住の場合は､単身 55n L 二人世帯 75n j ､3人世帯 1 00r T l '( 875m2 )､4人世帯 1 25m2(11 25n 弓 ) ｡ 42 国土交通省 ｢ 住生活基本計画｣( ht t p: / / www. ml i tgo. j p/ j ut akuke nt i ku/ hous e / t or i kumi ( J yuS ei k at s u/ hyodai . ht ml )1 6ページ｡但 し単身世帯でない限り､これらに拠 り算定された世帯人数が二人に満たない場合は二人 とする｡ -1 7- ロシア･ユーラシアの経済と社会 201 1年 1 2月号 ( N o . 952) な基準は確認できていない｡ ロシアについては､ もう少 し詳細な基準の再設定 と住宅政策の方向 性の再考 とが必要である と思われる｡単なる住宅供給促進 と居住面積拡大を 目標 とした住宅政策 は､ロシアの居住環境の現実 とはそ ぐわない と考え られ る｡ 日本の住生活基本計画の主眼 とす るところは､ これまでの住宅金融公庫や公営住宅政策 といっ た住宅 供給の ｢ 量｣ を重視 した住宅政策か ら転換 し､末 だ充足 されていない住居および居住環境 の ｢ 質｣の向上を図ることにあ り､中古住宅の更新及びその流動化促進､高齢者住宅設備のため の リフォーム支援や耐震設計な ど､ ロシアに比べ るとはるかに細やかに設計されている｡その成 否は ともか くと して､ ロシアにおいて も住宅政 策の 目標 と方向性 は､長期 的には 日本 のそれ と 合致 したもの とな ってい くこ とであ ろ うC だが ロシアの住宅市場 につ いて言えば､本稿 で見た RLMSデー タの 3時点間比較では､居住面積格差の拡大傾向をある程度は見ることが出来 たもの の､家族属性別に詳細に家計居住面積を見た場合には､高い所得階層においても政策 目標値を大 きく下回っていることが見 られる点か らも示唆 される通 り､住宅 ス トックの流動化が十 斜 こ進ん でいない可能性がある と考えられる｡かつて 日本が採用 していたよ うな､住宅の絶対量の不足を 前提 とした住宅供給拡大政策をロシアが採 り続けるのであれば､さ らなる高度経済成長による大 幅な所得増加が長期的に確保されないかぎ り､住民の居住環境 に対する不満を解消す ることは難 しいであろ う｡ 4.結 語 本稿では家計構造 と居住面積の分布について RL MSの個票デー タを利用 して 1 998年 ･2004年 ･ 2008年の 3時点間の比較を行 った｡家計の特性を､｢家長の世代別家計｣､｢二人以 上家計 と単身 家計｣､｢ 家計規模 ( 家族人員数) ｣によって細分化 して比較 したところ､所得階層 と居住環境 との 問の弱い正の相関 と､経年でのわずかな居住面積の拡大の存在の可能性を窺 うことは出来た｡ し か しなが ら､いずれを見ても居住面積の政策 目標を大 き く上回るほ どの変化は見 られなか った｡ すなわち､ 家計の居住格差が 1 998年を基点 として比較すればある程度進んでいるとい うことか ら､ ロシアの住宅部門の市場経済化は国民の居住条件格差に影響を与えている可能性が示唆 されるも のの､ロシア国民の居住環境の改善を ダイナ ミックに促すほ どに発達 しているわけではないか も 知れない｡ 1 998年 か ら 2008年の 1 0年 間は､経済成長 と人 口減少 が同時 に進行 し､ さ らに 2006年か らは政府の住宅政策 予算による開発 プロジェク トや住宅 ロー ン制度が普及 しつつ あ った時期で ある｡都市部での住宅価格の高騰 と郊外でのマ ンシ ョン建設の増加､お よび消 費者の住宅購 入 が増加 している様子が観察 された時期であるに も関わ らず ､RLMSの個票デー タによる家計の特 性 ごとに居住 面積水準を見た場合､居住環境が顕著に改善 された もの と見なす ことは困難であ ー1 8- ロシア長期家計モニタリング調査からみた居住環境と住宅政策の問題 ( 道上 ･雲) る｡ ロシア統計年鑑 で発表 されるロシア連邦平均でみたマ クロレベルの 1人当た り面積は 2 009 年に政策 目標 を ク リア した とはいえ､家計単位で居住面積をみ た場 合､様 々な特性を有す る家 計において､ ロシアの政策 目標基準を満 た していない ものが多数あ ることが本稿 で示 された と 言えよう｡ み ちがみ ･まゆ ( 新 潟 大学 経 済 学 部准 教 授) くも ･かすひ ろ ( 一橋 大 学経 済研 究所 准教 授 ) [ 付記｣ 本稿は､複数の査読者 による審査を経て掲載を許可 したものである｡ 〔 編集部〕 一1 9- 付表 1 記述統計量 ( 1 9 9 8年全体) 度数 最小値 最大値 家計所得 ( 実質) 3 6 2 1 4 9 0 居住面積 3 6 2 1 0 一人当たリ居住面積 3 0 4 7 平均値 1 0 4 0 4 1 3 5 6 6 9 . 0 4 1 3 0 3 0 . 2 1 7 2 7 8 1 4 . 2 2 3 8 ー 所得階層 人当たリト 居住面積 5 8 4 2 , 6 3 6 6 . 2 1 ー 所得階層 人当たリl 居 ト住面積 所 一人当 たリ= 居一 住面積 得階層 6 0 9 2 . 2 5 6 2 2 2 . 8 5 7 8 4 9 . 5 7 . 6 9 0 9 1 5 . 9 2 9 2 1 2 . 9 0 4 5 所得階層 人当たリl 居 V住面 - 積 6 2 3 2 . 2 5 7 0 一 所得階層 人当たリ∨ 居一 住面積 6 0 9 2 就労世代男子居住面積 2 1 0 4 6 就労世代女子居住面積 4 3 7 7 記述統計量 ( 2 0 0 4年全体) 標準偏差 度数 最小値 最大値 平均値 記述統計量 ( 2 0 0 8年全 標準偏差 度数 1 8 5 8 0 4 3 7 72 1 0 9 . 8 18 3 5 7 2 7 . 3 5 8 7 8 7 . 7 3 71 8 3 1 8 . 1 1 6 7 2 5 3 1 4 1 5 . 5 8 8 1 4 1 6 0 5 . 9 体) 最小 値 01 最大値 3 3 . 1 4 2 9 1 5 . 8 0 7 7 9 5 0 3 0 3 2 2 0 3 4 . 1 8 3 1 6 . 1 9 6 5 1 4 . 9 3 4 5 9 . 5 1 7 7 8 5 0 3 0 1 . 5 1 0 0 1 5 . 4 0 5 7 9 . 8 3 8 4 9 8 8 8 0 1 0 0 2 1 . 5 5 7 5 1 7 . 2 1 3 1 4 . 0 1 2 . 1 2 1 7 7 1 0 . 1 8 4 7 8 8 5 1 8 . 7 ー 7 2 1 6 0 1 . 6 7 7 9 1 0 . 3 7 1 9 6 1 0 . 1 0 0 8 9 6 . 7 3 1 9 9 8 1 4 8 4 0 8 3 1 3 2 . 1 2 7 8 2 1 . 1 0 1 8 7 9 1 6 . 2 9 1 6 7 8 1 3 . 6 7 6 4 l l . 9 9 3 7 3 9 9 3 3 . 2 5 2 . 2 2 9 . 8 6 9 2 5 8 . 2 1 5 5 2 1 0 1 3 2 . 5 1 2 . 2 8 4 9 6 . 8 7 8 1 5 8 3 6 1 . 6 7 6 0 6 . 8 7 2 5 9 1 5 4 1 2 . 5 2 4 3 7 . 1 2 3 9 7 8 3 9 2 . 8 3 5 4 1 3 0 3 4 . 1 7 8 2 8 . 9 5 1 1 3 1 . 3 9 1 1 4 . 6 8 0 1 2 . 5 7 7 0 0 9 . 4 2 6 6 1 2 . 8 6 3 2 7 . 2 4 8 5 4 . 1 8 7 2 6 . 2 1 5 5 4 1 0 1 5 1 . 5 7 0 l l . 6 4 7 9 6 . 7 6 9 8 3 1 7 . 1 4 9 7 6 3 0 2 7 1 2 . 9 7 5 9 4 8 0 5 1 3 . 2 6 1 7 4 4 6 1 3 6 9 2 2 0 1 0 0 1 0 0 3 6 . 4 0 3 5 3 0 . 4 4 5 4 3 4 . 0 1 7. 9 5 3 8 7 1 2 . 8 3 4 7 9 l l . 1 3 6 4 6 5 0 9 5 1 2 . 1 3 7 2 9 8 8 2 9 . 3 3 9 l l . 6 3 2 2 7 6 . 3 6 1 0 1 9 6 3 5 . 1 9 6 7 9 6 2 9 . 6 1 6 1 4 1 . 2 3 3 . 5 9 4 7 2 6 . 6 0 8 l l . 0 5 6 6 8 5 6 3 5 . 9 7 8 2 7 . 1 6 9 9 1 0 0 2 7 . 1 8 3 8 l l . 9 5 9 2 3 8 日 5 . 9 1 3 0 8 1 2 0 2 9 . 2 3 8 8 1 2 . 7 6 4 2 7 8 4 0 6 . 3 1 4 1 . 2 6 9 3 8 9 9 ヨ ー . 1 1 9 6 1 2 . 4 3 6 8 6 9 1 0 0 4 . 7 9 9 6 3 1 3 . 7 2 7 7 1 9 3 9 8 高齢女子居住面積 4 2 2 8 8 5 . 7 所得階層居住面積 l - 6 6 6 7 所得階層居住面積 l ト 6 8 1 所得階層居住面積 l l ト 所得階層居住面積 l V- 2 8 . 2 3 3 8 3 6 8 3 1 7 1 3 2 3 2 . 8 3 9 4 7 2 9 1 3 . 2 3 6 1 3 0 . 9 0 8 5 319636 295917 7. 6235310098 4 3 2 8 6 9 9 1 0 0 0 l l 6 9 2 5 6 7 l 2 . 0 5 0 8 4 5 8 6 1 2 . 4 1 7 5 5 4 4 1 高齢男子居住面積 標準偏差 4 3 7 9 3 1 . 9 l 4 5 9 1 . 6 1 5 94 2 0 9 5 . 5 1 7 5 3 1 9 6 8 . 6 3 5 6 2 4 平均値 9 9 3 5 9 8 2 9 . 0 4 2 1 2 . 6 0 4 9 1 3 . 5 5 4 0 5 1 0 0 0 6 1 8 0 3 2 . 2 7 2 1 1 4 . 2 6 4 4 8 1 4 . 4 9 2 4 7 1 0 日 6 1 5 0 3 3 . 7 0 2 1 1 5 . 4 2 2 5 1 付表 2 記述統計量 ( 1 9 9 8年 2人以上家計) 度数 最小値 家計所得 ( 実質) 2 6 2 5 4 9 0 居住面積 2 4 8 2 一人当たリ居住面積 最大値 平均値 6 6 3 6 . 3 4 6 1 3 0 3 4 . 5 9 2 2 4 8 2 2 5 0 l l . 7 2 9 1 ー 所得階層ト 人当たリ居住面積 3 0 1 9 1 0 0 3 1 . 一 所得階層 人当たリl 居 l 一 住面積 4 3 〕 9 1 2 0 3 1 . 4 1 0 6 0 5 9 8 一 所得階層 人当たリ川 居一 住面積 5 7 0 9 9 9 一 所得階層 人当たリl 居 V一 住面積 5 9 6 9 1 0 0 一 所得階層 人当たリ∨ 居一 住面積 5 8 2 6 就労世代男子居住面積 1 8 0 2 6 就労世代女子居住面積 3 0 5 9 度数 最小値 最大値 平均値 1 4 . 0 3 2 7 3 3 0 7 6 . 3 5 . 6 7 1 4 2 3 2 2 0 3 5 . 8 7 5 2 1 6 . 6 8 8 7 1 1 2 . 0 0 5 4 6 . 0 8 8 4 8 4 0 01 l . 5 6 6 1 2 . 2 6 8 6 6 . 0 2 3 3 6 3 4 2 . 2 7 4 5 5 4 7 1 4 . 9 3 4 6 3 4 5 1 2 . 4 6 6 4 6 6 4 9 1 2 0 3 5 . 6 4 ー 5 1 3 / 7 4 7 5 1 6 6 9 8 1 9 6 3 7 . 3 3 3 2 1 3 0 3 9 . 6 5 8 1 5 . 3 4 3 3 6 6 6 6 8 1 5 0 3 8 1 3 0 3 5 . 3 9 1 7 1 4 . 6 〕 2 . 2 5 2 5 3 2 . 4 8 2 6 2 7 0 2 2 4 5 ー l l . 6 5 6 3 1 4 5 2 1 2 . 2 8 1 7 1 3 6 4 . 3 6 8 1 0 3 5 . 1 5 1 4 . 3 4 9 3 4 3 9 1 5 ∝ ) 31.5999 1 2 . 4 7 8 4 1 1 1 6 2 8 9 8 1 2 . 5 1 8 4 9 1 0 9 9 6 . 3 1 5 8 5 7 家族人員居住面積 2人- 8 4 4 9 1 家族人員居住面積 3人- 7 1 5 6 3 3 . 1 0 0 2 1 4 1 1 3 . 2 3 3 1 8 . 1 4 3 6 2 9 1 3 3 . 9 5 1 . 0 8 3 2 1 9 6 3 5 . 7 7 3 6 9 6 3 0 . 9 2 2 7 1 4 1 . 2 3 4 . 4 2 8 8 6 0 3 1 . 5 6 3 8 1 4 1 . 2 3 1 . 5 9 3 8 1 3 2 標準偏差 3 3 2 . 6 0 4 9 2 4 7 0 . 6 平均値 1 6 . 2 5 0 5 4 0 0 1 . 8 3 6 高齢女子居住面積 値 最大値 01 3 4 . 9 1 0 6 8 6 5 0 9 計) 最小 4 3 7 9 3 1 . 9 1 6 9 5 3 . 1 4 l l4 6 8 0 5 . 8 0 5 5 5 1 3 1 7 5 0 5 2 . 8 9 9 7 3 3 5 1 度数 1 9 6 十 6 7 8 6 9 9 標準偏差 2 1 5 8 7 . 7 8 1 3 4 8 42 1 0 9 . 8 12 6 7 1 4 7 . 8 69 7 5 7 . 7 2 8 9 1 0 9 2 8 . 2 5 5 4 4 2 3 3 3 0 7 高齢男子居住面積 記述統計量 ( 2 0 0 8年 2人以上家 3 2 . 7 2 9 5 1 4 . 6 4 8 4 1 8 7 8 3 8 7 0 7 6 5 9 8 1 8 3 0 1 5 . 1 4 7 1 2 8 0 5 6 1 5 0 1 8 . 9 6 6 6 3 9 2 5 4 . 5 3 5 1 5 . 3 7 7 2 2 3 8 0 2 8 1 3 2 3 6 . 9 1 4 1 1 5 . 9 5 8 1 1 6 . 6 2 4 3 3 8 1 3 3 2 2 0 4 0 . 7 6 9 4 2 0 . 7 2 8 9 9 1 7 . 1 2 0 8 2 2 9 0 4 1 3 . 0 7 2 7 1 6 2 0 1 3 . 0 9 5 3 7 3 8 3 3 9 9 2 2 0 1 0 0 1 0 0 3 6 . 9 0 7 1 3 2 . 0 2 3 4 . 9 3 4 6 1 7 . 9 5 7 1 1 2 . 6 1 0 0 1 l l 9 2 1 3 . 5 8 0 1 2 . 5 5 1 8 9 l 3 . 7 8 1 4 . 0 8 9 1 5 1 3 3 4 8 8 6 1 3 9 4 9 3 1 3 1 3 2 3 3 . 9 5 5 8 7 . 4 7 9 5 l l . 2 4 3 7 5 3 1 . 8 5 3 1 3 . 1 1 4 8 6 □ヾ7 7 か苦難半 t〓 9 J r/9盛 掛守 山a ff C加商 胡麻 tJ i肘丹那0 ) P p q醐 ( 蹴ト ･脚) 1 0 4 0 4 1 3 標準偏差 記述統計表 ( 2 0 0 4年 2人以上家計) 3 記述統計量 ( 1 99 8年単身家計) 度数 最小値 最大値 平均値 記述統計壷 ( 2 0 04年単身家計) 標準偏差 度数 2 3 2 6 . 7 5 3 7 5 5 . 5 3 4 8 9 3 7 7 8 2 5 . 1 8 3 1 0 . 6 5 6 4 8 5 3 5 6 5 7 7 8 2 5 . 1 8 2 8 所得階層 人当たリ1 居 -住面積 2 8 3 7 6 6 . ー 所得階層 人当たリl 居 ト住面積 1 7 6 8 7 8 2 一 所得階層 人当たリ= 居一 住面積 5 2 9 一 所得階層 人当たリl 居 V一 住面積 6 0 3 3 0 9 居住面積 5 6 5 一人当たリ居住面積 最大値 平均値 標準偏差 度数 最小 08 3 5 7 2 7 . 3 55 0 0 3 . 3 5 6 53 4 0 8 5 . 6 0 6 4 3 1 0 81 5 . 9 計) 0 最大値 値 2 6 . 2 9 日. 6 6 0 2 7 1 0 2 9 5 1 0 0 2 7 . 6 0 3 5 1 2 . 0 4 6 7 3 2 6 , 2 9 l l . 6 6 0 2 7 1 0 2 9 5 1 0 0 2 7 . 6 0 3 5 1 2 . 0 4 6 7 3 1 0 . 9 9 6 2 9 l l 7 6 3 9 3 6 8 5 3 5 . 9 2 5 9 1 1 9 4 . 3 3 9 2 1 . 1 4 3 7 9 . 9 2 3 9 6 6 8 1 7 0 8 7 5 2 3 5 6 8 2 . 6 4 0 3 l . 2 5 3 4 4 l 7 9 0 3 5 2 0 3 9 6 5 8 8 6 4 2 7 . 2 6 4 7 5 7 5 6 4 7 . 4 2 3 . 7 1 5 4 8 . 91 5 91 1 6 9 5 . 9 6 0 2 7 . 8 41 3 l l . 4 3 81 4 2 0 8 5 . 5 7 0 2 2 7 l l . 5 7 0 2 7 . 8 9 1 2 . 9 5 4 8 1 7 4 8 . 5 7 9 2 7 . 4 9 4 3 l l . 6 2 4 一 所得階層 人当たリ∨ 居一 住面積 2 7 1 2 5 4 2 9 . 3 9 2 6 1 2 . 2 3 9 5 9 1 7 就労世代男子居住面積 6 3 8 4 5 2 2 . 2 就労世代女子居住面積 7 3 7 8 4 7 . 4 7 8 2 0 . 7 61 8 2 6 . 7 1 7 9 高 齢男子居住面積 5 2 8 . 51 9 8 6 8 . 8 0 5 5 7 1 2 . 7 9 標準偏差 6 2 6 9 6 . 6 6 5 3 4 4 . 31 1 7 5 0 3 3 . 9 5 2 5 4 7 9 1 0 . 6 5 6 5 平均値 8 . 91 7 4 l l . 5 7 9 3 8 1 9 2 0 6 6 8 0 2 8 . 0 3 6 4 1 2 . 2 6 3 3 4 2 6 7 8 2 5 . 2 1 9 9 1 2 . 0 2 51 1 2 0 3 6 1 0 0 2 8 . 5 5 3 6 1 3 . 2 8 5 6 6 1 1 6 1 3 4 7 6 7 8 2 3 . 0 0 5 3 6 8 2 5 . 2 0 8 3 1 2 . 6 7 9 9 8 l l . 6 4 9 7 6 1 2 3 1 8 5 6 6 7 0 1 0 0 2 4 . 51 2 4 2 5 . 1 6 8 4 1 3 . 1 7 6 8 6 1 2 . 1 8 6 7 20〓 q I t2' ]加 (声 9 52) 31 2 9 6 家計所得 ( 実質) 最小値 記述統計量 ( 2 0 08年単身家 口で7 ･ 1-5 ･>70 )前 端 t芹抄 付表