第四章 實證分析
第三節 估值差異比率之比較分析
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第三節 估值差異比率之比較分析
經由前二節實證結果，本研究實證顯示存在因客戶動機不同而對同一不動產 估值產生不同方向影響的結果。在確認買方委託估值溢價率顯著大於賣方委託估 值溢價率前提下，本節進一步以同一筆不動產估值且均為正常價格情形下，買方 委託之最高價與賣方委託之最低價之差異比率，檢定各項變數是否會有顯著影響，
從而判斷在各項變數情境之客戶影響是否會有所不同。
本研究所蒐集之不動產成交案例共 128 件，其敘述統計詳如表 4-4，並以直 方圖表示如圖 4-4：
表 4-4 估值差異比率之敘述統計表
統計資料 件數 平均數 最小值 最大值 變異數 標準偏差 偏斜度 峰度 128 0.091934 -0.1004 1.0956 0.026 0.1610333 4.065 21.973
圖 4-4 估值差異比率直方圖
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從表 4-4 及圖 4-4 可以看出，整體估值差異比率平均數為 9.1934%，且其差 異比率在 10%以內最多、10~20%次之，-10%以內再次之，呈現高狹峰型態。我 國不動產估價師法第 41 條：「不動產估價師間，對於同一標的物在同一期日價格 之估計有百分之二十以上之差異時，土地所有權人或利害關係人得請求土地所在 之直轄市或縣(市)不動產估價師公會協調相關之不動產估價師決定其估定價格；
必要時，得指定其他不動產估價師重行估價後再行協調。……」因此，本研究統 計所得之整體估值差異比率尚符合上開不動產估價師法所要求之差異內，屬於合 理之差異區間。
另在本文所蒐集案例共 128 件中，每件買方及賣方各自委託估價 1~5 家不等，
但並非每件均會產生買方委託估高或賣方委託估低之情形。經統計結果，買方委 託估值均超過成交金額且賣方委託估值均低於成交金額者，共有 70 件；若放寬 條件為買方所委託估值大於賣方所委託者，則增加至 98 件，占全部 128 件之比 例約 76.56%。至於其他例外者共 28 件，包含買方所委託估值有小於賣方所委託 者之情形等，表示買方或賣方可能並無特別影響估值之情形，本文亦一併納入實 證評估。
以下再以估值差異比率驗證在各項變數情境下，其客戶影響情形是否會有所 不同。本項實證之虛無假設係估值差異比率在某變數情形下沒有顯著差異，對立 假設則係估值差異比率在某變數情形下存在顯著差異，並採用雙尾檢定。經綜整 各項變數之平均數、標準偏差以及獨立樣本 t 檢定詳如表 4-5，以下就各項變數 檢定結果說明如下：
一、估價委託人經驗
本項變數分成雙方或其中一方經驗老練與雙方均非老練等二組，在雙方或其 中一方經驗老練組別方面，其估值差異比率平均數為 11.467%，而雙方均非老練 組別則為 5.528%；以獨立樣本 t 檢定結果應以不採用相等變異數之數據判斷，
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非老練組別的 5.528%上升至雙方或其中一方經驗老練組別的 11.467%，差異擴 大。過往文獻僅指出估價委託人具備經驗與否，其差別在其影響方式，經驗老練‧ 國
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二、不動產市場景氣
本項變數分成景氣上升與景氣下滑等二組，在景氣上升組別方面，其估值差 異比率平均數為 9.4111%，而景氣下滑組別則為 8.792%；以獨立樣本 t 檢定結果 應以採用相等變異數之數據判斷，其 t 值為 0.207，顯著性為 0.836，大於 0.05，
無法拒絕虛無假設，亦即不管是景氣上升或景氣下滑，對於估值差異比率並無影 響。
三、不動產市場資訊透明度
本項變數以實價登錄前與實價登錄後分成二組，以驗證市場資訊透明度的影 響。在實價登錄前組別方面，其估值差異比率平均數為 10.1906%，而實價登錄 後組別則為 7.5315%；以獨立樣本 t 檢定結果應以採用相等變異數之數據判斷，
其 t 值為 0.904，顯著性為 0.368，大於 0.05，無法拒絕虛無假設，亦即不管實價 登錄前後，對於估值差異比率並無影響，惟實價登錄後估值差異比率平均數略為 收斂，從 10.1906%下降至 7.5315%。
四、不動產類型
本項變數分成房地與土地等二組，在房地組別方面，其估值差異比率平均數 為 8.3906%，而土地組別則為 11.9341%；以獨立樣本 t 檢定結果應以採用相等變 異數之數據判斷，其 t 值為-1.043，顯著性為 0.299，大於 0.05，無法拒絕虛無假 設。
另因土地組別件數為 29 件，在樣本數小於 30 件之情形下，以獨立樣本 t 檢 定可能產生統計上的偏誤而影響檢定力，故該二項變數再以無母數統計方法的 Wilcoxon-Mann-Whitney 檢定驗證，詳如表 4-6，其漸近顯著性(雙尾)數值為 0.311 大於 0.05，無法拒絕虛無假設。
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綜上，本研究實證採用獨立樣本 t 檢定與 Wilcoxon-Mann-Whitney 檢定結果，
不管不動產類型是房地或土地，對於估值差異比率並無影響，惟土地之估值差異 比率平均數仍高於房地，顯示尚未開發完成而可能較具漲價想像空間之土地相對 於已開發建築完成之房地而言，其客戶影響幅度更大，符合本研究預期。
表 4-6 估值差異比率之 Wilcoxon-Mann-Whitney 檢定
變數 Mann-Whitney U Wilcoxon W Z 漸進顯著性(雙尾) 不動產類型
(房地、土地) 1257.500 6207.500 -1.013 .311 買賣方式
(議價、標售) 227.000 6443.000 -5.031 .000
五、不動產買賣方式
本項變數將不動產買賣方式分成議價及標售等二組，在議價組別方面，其估 值差異比率平均數為 5.5459%，而標售組別則為 33.01%；以獨立樣本 t 檢定結果 應以不採用相等變異數之數據判斷，其 t 值為-3.557(**)，拒絕虛無假設且達到非 常顯著的統計效果。另因標售組別件數為 17 件，在樣本數小於 30 件之情形下，
以獨立樣本 t 檢定可能產生統計上的偏誤而影響檢定力，故該二項變數再以無母 數統計方法的 Wilcoxon-Mann-Whitney 檢定驗證，詳如表 4-6，其漸近顯著性(雙 尾)數值為 0.000 小於 0.001，拒絕虛無假設且達到極為顯著的統計效果。
由上開實證結果，在議價與標售二種不同買賣方式之情形下，不動產估值不 僅顯著受到買賣方不同目的客戶的影響，且標售案件之估值差異比率更顯著高於 議價案件，本次所蒐集 128 件案例之估值差異比率最大值 109.56%及次大值 108.07%均屬標售方式買賣，且標售案件之估值差異比率平均值更高達 33.01%，
已高於不動產估價師法第 41 條有關對於同一標的物在同一期日價格之估計有 20%以上差異之規定，而出現對於同一標的物之估值，均為正常價格，且價格日 期十分相近，卻僅因買方委託或賣方委託之不同，而出現平均 33.01%差距之情
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況。推測原因與前一節分析賣方委託估值溢價率平均數達-21.6744%相同，可能 是賣方在標售前除希望估價師估得低以使其標脫金額高於估值，省卻賤賣資產的 質疑外，另外將標售底價壓低亦可能產生競價效果而使買方勇於出價，因此可賣 得更高而有利於賣方；對於買方而言，除希望估價師估得高以使其買價顯得便宜 之目的外，在競價過程中更可能出現非理性追價之情形，而競出高價得標的結果 最終仍需估價師出具其價格合理之佐證，故造成標售案件估值差異比率平均高達 33.01%的結果。
六、不動產交易金額
本項變數以新臺幣 10 億元作為分界，在 10 億元以下組別方面，其估值差異 比率平均數為 7.8546%，而 10 億元以上組別則為 10.3383%；以獨立樣本 t 檢定 結果應以採用相等變異數之數據判斷，其 t 值為-0.869，顯著性為 0.387，大於 0.05，無法拒絕虛無假設，亦即不論不動產成交金額超過 10 億元與否，對於估 值差異比率並無影響，惟 10 億元以上案件之估值差異比率平均數高於 10 億元以 下者，顯示交易金額越大，客戶影響之幅度可能越大。
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資料來源：修改自 Levy & Schuck（1999）
圖 4-5 本研究建構之客戶影響因素
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