第五章、 實證結果與相關檢定
第二節、 固定效果分析
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第二節、固定效果分析
經由固定效果模型的估計，能將各省市地區間其他影響區域房地產價格 的潛在特質涵蓋進模型的解釋之中。因此，若估計模型中沒有考慮固定效果，
則無法突顯各地區間的差異，則得出的實證結果將會有所偏誤。經由固定效 果模型的估計，能將各個地區無法透過變數解釋的特質反應在模型中並且顯 示在常數項上，如此一來，即可以透過常數項看出區域與區域間的差異。54 本研究也考慮了時間效果的影響關係，主要是為了解釋各省市地區的房 地產價格，可能會隨著時間趨勢的效果而有所增減。因此，本研究考慮了區 域特定效果與時間固定效果，建立雙因子固定效果模型。以下將分別分析區 域固定效果(region-specific fixed effect)及時間固定效果（time-specific fixed effect）。
一、 區域固定效果分析（region-specific fixed effect）
經由固定效果模型的估計，表 9 列示在本研究中國大陸 31 個省市地區的 個別固定效果。可以發現，模型一與模型三的固定效果在結果上大致都相符。
由兩個模型的區域固定效果。
表將固定效果由高的省分排列到低的省分，前五名的省分別是海南、新 疆、青海、寧夏、西藏，且可以看出固定效果皆為正向顯著影響。這些具有 較高固定效果的省市地區，在沒有特定因素的影響之下，仍具有潛在特質，
影響著各地區的房地產價格，這些潛在因素可能為該區域省分的風土民情、
文化歷史因素或是政策使然都有可能。針對表進一步分析，固定效果高的地 區多在西部地區，固定效果較低的區域多位於東部地區。
54 固定效果即各省市迴歸估計式的截距項。可以透過探討得知即便是在沒有特定因素的影 響下，各省市地區的房地產價格。
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二、時間固定效果分析（time-specific fixed effect）
本文以雙因子固定效果模型做估計，並對 1999 年至 2010 年各年所產生 的個別時間固定效果做分析。觀察表時間固定效果之基本統計量結果可以發 現，模型一與模型二的時間固定效果在 1999 年、2003 年、2004 年、2006 年 和 2010 年的效果都為顯著，但正負向較無一致的結果。
此結果顯示出中國大陸各省市地區的房地產價格，容易受到時間趨勢所 影響。本研究推測可能之原因為，房地產價格的變動往往受到多方面的因素 所影響，每一年的經濟狀況、政策頒布、人民的心理預期，皆會使房地產價 格產生波動的現象，特別是中國大陸中央政府對房地產的調控政策對房價短 期的效果最為顯著。
表 10：時間固定效果之基本統計量
註： ***、**、*分別表示在 1%、5%、10%的顯著水準下，以 t 分配檢定拒絕虛無假設。
年 模型一（AREP） 模型三（RBEP）
係數 標準差 係數 標準差
1999 291.74 ** 147.39 291.75 ** 147.39 2000 113.58 127.94 113.58 127.94 2001 116.03 131.02 116.04 131.02 2002 -63.91 101.25 -63.91 101.26 2003 -265.56 *** 103.05 -265.51 *** 103.05 2004 -173.35 ** 86.97 -173.35 ** 86.97
2005 -65.72 85.35 -65.73 85.35
2006 -212.72 ** 127.37 -212.72 ** 127.37 2007 -115.4 162.65 -115.4 162.65 2008 -22.97 123.75 -22.98 123.75
2009 25.35 147.53 25.34 147.53
2010 385.32 ** 171.32 385.31 ** 171.32
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第三節、實證模型的相關檢定
為了減少發生錯誤的機會，並使研究過程更為嚴謹、可信，本章將利用 殘差自我相關（autocorrelation）、共線性（collinear）與RESET檢定（Regression Specification Error Test），來驗證實證模型的正確性，以確保研究結果的可 信度。
一、 殘差項自我相關（autocorrelation）檢定
當迴歸方程式的殘差項發生相關時，則稱殘差項自我相關
（autocorrelation），通常發生於時間數列資料。若忽略自我相關的問題，一 般而言會使最小平方估計式發生偏誤，導致估計值的高估或低估，而影響區 間估計及假設檢定的準確性。檢定自我相關常使用的方法有 DW 檢定
（Durbin-Wastson test）與 LM 檢定（Lagrange Mulitipler test），本研究將用 LM 檢定來檢驗是否具有自我相關。
表 11：檢驗殘差項是否具有自我相關
變數 係數值 T 統計量
FD -5829.56 *** -2.68
FDSQ 4171.85 ** 1.96
PGDP 0.099 *** 9.2 C 50.4 ** 2.17
CIT
5.81 *** 11.16TRA
-225.57 -1.39EMP
0.52 ** 2.46FDI
-0.07 -.31NETEX
-0.0001 -1.23RESID
0.597 12.41附註：1.應變數為每年中國各省市地方平均房地產價格；以模型一每年各地區商品房 平均銷售價格來計算（AREP）。
2. 符號***、**、*分別表示在顯著水準 1%、5%、以及 10%時，拒絕虛無假設。
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首先，先檢視地方財政分權變數對於中國區域綜合競爭力而言是否為隨 機變數，先估計出地方財政分權變數（FD）的殘差項（RESID），再將此殘 差項帶回原模型中，如表 11 可以知道在 LM 檢定值為0.597在顯著水準 下，無法拒絕虛無假設，因此並無自我相關問題存在，故不須修正。
二、 解釋變數間是否具有共線性（Collinear）
當迴歸模型中解釋變數之間有高度的相關性或是以某種規律性的方式一 起變動時，就稱為具有共線性，若是有兩個以上變數同時具有高度相關時，
則稱為線性重合（Multicollinearity）。模型中若是存在著共線性，將使最小 平方估計式無法定義，將會導致迴歸模型不足以精確地估計實證模型了的所 有參數，造成估計誤差的情況。
由表 12 共變異矩陣可以看出，解釋變數間多數解釋變數皆小於 0.7，因 此檢定結果得知本研究之解釋變數間並無共線性之關係存在。
表 12：解釋變數共變異矩陣
FD FDSQ PGDP C CIT TRA EMP FDI NETEX FD 1.00 0.97 0.65 -0.09 0.65 0.63 0.367 0.688 0.345 FDSQ 0.97 1.00 0.70 -0.07 0.68 0.63 0.302 0.73 0.386 PGDP 0.65 0.70 1.00 0.19 0.71 0.68 -0.028 0.511 0.144 C -0.091 -0.07 0.19 1.00 -0.03 0.19 0.02 0.045 0.075 CIT 0.65 0.68 0.71 -0.03 1.00 0.6 0.073 0.4 -0.038 TRA 0.63 0.62 0.68 0.19 0.6 1.00 0.367 0.504 0.199 EMP 0.37 0.3 -0.03 0.02 0.07 0.37 1.00 0.453 0.416 FDI 0.69 0.73 0.51 0.05 0.4 0.5 0.453 1.00 0.538 NETEX 0.34 0.38 0.14 0.08 -0.04 0.2 0.416 0.538 1.00
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三、模型設定錯誤檢定（Model missspecification）
本研究透過 RESET 檢定（regression specification error test）檢定實證模型 是否有設定錯誤。當實證模型有選擇錯誤函數型式、遺漏變數或是將不相關 變數加入迴歸式中，都會有錯誤的結果。本檢定的意義就是在檢測是否有遺 漏變數或是使用不恰當的函數型式，其檢定如下：
（ ） 將預測值 取平方項，再將此平方項加入實證式中，可以得到下式
（ ） 其中，X 為解釋變數。令虛無假設 ，對立假設 。若是 拒絕虛無假設 表示模型並不夠完整或是有錯誤，若是無法拒絕虛無假設 則表示 RESET 檢定沒有發現模型有需要改善之處。本研究之模型 RESET 檢 定值為 0.128，在顯著水準 0.1 的情況下，無法拒絕虛無假設，因此本研究之 模型並無出現設定錯誤的問題。
透過統計檢定可以知道，本文模型不具有共線性、自我相關問題，且模 型並無設定錯誤之問題。因此，本研究之實證模型所歸納出的研究結果，具 有相當可信度。
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第六章、結論與政策意涵
第一節、結論
本研究透過中國大陸政府財政分權體制下，各地區財政分權程度的差異，
進而分析財政分權程度對各地區房地產價格的影響，以揭示中國大陸中央政 府調控房價成效不彰的原因與因應之道，以期能為中國大陸目前過熱的房地 產市場做良性的政策建議與解決方式。並且，期望將研究結果提供給相關政 府單位在擬定相關政策與台商在大陸經營投資時做為參考。
在研究方法上，本文使用中國大陸房地產改革開放以來 1999 年至 2010 年共 12 年，31 個省市，共 372 個樣本資料 (panel data)來做分析，並加入其 他影響各地區房地產差異的變數，以深入了解各地區房產價格差異的主因。
實證結果可以得到以下結論，中國大陸各地區財政分權程度對各地區房 地產價格呈現負向的影響，且為非線性的關係，呈現 U 型的曲線。我們可將 此結果分為三個部分來論述: (1)中國大陸各地區財政地方分權程度對於房地 產價格，在分權程度很低的地區，會促使地方政府為籌措地方支出財源，依 賴土地出讓金的收入，進而推動房地產價格上漲。使得各地區財政地方分權 程度對於房地產價格呈現負向的影響。（2）另一方面，在分權程度很高的地 區，因為地方政府自有財源充足，地方建設與公共支出較多元，促使地方發 展快速，進而提高當地房地產價值。使得各地區財政地方分權程度對於房地 產價格呈現正向的影響。（3）而在這兩種極端的財政分權程度下，存在一個 合適的財政分權程度，可以減少房地產價格上漲的誘因，使得各地區房地產 價格達到最小值。
此外，就個別的區域固定效果而言，中國大陸西部地區，如吉林、雲南、
湖南、貴州等省市，有著較高的區域固定效果，表示在西部地區，存在著難 以衡量但對其房地產價格有所影響的潛在特質因素。例如：西部大開發政策，
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風俗文化、省市規模等等地區的特質變數。
而實證模型中，也加入其他影響房地產價格的解釋變數，結果發現，人 均實質生產總值（PGDP）、居民消費水平（C）、人口密度（CIT）和各地區 就業環境（EMP）對各地區房地產價格皆會產生正向的影響。
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的財政分權程度低於平均值48.57%，5512個省市的財政分權程度高於48.57%。56這顯示出中國區域發展的極度不平衡狀況（如圖11）。
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(2)目前中國大陸東部、中部、西部地區，財政分權的程度差異大。應加 大對中、西部地區的財政分權程度，增加中西部落後地區的移轉性財政收入，
降低其地方政府對於房地產市場的干預，與土地出讓的行為，幫助較落後地 區擁有正常的財政收入來源以履行地方基礎建設與公共服務支出，如此才能 夠穩健的提升房地產價值並落實區域間平衡發展。
(3)中央政府應健全地方財政管理，規範地方政府的土地出讓行為，加強 對地方政府的預算與財政收入的監督與管制。以防止地方政府過度依賴土地 出讓政策或是濫用預算資源。
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參考文獻
中文文獻
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