實證分析

除了前節以數據與圖表進行大範圍的趨勢性分析外，本節將從統計角度分析 共有、建商與交易時點對價格變化的影響，並再一次對於所提出的兩項研究假說 進行驗證。本節的實證資料取自內政部實價登錄系統 101-103 年交易資料，並比 對所有權人交易原始資料內容之面積、交易時點及交易價格區間，共計比對篩選 出供後續實證分析使用之 216 筆樣本資料，交易型態均為建商收購，其敘述性統 計內容如下表 8。

表 8 變數敘述統計

變數 \ 內容 平均數 標準差 最大值 最小值 總價(萬元) 4833.6 7945.01 70583 5 單價(萬元) 56.62 10.99 105.74 12.52 面積(m²) 84.98 134.39 1102.9 0.18

共有 0.87 0.34 1 0

建商數 26.04 7.77 32 10

季 4.42 2.06 8 1

房價預期 2.24 2.75 9.26 -1.56 本節使用傳統線性回歸方法中的最小平方法(OLS)進行估計，每一項假說均 採用土地交易總價與單價分別為應變數進行分析，為了確認自變數間沒有高度自 我相關所造成的共線性問題，以下表 9 呈現相關係數分析內容，當中大部分自 變數間並沒有高度自相關現象，但是建商數與季變數具有高度相關(超過 0.8)，因 此在不考量使用工具變數進行輔助回歸的作法下，本研究擬將模型分為兩種進行

測試。

(0.000)*** (0.000)***

季 204.978 3.26

(0.000)*** (0.000)***

房價預期 7.156 5.401 0.399 0.543 準 P<0.1*, P<0.05**, P<0.01***

本研究結果所呈現的統計顯著水準分成三種程度，比照國際統計顯著水準標 準，最小程度的顯著水準為 p < 0.1，代表該變數在 10%以下的機率產生誤差，並 給予顯著水準標示為單一星號(*)，中等程度的顯著水準為 p < 0.05，代表該變數 在計量模型中的誤差為低於 5%，給予顯著水準標示為兩顆星號(**)，最高程度

的顯著水準為 p < 0.01，代表該變數在模型估計的誤差低於 1%，並給予顯著水準 標示為三顆星號(***)，原始的統計檢定值為 t 檢定，經過轉換成為 p 值後列於變 數係數下方的括號內。F 檢定為測驗整體模型解釋力的標準檢定，在以下表 10 的各項模型中，F 檢定結果都呈現相當穩定的顯著性，代表整體模型設計為正確，

其中的變數確實可以解釋應變數的變化。

為了驗證假說一的成立與否，從表 10 的總價模型可看出共有因素對於土地 交易確實產生負面影響，儘管在總價與單價(2)模型中並未達到統計顯著水準，但 其統計檢定ｔ值回傳的ｐ值也已經接近顯著水準邊緣，從係數判斷也可看出具有 負向影享的傾向。以通過顯著水準的模型判斷，在總價(1)模型中看出共有對於土 地交易總價影響為負向，同樣在單價(1)模型中可以看出共有因素平均對交易單 價的負面影響為3.38 萬左右，大抵上可以驗證假說一的看法是正確的，亦即，土 地為共有形態時，基於交易成本的提高，確實會對於交易價格產生負面影響。

再來針對假說二進行驗證分析，假說二認為建商或購買者因為希望避 免市場風險，較傾向以接近公告徵收的其間來進行收購，從表 10內容可以 看出無論在總價(2)、單價(2)模型中，交易季的因素都產生相當顯著的影響 效果，由於在變數設計中，我們已經設計越接近徵收公告期間的季變數值 會越高，越遠的季數值越低，這也代表確實呈現正向影響的顯著意義，即 隨著季的提升，越接近徵收公告時期，建商或購買者確實會傾向以更高價 格購入土地，也可以驗證前述假說中對於低風險高需求的看法。

最後是假說三的檢驗，由於一般經濟學認為市場交易需求者的增加，

會有助於提升市場中的商品價格，而本研究案例地區屬於封閉性的市場，

且資訊較不透明，加上商品的屬性具有共有權人多且協商交易成本高等特 質，上述因素所構成的市場條件是否仍然可以適用一般經濟學理對需求者 的預期則存在疑問，但是經過實證研究的內容，從表 10則顯示了建商數量 確實無論從總價或是單價模型都相當明顯的呈現了正向影響的結果，這也

可以另一種角度詮釋假說二的義涵，由於越接近徵收公告期間，建商會有 更高的意願以較高價格購入土地，這也可以代表有更多建商會有意願投入 土地交易市場，也因為如此，基於土地交易競價的效果，才促使建商也必 須要以更高的價格購入土地。此外，從總價模型另外也可以看出，建商數 量的增加，對總價的影響力甚至超過面積增加的影響力，這也顯示了市場 面需求者的投入所存在的影響力較大。

其他的控制變數也有呈現顯著的影響效果，由於面積是構成總價的 重要變數，因此在總價的兩種模型中都呈現非常顯著的結果，但是在單 價的模型中則沒有呈現顯著的影響效果，這也代表面積與土地交易單價 沒有相關性；最後為房價預期的影響，由於住宅為土地的最終商品型態 之一，土地為住宅或其他建築物的重要原始投入要素，理應具有價格連 動關係，因此本研究也將房價預期項目也納入控制變數範圍中，但從實 證研究結果看來，在總價模型則呈現非常不顯著的影響結果，在單價模 型中，則在單價(2)模型呈現顯著的影響結果，單價模型(1)的結果在統計 上未達顯著數準，但是已經接近顯著的標準，整體而言，單價仍可以視 為建商、土地持有者考量的因素之一。

徵收公告禁止移轉，經歷一年餘的土地重整過程後，我們也蒐集105 至107 年的土地交易移轉資料，這個期間主要為建商間與其他土地持有 人內部進行移轉交易的時期，此時我們可以排除距離徵收公告的季因素 再進行一次分析，觀察變數的影響效果是否與101 至 103 年的研究節果 有無差異。

從表 11的實證模型觀察，在總價模型當中僅有面積、廠商數呈現顯 著結果，並且建商數為負向影響，與101-103 的實證結果完全相反，再觀 察單價模型則可以發現完全沒有任何變數顯著，在聯合檢定的F 檢定則 並未拒絕無明顯影響變數的虛無假設，代表單價模型在統計上無法提供

具有參考價值的結果。以上的實證內容顯示在105-107 年度資料的解釋效

有變數的結果，在低分量為負向影響，高分量為正向影響，中分量同樣因為信賴 面積 1624788 1569741 1429046 1425604 1446186 1428919

(0.000)*** 1679835 (0.000)*** 1432488 (0.000)*** 1463452

顯著結果，因此，以此階段期間的資料實證結果較難以完全支持假說一的看法，

僅能在高分量模型中驗證，101-103 年的資料則可以獲得支持。其他的控制變數 也呈現較不一致的結果，大抵上在特定分量模型與 101-103 資料的回歸結果一致， 常數 1119762 1027856 1216891 1028531 1469377 1247945 (0.000)*** 1211668 (0.000)*** 1405252 (0.000)*** 1690809