第五章 模型實證分析與結果
第二節 實證結果
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第二節 實證結果
本研究之實證結果19如表 5-2 所示。首先說明房屋屬性的部分：房屋坪數的 係數值為-0.0004，在 10%的顯著水準下，對議價空間的影響為負向20，與本研究 之預期符號相符，可能的原因在於大坪數的房子相較於小坪數的房子，賣方定價 較不易有高估情形，市場接受度較高，流動性較佳，造成議價空間較小之情形；
相反的，小坪數的需求對象有限，轉手不易，流動性較差，賣方求售形成議價空 間較大。屋齡的係數值為 0.0006，在 5%的顯著水準下，對議價空間的影響為正 向，亦與本研究之預期符號相符，此說明屋齡越大，房屋越老舊，市場流動性較 差，買方可議價空間就越大，也符合一般市場交易行為。樓層別則呈現不顯著之 情形，也和過去探討流動性相關的文獻有所不同，表樓層別價值影響流動性的效 果較不顯著。在表價方面，其參數值為 0.0435，在 1%的顯著水準下，對議價空 間的影響為正向，與本研究之模型推導預期方向相同，亦與過去文獻的結果一致，
表示賣方表價越高，其心裡也有較大讓步的意識與預備，而形成較大的議價空間，
換言之，表價愈高，有能力負擔高價的買方愈少，交易協商的機會也愈少，而降 低其流動性，終究迫使賣方給予較大的議價空間促其成交，本研究也提供傳統搜 尋理論一個精準的研究實證，表價越高不代表賣方可獲得如表價般的高利潤，可 能伴隨較長的銷售期間和較大的議價空間，進而壓縮賣方可獲取的資本利得。
19在模型實證設立檢定上，首先採取 RESET 檢定，設定虛無假設：模型設定正確、對立假設：模 型設定錯誤，放入估計值 SPREAD Square 進行迴歸分析後呈現不顯著，無法拒絕虛無假設，故模 型設定應屬無誤，可進一步進行分析。再者，採取變異數分析，設定虛無假設：因子對應變數無 影響、對立假設：因子對應變數有影響，在自由度為[8. 780]的情形下，卡方值大於臨界值，且 機率值（0.00012）小於 0.01 呈現顯著拒絕虛無假設，因此本模型所採取的變數對於應變數有顯 著關係。在各變數之間，無論以相關係數＜0.8 或 VIF 檢定值＜10 的方式檢驗，亦無明顯共線性 存在。
20 基於議價空間的設定為「率」的概念，雖然一般觀念認為房屋坪數與表價為正相關，亦即坪 數越大，表價也越大，對於議價空間的效果可能會因表價在分母而為負向；然而本研究發現表價 對議價空間的效果為正向，如直接依上述探討坪數對議價空間的效果將有所矛盾。然本研究透過 成交價與房屋坪數的皮爾森相關係數檢定發現具有高度相關，故本研究認為坪數對議價空間的效 果為負向，坪數越大，除了受到在分母的表價越大會使議價空間率變小外，成交價亦使議價空間 率的分子變小，是為整體的議價空間率變小，為負向應無誤。
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表 5-2 實證結果分析表 Variable
Coefficients t Sig. VIF A 0 -0.0792 -1.395 0.163 - AREA -0.0004 -1.734 0.083* 2.817
AGE 0.0006 2.320 0.021** 3.363 FLOOR -0.0003 -0.243 0.808 1.170 LOGLP 0.0435 2.516 0.010*** 1.340 RENT -0.0460 -2.037 0.042** 3.296 GROWTH -0.0025 -3.121 0.002*** 2.942 INT 0.0466 2.495 0.010*** 1.472 REGION -0.0113 -1.943 0.049** 1.098 F-value 3.962
D.W. 1.906
註：1.應變數為議價空間率， 以 SPREAD 表示。2.*、**、***分別表在 10%、5%
與 1%的顯著水準。
資料來源：本研究整理
就總體市場環境21對於議價空間之影響而論：首先房租上漲率係數值為 -0.0460，在 5%的顯著水準下，對議價空間的影響為負向，與本研究之預期符號 相符，若從不動產租買選擇的角度觀之，可能在於當房租上漲率越高，房租負擔 成本越大時，容易使租屋者轉向成本較低的購屋市場，促進房地產買賣市場景氣 的熱絡，市場流動性提高，使議價空間變小。而經濟成長率的係數值為-0.0025，
在 1%的顯著水準下，對議價空間的影響亦為負向，亦本研究之預期符號相符，
且顯著水準更高，更顯見經濟成長率對於議價空間的影響，在總體經濟景氣蓬勃 時，推升不動產市場及投資行為，賣方擁有的議價權力越大，使議價空間變小；
反之景氣低迷時，賣方傾向提供較大的議價空間以提升資產流動與資金周轉。簡 言之，房租上漲率及總體經濟成長率均對議價空間造成負向的影響，此實證結果 亦與本研究之模型推導預期方向一致。
在利率方面，若從成本面觀之，利率即表賣方的持有成本，其係數值為 0.0466，在 1%的顯著水準下，對議價空間的影響為正向，亦與本研究預期和過 去文獻相符，表示當賣方持有成本越低時，賣方寧願等待出價更高的買家而不願
21房租上漲率和經濟成長率同為代表市場環境的經濟指標，且兩變數間並無明顯的共線性問題，
故分別探討之。可能的原因在於經濟成長率為整體生產力的概念，與單純探討房地產租金的租金
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意降低表價促其成交，議價空間縮小，反之亦然；若從景氣面觀之，利率越低伴 隨著房地產市場景氣的熱絡，造成市場流動性較佳，賣方自得以較小的議價空間 迅速達成交易，因此實證結果亦符合本研究模型推導之預期。
最後區域別對議價空間之探討，其係數值為-0.0113，在 5%的顯著水準下，
對議價空間的影響為負向，表示在高度發展市區，如大安區、中正區、信義區、
松山區、中山區、士林區，由於發展前景看好、市場需求熱絡，以及豪宅效應等，
市場流動性高，賣方握有較大的議價權力，議價空間也因此較小；反之在其他市 郊區，市場流動性相對較低，買方之議價空間較大，顯示區域別對於議價空間和 流動性上亦存在顯著差異。
綜上所述，此實證之結果不僅多與預期符號相符，亦驗證本研究以傳統搜尋 理論為基礎的模型預期效果符合現實市場行為，也顯示出本研究以議價空間為衡 量不動產市場流動性的目標符合傳統搜尋理論，並經得起挑戰，可成為研究不動 產市場流動性的新指標。本節將模型預期效果、過去文獻與實證結果比較分析如 下表 5-3 所示。
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文獻探討 Asabere & Huffman
（1993）指出：賣方
Jud, Winkle &
Kissling（1995）指
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第六章 結論與建議
本章共可分為兩部分，除了將針對本研究之研究成果與研究貢獻提出結論，
本章亦對政策制定政策與後續相關研究提出建議，期能對不動產學界提供一項新 的研究領域與貢獻。