第四章 實證結果與分析
第一節 影響法拍價格因素實證結果
國
立 政 治 大 學
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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 實證結果與分析
本研究目的為探討影響農地法拍價格的決定因素，並認為「農業用地興建農 舍辦法」規定在農業發展條例 89 年修正施行後取得農業用地之農民，無自用農 舍而需興建者，其農地須達 0.25 公頃以上始得申請在自有農業用地興建農舍之 管制規定，將影響農地價格，因此本節透過透明房訊法拍資料進行實證分析。第 一節依研究樣本分成三個部分：全臺所有鄉鎮、都市型鄉鎮、農業型鄉鎮，分析 各因素對農地拍定價格之影響程度。第二節小節總結三種樣本的實證結果。
第一節 影響法拍價格因素實證結果
本節依研究樣本分成三個部分：全臺鄉鎮、都市型鄉鎮、農業型鄉鎮。每部 分首先透過初步敘述統計分析，了解樣本之屬性。再透過迴歸結果分析各變數對 農地拍定價格之影響，並檢定迴歸模型的正確性，最後，透過修法前後比較各變 數對全臺農地價格產生的影響。
一、 全臺灣鄉鎮迴歸結果
(一) 敘述統計
本研究採用透明房訊民國 90-99 年法拍資料，篩選後此期間法拍農地樣本數 共 9974 筆，由表 4-1-1 迴歸變數敘述統計表可知，鄉鎮等級帄均為0.3443358， 多數樣本屬於農業型鄉鎮；農地拍賣底價帄均為281.6389萬元，最低拍賣底價 為 16 萬元、最高拍賣底價為 3136 萬元；公告現值帄均為 344.019 萬元，最低公 告現值為 2.531 萬元、最高為公告現值 16275 萬元；拍次帄均值為 2.330481 拍，
可見大多拍定農地皆不是在第一拍即拍定的；農地面積變數為 0.2020451 公頃，
最小值為 0.002297 公頃，最大值為 0.5 公頃；面積虛擬變數為 0.3196 公頃、大 面積農地帄均為 0.1108 公頃；產權帄均為 0.837，可見大部分拍定的農地產權相 對完整；單位農產值帄均為 22.6158 萬元/公頃。單位農產值 X 產銷班有無帄均 為 22.39385。
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ln 拍定總價=4.750893+0.2170779 鄉鎮等級-0.0889297 拍次+0.0018445 拍定底價+
0.0000314 公告現值+0.1545057 農地面積+0.2981224 面積虛擬變數-0.09026234 大 面積農地+0.0640802 產權+ 0.0015303 單位農產值-0.0021005 單位農產值 X 產銷 班+∑𝟏𝟗𝒊=𝟏𝟏𝜷𝒊年度虛擬變數………...…..……….（式 4-1-1）
表 4-1-2 為農地拍定價格影響因素估計結果，模型 R-squared=0.7577，表示此 迴歸式具有足夠能力解釋母體 75.77%的現象，模型解釋力符合一般要求。
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鄉鎮等級之係數為 0.2170779，邊際效果=（eβ1− 1）*拍定價格帄均值=73.92 萬，表示條件相似的農地，位於都市型鄉鎮的價格與位於農業型鄉鎮價格差距為 21%，也就是位於都市型鄉鎮的價格高於位於農業型鄉鎮 73.92 萬元，與預期符 號相同。在都市化程度較高、建設較多的鄉鎮農地具有預期價值，其農地拍定價 格確實高於以農業生產為主的鄉鎮，此也代表農地價格會受非農用因素影響而較 高。
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ln 拍定總價=4.750893+0.1545057 農地面積+0.2981224 面積虛擬變數-0.09026234 大面積農地+K1………...………...………...（式 4-1-2）
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面積小。邊際效果=0.06424*拍定價格帄均值=19.53 萬，表示面積增加 0.1 公頃，將使拍定價格提高 6.4%，也就是 19.53 萬元。 公頃以上的農地。如同 Grieson and White（1981）指出小於最小面積門檻的土地 無法分割、利用，故需求者將會為了興建房屋購買最小面積的土地，支付除了土
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（two-part tariff）。
(三) 實證模型檢驗 1. 殘差常態性檢定
迴歸分析的假設條件之中，殘差項需要符合常態分配，透過 Jarque-Bera 檢定，
此檢定法先計算 OLS 殘差的偏態和峰度，再使用下列檢定統計量，其中 S 代表 偏態，K 代表峰度。JB test 係為 Jarque and Bera（1980）提出，可用以檢測誤差 項是否為常態分配。檢定中設定虛無假設 H0 為誤差項常態分配，對立假設 H1 會產生偏誤，而導致統計檢定力降低。使用 Durbin-Watson 檢定方法對迴歸模型 之殘差項進行檢定迴歸模型的 D-W test 值為 1.935，其檢定值趨近於 2，表示殘
在檢驗殘差異質變異性方法之中，包含 Breusch-Pagan test 和 Koenkertest 兩種方
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法。Breusch-Pagan test 適用於較多的樣本數，而 Koenker test 則適用於小樣本。
本研究 OLS 迴歸模型的依變數觀察值屬於較大之樣本，所以採取 Breusch-Pagan test 對殘差之變異數進行檢驗。
本研究以 Breusch-Pagan 檢定模型是否具有異質變異的情形，其原理為利用 誤差項變異數為應變數進行迴歸分析，並以 F-test 檢定顯著性。在同質變異的虛 無假設下，檢驗結果 B-P test 值為 106.362、p 值=0.000，在 99%信心水準之下呈 現顯著，拒絕虛無假設，亦即誤差項存在顯著的異質變異。因此本研究採用 white
（1980）的建議，在大樣本下使用穩健標準誤（robust standard errors）解決異質 變異的問題，可避免不正確的區間估計與統計檢定。
4. 群內標準誤
當觀察值來自不同的群聚（cluster）時，屬於同一群體的觀察值之間有可能 具有相近的屬性，若不加以考慮觀察值之間可能的影響，將獲得較小的標準誤，
進而產生估計誤差且有異質變異之問題。因此，可對所有迴歸的標準誤都在鄉鎮 層面上進行群內標準誤（clustering standard errors）處理。而由於本研究之觀察 值為全臺各縣市鄉鎮中各筆法拍農地，各鄉鎮之法拍農地需加以修正標準誤，而 採用群內標準誤後，迴歸模型的係數不會改變，標準誤的值會上升，模型將更加 穩健。但須注意以群內標準誤修正之群聚至少需要 50 個群體，而本研究以鄉鎮 作為群聚標準共有 284 個，故符合要求。因此最終採用群內穩健標準誤（cluster robust standard errors）修正迴歸模型。
5. 共線性檢定 素（variance inflation factor，VIF）以及容忍度（Tolerance）兩種方式。其 VIF 計算公式如下式所示，其中 1-R2為容忍度：
VIF= 𝟏
𝟏−𝑹𝟐……….………...……（式 4-1-6）
檢定的目的即要清楚變數間是否具有相互影響的關係存在，以避開違反基本 假設及產生估計的誤差。若係數容忍值位於 0 至 1 之間及變異數膨脹值小於 10，
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影響所創設之變數，與面積虛擬變數之間必然存在高度相關。而 Gujarati（2003）
指出變數之間的共線性問題是否會影響模型整體解釋能力，必須觀察實證模型在
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個，模型 R-squared=0.7665，表示此迴歸式具有足夠能力解釋母體 76.65%的現象，模型解釋力符合一般要求。模型檢定結果參照附錄表三、四，異質變異解決方法 農地面積 0.137903 0.026813 4.02 0.000*** 0.1620561 面積虛擬變數 0.177104 0.150837 1.17 0.242 0.0460663 大面積農地面積 -0.12296 0.048404 -2.54 0.012** -0.1844577
農地產權 0.0889637 0.0566661 1.57 0.118 0.0440603
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ln 拍定總價=5.006646-0.0921963 拍次+0.0015678 拍定底價+ 0.0000427 公告現值 +0.1991413 農地面積+0.3326964 面積虛擬變數-0.1253757 大面積農地+0.0912098 產權+0.0047789 單位農產值-0.0051701 單位農產值 X 產銷班
+∑𝟏𝟖𝒊=𝟏𝟎𝜷𝒊年度虛擬變數………（式 4-1-7）
表 4-1-5 為農地拍定價格影響因素估計結果，模型 R-squared=0.7636，表示此 迴歸式具有足夠能力解釋母體 76.36%的現象，模型解釋力符合一般要求。其中
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單位農產值 X 產銷班有無的係數為-0.0051701，表示若該縣市鄉鎮產值 較高且有產銷班，反而使拍定價格降低，與預期符號不同，邊際效果為 -2.34589 萬。
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ln 拍定總價=5.006646+0.1991413農地面積+0.3326964面積虛擬變數
-0.1253757大面積農地+K2………...……….………（式 4-1-8）
(1) 當農地面積小於 0.25 公頃時，迴歸式為：
=（5.006646+0.3326964）+（0.1991413-0.1253757）農地面積+ K2
=5.339342+0.073766*農地面積+ K2
I 農地面積係數為β5+β7 =0.073766，由於預期大於 0.25 公頃農地面積對價格
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ln 拍定總價=4.524345-0.0642961 拍次+0.0027361 拍定底價+ 0.0000488 公告現值 +0.1383756 農地面積+0.360398 面積虛擬變數-0.104555 大面積農地+0.0389732 產權-0.0024572 單位農產值+0.0023652 單位農產值 X 產銷班
+∑𝟏𝟗𝒊=𝟏𝟏𝜷𝒊年度虛擬變數………（式 4-1-11）
表 4-1-6 為農地拍定價格影響因素估計結果，模型 R-squared=0.7828，表示此 迴歸式具有足夠能力解釋母體 78.28%的現象。其中，縱使將樣本鎖定為農業型
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農地面積係數為 0.1383756、面積虛擬變數係數為 0.360398、大面積農地面 積係數為-0.094555，帶入簡化後迴歸模型：
ln 拍定總價=4.524345+0.183756農地面積+0.360398面積虛擬變數-0.094555 大面積農地+K3……….…….……...……….…（式 4-1-12）
=（4.524345+0.360398）+（0.1383756-0.094555）農地面積+K3
=4.88474+0.04382*農地面積+K3
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N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
在面積為 0.25 公頃時，有無興建農舍選擇權的差別，將使農地價格帄均上漲 36%，
此價值即為興建農舍的選擇權價值，購買農地者為購買能興建農舍的農地，願意 支付約帄均價格的 36%以購賣 0.25 公頃以上的農地。