第四章 實證分析
第四節 地理加權迴歸
前文從多元線性迴歸殘差檢定發現誤差項具有變異數異質、空間自相關之特 性，違反線性迴歸假設，加上空間延遲模型的殘差仍具變異數異質性，故本節進 一步使用地理加權迴歸修正，並與前述二類全域型迴歸模式對照。
一、配適度檢定
在使用調適高斯核心函數，以 AICc 法估計帶寬下，得到地理加權迴歸模型 的 adjusted R2達 0.616，較多元線性迴歸 (adjusted R2=0.561) 有明顯的提升，且 AICc 值亦由 2069.57 下降至 2043.76，意味著 GWR 模式比傳統線性迴歸對建成 地變遷的影響因素具有更好的解釋力與模型配適度。
透過地理變異性檢定發現常數、「土地使用計畫」、「三級產業員工成長」三 變項不具有顯著的地理變異性 (表 4-15)。使用 LtoG 逐步法篩選後常數、「土地 使用計畫」二者被摘選為全域變項，以此建構半參數地理加權迴歸15。
表 4-15 自變項係數地理變異性檢定
變項 F 值 自由度
Diff-Criterion
分子 分母
常數 1.27 2.87 308.22 3.234**
人口密度變遷 4.30 2.25 308.22 -4.996**
二級產業員工成長 2.32 3.61 308.22 -0.129**
三級產業員工成長 1.99 3.05 308.22 1.001**
與火車站距離 2.45 2.92 308.22 -0.535**
與交流道距離 2.56 3.14 308.22 -0.964**
土地使用計畫 1.50 2.80 308.22 2.441**
原工業用地比例 3.87 2.52 308.22 -4.398**
原空置地比例 3.28 2.56 308.22 -2.815**
原農業用地比例 3.35 2.87 308.22 -3.37**
*: p<0.1; **p<0.05
為了便於與地理加權迴歸模型比較，此處仍選擇調適高斯核函數、以 AICc 法估計帶寬。結果顯示，半參數地理加權迴歸的 adjusted R2進一步提升到 0.620，
15 詳細資料見附錄五：GWR4 S-GWR 報表。
AICc 值也進而下降到 2037.42，表示在本研究中半參數地理加權迴歸的模型配適 度確實優於地理加權迴歸 (表 4-16)，且誤差項呈現隨機分布之特性。
表 4-16 MLR、GWR、S-GWR 模式配適度比較
MLR GWR S-GWR
Adjust R2 0.561 0.616 0.620
Local R2
平均值 -- 0.633 0.647 最大值 -- 0.708 0.726 最小值 -- 0.553 0.569 AICc 2069.57 2043.76 2037.42 帶寬 (樣本個數) -- 40.96 40.96 Kolmogorov-Smirnov 1.348 1.222 1.290 Moran's I 0.100** 0.005 0.004
由 Local R2分布 (圖 4-34) 觀察，S-GWR 模式在沿海鄉鎮的平原地區以及 桃園市有較佳的解釋力；以平鎮山仔頂、南勢為中心，往周圍的龍潭烏樹林、楊 梅埔心、中壢龍岡等地解釋力相對較低，整體而言 348 個村里單元的 Local R2平 均值為 0.647，在 99%的區域擁有比多元線性迴歸更佳的解釋力。
相對於全域型迴歸以全區樣本建構唯一的迴歸方程式，各變項僅具單一迴歸 係數值，地理加權迴歸允許每個村里單元擁有獨自的迴歸係數，且於空間上呈現 連續變化。半參數地理加權迴歸更能依據變數特性，讓部分變項呈現全域單一係 數，部分變項為局部變化係數，使模式結果更趨擬真。本文將多元線性迴歸與半 參數地理加權迴歸的分析結果整理於表 4-17、表 4-18。
表 4-17 MLR 與 S-GWR 全域迴歸係數統計
全域係數 MLR S-GWR
係數 t 值 係數 t 值
常數 -0.958 -0.818** -0.522 -0.257**
土地使用計畫 0.059 6.598** 0.055 5.734**
表 4-17 比較了 MLR 與 S-GWR 的全域變項係數，二者的常數項皆不顯著，
土地使用計畫於二模式中都是建成地變遷指數的正向因子，但在 S-GWR 中影響 力略降；表 4-18 呈現 MLR 和 S-GWR 的局部變項係數，可看出 S-GWR 模式各 變項係數值明顯的漂移情形，甚至有在不同地區出現正反兩向影響的情況16。下 小節將繪製各局部變項的係數分布圖逐一討論。
表 4-18 MLR 與 S-GWR 局部迴歸係數統計
局部係數 MLR S-GWR
係數 平均值 標準差 最小值 最大值 |𝑡| ≥1.96 人口密度變遷 0.036** 0.030 0.015 0.000 0.064 55.5%
二級產業員工成長 0.261** 0.143 0.115 -0.181 0.390 15.2%
三級產業員工成長 0.226** 0.150 0.161 -0.146 0.503 22.1%
與火車站距離 0.310** 0.428 0.232 0.180 1.192 45.4%
與交流道距離 -0.402** -0.541 0.190 -1.010 -0.075 70.1%
原工業用地比例 -0.110** -0.125 0.060 -0.249 0.000 74.7%
原空置地比例 0.450** 0.500 0.056 0.407 0.646 100.0%
原農業用地比例 0.063** 0.079 0.024 0.020 0.113 94.5%
16 詳細資料見附錄六：GWR4 S-GWR 係數估計與診斷表。
二、係數討論
本研究參考 Mennis (2006) 與 Matthews and Yang (2012) 的方法，將 S-GWR 模式中各局部變項的係數值與 t 值整併於同張地圖，使能聚焦於顯著區的係數分 布情形。具體作法為利用遮罩 (mask)，將 t 值介於-1.96 至 1.96 間的區域遮蔽，
以便於僅呈現達顯著水準之村里單元的係數值，成果分述如下。
(一) 住商發展
圖 4-35 呈現「人口密度變遷」對建成地變遷的影響，於|t| ≥ 1.96的篩選標 準下在沿海四鄉鎮及龜山鄉、桃園市、中壢市西北側、楊梅市國道 1 號以東有顯 著相關。全區係數值皆大於 0，顯示人口密度變遷於這些地區皆為建成地變遷的 正向因素。影響程度最高處位於桃園市北側藝文特區周邊至大有路商圈一帶，往 北向蘆竹南崁地區延伸。
圖 4-36 為「三級產業員工成長」的係數分布，此變項僅在大園鄉、蘆竹鄉、
龜山鄉及桃園市西北部達顯著相關，亦對村里建成地變遷有正向影響。與「人口 密度變遷」相似地，係數值於桃園市、蘆竹鄉、龜山鄉交界區域最高，往四周逐 漸下降。
二變項影響力最高處皆大致落於南崁都市計畫區，南崁新市鎮在沉寂近 20 年後，於 1990 年代起受到桃園市區發展飽和、工業結構轉型及交通建設影響，
自 1990 年代初期的大有路周邊及南崁地區，到 2000 年後的藝文特區周邊，是桃 園地區近年住商發展最迅速的新興開發區，兩項係數的分布具體反映出此地立體 廠辦、批發倉儲、物流業等三級產業活動的發展，以及大量人口移入與高層住宅 開發案，推動了建成地的增長。
圖 4-35 人口密度變遷係數分布圖
圖 4-36 三級產業員工成長係數分布圖
(二) 工業發展
「二級產業員工成長」的影響顯示於圖 4-37，此變項僅在蘆竹海湖、大園鄉、
觀音鄉、新屋鄉之鄰觀音及沿海地區與建成地變遷有顯著正向相關，係數值最高 處位在台 61 線西濱快速道路與台 66 線東西向快速道路交會的觀音大潭一帶，是 為大潭濱海特定工業區、觀音工業區等新興工業區所在地，往周圍影響力漸減。
圖 4-38 呈現「原工業用地比例」的係數分布，在|t| ≥ 1.96的篩選標準下，
桃園南區的新屋鄉、楊梅市、平鎮市多數區域，以及龍潭鄉北部、觀音鄉西南地 區不具顯著影響，其餘地區對建成地變遷皆為負向效應，負相關情形在桃園市區、
中路地區、後火車站往八德一帶最大，往四周逐漸衰減。
上述二者皆反映出桃園地區工業發展對建成地變遷的影響，由於產業結構升 級，紡織、塑膠製品、鋼鐵等傳統產業在成本提高下，於 1980 年代後逐漸遷出，
使許多都市計畫工業用地廠房被棄置，如桃園市後站地區、台 1 線中華路沿線、
桃園市春日路沿線、八德大湳等地。同時又面臨了桃園市區發展飽和，對住商用 地的亟需，因而此時期眾多新建成地穿插在各小型工業用地間發展，部分交通條 件及生活機能較佳處的工業用地，亦漸被轉為批發倉儲等商業用途，或改建為工 業住宅，使得工業用地比例與建成地變遷呈現較顯著的負相關。
圖 4-37 二級產業員工成長係數分布圖
圖 4-38 原工業用地比例係數分布圖
(三) 交通易達性
「與交流道距離」的效應呈現於圖 4-39，除桃園市、龜山市區、中壢龍岡往 南經平鎮延伸至龍潭及大溪南興、瑞源一帶外，其餘地區皆和建成地變遷呈顯著 的負向關係，意味距離交流道愈近之村里，建成地開發比例愈高。在林口交流道、
中壢交流道周圍效應最強，內壢交流道、大湳交流道周圍次之，往西北及東南兩 側漸趨緩。
交流道的興建提高了一地城際交通的便捷程度，白仁德 (2000) 指出桃園地 區 的 交 流 道 建 設 能 改 善 區 位 可 及 性 ， 帶 來 人 口 群 聚 遞 近 遞 增 的 增 強 效 應 (enhancement effect)，且約在 5 公里內有較明顯的影響，本研究結果呼應了此論 點，係數分布在交流道附近較高，且每個交流道的影響並不一致。林口交流道周 圍的公西地區，由於近交流道運輸便利，1980 年代初期規劃了綜合性的工三工 業區，帶動當地住商發展，1998 年民間開發創立華亞科技園區，吸引國內外中大 型科技廠進駐，進一步推動了近年的建成地開發；中壢交流道、內壢交流道的設 置，使貨物連結輸送便利，帶動周圍物流業與大賣場的興起，並促進交流道周邊 如平鎮宋屋、中壢中園路沿線新興住宅區的出現。八德市在 1997 年國道二號機 場系統至鶯歌系統段通車前後，受惠於南桃園交流道與大湳交流道的設置，使因 化學製品、紡織、鋼鐵等傳統產業外移而閒置的工業用地，得重新被更變為住宅、
商業或工商綜合區之開發。
圖 4-39 與交流道距離係數分布圖
圖 4-40 與火車站距離係數分布圖
(四) 土地可發展性
圖 4-40 為「與火車站距離」的迴歸係數分布，從圖中可得此變項在平鎮市、
龍潭鄉、八德市、大溪鎮、中壢市的大部分區域，以及楊梅埔心、桃園市區和後 站地區不顯著，於其餘地區對建成地變遷皆為正向影響，表示距離火車站愈近的 村里，建成地成長愈緩。顯著影響地區中，係數值在桃園市中路地區與龜山市區 最高，往沿海逐漸下降。
空置地的影響在全區皆達到顯著水準 (圖 4-41)。做為建成地開發的預備地，
1995 年空置地比例愈高的村里單元，在往後 11 年間建成地增加比例亦愈高，相 關性在中壢平鎮市區最強，往四周逐漸衰減，另外在桃園龜山市區為相關性次高 區域；沿海四鄉鎮及桃園市北區為「原空置地比例」影響力相對較低處。
「原農業用地比例」係數僅在觀音鄉及新屋鄉部分地區不顯著 (圖 4-42)，
為建成地開發最大土地提供來源，在全區皆對建成地變遷呈現正向影響，當中以 八德市沿縣道 114 至中壢龍岡、中壢平鎮市區係數值最大，以此為中心影響力向 四周漸減；與「原空置地比例」相似地在大園鄉、觀音鄉、新屋鄉等沿海地區影 響力較低。
上述三個變項的迴歸係數在空間分布上較為類似，當中「原空置地比例」係 數與「原農業用地比例」係數的相關係數更超過 0.7，故將三者共同討論，避免 局部共線性造成係數解釋上的偏誤。「與火車站距離」的係數分布判斷並非鐵路 建設的影響，而是反映了該村里單元與桃園、內壢、中壢、埔心、楊梅等市中心
上述三個變項的迴歸係數在空間分布上較為類似，當中「原空置地比例」係 數與「原農業用地比例」係數的相關係數更超過 0.7，故將三者共同討論，避免 局部共線性造成係數解釋上的偏誤。「與火車站距離」的係數分布判斷並非鐵路 建設的影響，而是反映了該村里單元與桃園、內壢、中壢、埔心、楊梅等市中心