影響年齡住宅自有率之因素

(Redlfearn,2002 ； Quercia et al.2003) ；不同種族對於住宅自有之觀念不同

（Henderson et al.,；1983 WacHter and Megbolugbe.1992）。上述部分文獻所考 量之觀點，雖亦可能影響住宅自有率高低，但由於許多因素無法予以量化，故 本文僅採用容易量化之變數進行實證分析。

相關國外文獻指出，不同年齡層及不同時期對住宅自有率之影響程度不 同（Peteke, Clara and Pau,2003；Baxter and McDonald,2005），且戶長的性別、

年齡、已婚與否等因素都代表著不同生命週期階段的的家庭需求(陳淑美、張

‧ 國

立 政 治 大 學

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（二）地區

彭建文與王佳宇（2005）指出，都市化程度較高縣市住宅自有率 較低，農業為主縣市自有率較高。可見都市型態與發展程度會對於住宅 自有率造成影響。Gyourko and Linneman (1996)亦指出，家戶對於租擁 偏好之變動以及影響住宅自有率之因素，亦隨著城鄉與地區環境有顯著 的不同，如：郊區房價較便宜等。可見地區的發展程度與住宅自有率應 呈現反向變動，即地區發展程度愈高、就業機會愈多、房價愈高，該地 區住宅自有率則相對愈低，故都市地區相較於非都市地區對住宅自有率 造成負向之影響，預期符號為負。

（三）房地產景氣

謝博明(2006)表示，我國房地產市場景氣熱絡時，預期房屋增值提 高，整體住宅消費水準快速成長；景氣低迷時，整體住宅消費水準仍呈 現穩定成長趨勢，可見景氣變數不論景氣與否均會對住宅自有率造成影 響。

本文依據我國房地產景氣動波動落後反應之實際情況納入考量，

將民國 77 年至 95 年分為景氣、不景氣 2 類，以虛擬變數方式帶入，其 中民國 77 年至 81 年、93 年至 95 年為景氣，民國 82 年至 92 年為不景 氣。預期符號未知。

二、戶長個別屬性變數

（一）性別

近年來，隨著經濟環境的改變、消費時代的來臨，女性消費形態 成為影響女性戶長形成的重要因素，在世界許多針對已開發及開發中 國 家 所 做 的 研 究 顯 示 ， 女 性 戶 長 有 逐 年 增 加 的 趨 勢 ﹙ Arias and Palloni,1996；Loi,1996﹚，且林佳興與陳彥仲(2003)研究台灣家戶之住 宅權屬選擇模型，顯示當戶長為男性時，則較女性更不傾向擁屋，加 上女性所得增加，偏好結構改變，對住宅需求、住宅區位造成影響 (Kristensen,1997)。家庭性別因素亦為影響住宅自有率重要原因。本文 將各年度性別資料切分為 5 個年齡層，並計算各年齡層男、女戶長比 例，預期男性戶長對住宅自有率變動之影響小於女性，故預期符號為 負。

（二）教育程度

戶長教育程度對購宅有顯著影響，教育程度愈高者購屋機率較高

（李信佩，1997；胡誌芳，1989），本文將教育程度以年量化，並依教 育年限分為：博士或研究所 18 年、大學或專科 16 年、高中或高職 12

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儘管許多公佈的資訊顯示，住宅自有率是增加的，但以年齡層分隔之 住宅自有率間卻有不同的變動。

不同年齡層對於住宅自有需求不同，近年來在歐洲、澳洲等國家，

年輕族群適婚年齡延後，因而影響購屋時間，導致該年齡層住宅自有 率降低（Peteke, Clara and Pau,2003；Baxter and McDonald,2005），且 由於近年來經濟環境改變及父母的態度改變，年輕家戶第一次購屋，

頭期款依賴親戚資助多於自己的本身的儲蓄（Garasky et al.,2001；

John ,1984；Christopher and Engelhardt ,1996)。

Tachibanaki（1992）探討日本在 1980 年代中期的地價、房價暴漲，

造成財富分配惡化的情況，導致有接近三成的人得到代間移轉，其中

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住宅自有率 77.76％ 79.02％ 80.47％ 80.40％ 82.80％ 81.88％ 82.52％

年度 84 85 86 87 88 89 90

住宅自有率 83.56％ 84.45％ 84.57％ 84.61％ 84.91％ 85.35％ 85.64％

年度 91 92 93 94 95