第四章 實證結果分析
第一節 敘述統計分析
實證結果分析
本研究實證部分，採取的是 Rosen(1974)的特徵價格模型，並以法拍底價取對 數值作為應變數，解釋變數則包括歸仁區、鹽水區、新營區、新化區、麻豆區、佳 里區、南區、安南區、北區、安平區、中西區、東區及永康區，並以仁德區作為基 準對照組之區位變數與樓層所在比率、建坪、建坪平方、點交與否以部分點交為基 準對照組、位於 1 樓、位於頂樓、位於地下室、有車位及凶宅等變數。
第一節 敘述統計分析
表 4-1 為本研究樣本敘述統計，將樣本資料依照變數分別列出平均數、標準差、
最小值與最大值。由於本研究採用對法拍底價為總價進行分量研究的方式，故將樣 本資料中法拍底價的各分量分配、偏態與峰度情形列於表 4-2。
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表 4-2 住宅大樓法拍底價的各分量分配、偏態與峰度 法拍底價
主要分量 偏態 峰度 0.1 分量 0.25 分
量 0.5 分量 0.75 分
量 0.9 分量 分量值
(萬元) 8.049 89.330 48.0 117.8 171.2 262.1 416.0
資料來源：本研究整理
由資料的敘述統計(表4.1)以及住宅大廈法拍底價的各分量分配、偏態與峰度
(表4.2)可看出坪數平均為42.3坪，標準差為112.6坪；法拍底價介於8.4萬及5430.5萬元之間，平均 為249.9萬元，標準差為386.1萬元，其偏態係數與峰度係數分別為8.049與89.330，可以看出資料型 態為高狹峰、右偏分配。
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第二節 實證結果分析
實證分析以法拍底價為應變數，分別進行最小平方迴歸與分量迴歸估計，為深入 探討不同分量模型的估計係數差異，本文選擇 θ＝0.1, 0.25, 0.5, 0.75 及 0.9 五 個條件分量迴歸模型加以比較。此五個特定條件分量，包含四分位數對應的三個分量 (0.25, 0.5 和 0.75)，以及左右尾分量(0.1 和 0.9)，是分配中較具代表性的分量。
表 4-3 為最小平方迴歸與分量迴歸的估計與檢定結果。
由表 4-3 發現影響法拍底價的變數，在最小平方迴歸與分量迴歸模型皆有部份變 數達到 1%以下的顯著水準，模型的解釋能力也有一定水準。最小平方迴歸模型的調 整後 R2達到 0.56，分量迴歸的 Pseudo-R2大致介於 0.36 和 0.51 之間。從最小平方迴 歸模型發現，對法拍底價具影響性的特徵變數有大部分地區、樓層所在比率、建坪、
建坪平方、點交、不點交、位於 1 樓、位於頂樓、位於地下室、有車位等變數。另外，
為瞭解跨分量間 (interquantile) 其住宅特徵是否具有顯著差異，表 4-4 為高低不 同分量間係數差異檢定結果。
由表 4-3 顯示，樓層所在比率變數，於普通最小平方迴歸模型中，在 1%顯著水 準下具有顯著正向影響，其係數為 0.517，且在分量迴歸模型中樓層所在率變數除 0.9 分量未達顯著，其餘皆達顯著正向影響。可見樓層愈高，法拍底價愈高，唯高價區較 不明顯。高樓層因為視野景觀及隱私等居住品質較中低樓層為佳，故其對拍賣底價有 顯著影響。
建坪變數與建坪平方變數，分別在普通最小平方迴歸與各個不同分量迴歸模型中 皆於 1%的顯著水準下具有顯著影響，且建坪為正向影響，而建坪平方為負向影響。
可見在其他條件變數不變之下，不動產價格會隨著建築物面積增加而提高，但存在報 酬遞減的現象。建物面積增加其所負擔之公共設施面積亦增加，所以具備較佳之生活 品質，其價格亦相對提高，然其因客層限縮故報酬率會呈現遞減之現象。
點交與不點交變數相對部分點交，分別在普通最小平方迴歸與 0.5 分量迴歸模型
中於 1%的顯著水準下具有顯著負向影響，且普通最小平方迴歸係數相對於分量迴歸 係數，在各價位皆有高估的現象。可見點交與不點交相對部分點交會拉低中價位法拍 屋的拍賣底價，但效果有限。法拍屋價格透過鑑定人通常以市價比較法評估之，故點 交與否通常非鑑定人考量之因素且點交與否由司法事務官決定，鑑定人無法事先得 知。
位於 1 樓的變數，分別在普通最小平方迴歸與 0.1、0.75 及 0.9 分量迴歸模型中 於 1%-10%的顯著水準下具有顯著正向影響。可見位於 1 樓的法拍屋於低價位及高價 位區的拍賣底價顯著較高。位於一樓之建物通常具備營業店面或停車之效應，可及性 與方便性高，故其拍賣底價較為明顯。
位於頂樓的變數，分別在普通最小平方迴歸與 0.25 分量迴歸模型中於 10%的顯 著水準下具有顯著負向影響。可見位於頂樓的法拍屋在中低價位區的拍賣底價相對較 低。中低價位區之住宅大樓普遍存在頂樓日曬及漏水問題，故拍賣底價相對較低。
有車位的變數，分別在普通最小平方迴歸與各個不同分量迴歸模型中皆於 1%的 顯著水準下具有顯著正向影響。可見有車位的法拍屋確實會提高法拍底價。住宅大樓 因為汽車自有比率逐年升高，部分屋齡較舊之大樓當初設計並未考量汽車停車空間問 題，但國人自有汽車比率升高對車位之需求也相對升高，故有車位會提高投標人進場 意願及提升價格。
最後，凶宅變數僅在 0.1 分量迴歸模型中於 5%的顯著水準下具有顯著正向影響，
且由表 4-4 高低不同分量間係數差異估計結果發現，凶宅在比較第 0.9 與 0.1 分量間，
對於法拍底價為 5%顯著負向影響。可見凶宅在低價位區的法拍底價相對高價位區的 法拍底價高。高價位住宅通常居住者對住宅之外在環境與內在條件要求較為嚴格，寧
可迴避凶宅，而相對低價區因為居住者對條件要求相對較低，所以會造成此種現象。
此外，座落地區為新營區、安南區及中西區的變數，分別在普通最小平方迴歸與 各個不同分量迴歸模型中皆於 1%-5%的顯著水準下具有顯著負向影響。可見這此區域
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在各價位的法拍屋皆相對於仁德區拍賣底價較低。新營區因位於原台南縣縣政中心，
當地主力產品為透天住宅，大樓產品較不受青睞；安南區因為均屬台南市發展較晚之 區域且未直接鄰接台南市區中心生活機能較為發達之區域，故價格較為低落；而中西 區多屬住商混合大樓，使用屬性及出入人員較為複雜，故影響其拍賣價格
再者，座落地區為歸仁區、鹽水區、新化區、麻豆區、佳里區、安平區及永康區 的變數，分別在普通最小平方迴歸與 0.25 以上分量迴歸模型中於 1%-10%的顯著水準 下具有顯著負向影響。可見這些區域於中低至高價位的法拍屋相對於仁德區拍賣底價 較低。仁德區之住宅大樓數量較永康區及安平區為低，且直接鄰接高速公路交流道可 南來北往並鄰接台南市東區，交流道附近大型賣場林立交通便利性及生活便利性高，
多數住宅大樓均有車位配置故成為東區之外之第一選擇區域。
座落地區為北區及東區的變數，分別在普通最小平方迴歸與 0.75 以下分量迴歸 模型中於 1%-10%的顯著水準下具有顯著負向影響。可見這些區域於低至中高價位的 法拍屋相對於仁德區拍賣底價較低。北區及東區之屋齡較高住宅大樓通常數棟群聚造 成採光及通風不良，而仁德區之住宅大樓通常考量銷售客層人數較東區北區為少且通 常為一棟至二棟，其採光與通風較北區及東區低至中高價位之住宅大樓為佳。
而座落地區為南區的變數僅在 0.5 及 0.75 分量迴歸模型中於 1%-5%的顯著水準 下具有顯著負向影響。可見南區僅於中價位及中高價位的法拍屋相對於仁德區拍賣底 價較低。南區之住宅大樓多緊鄰安平工業區且部分為住商混合大樓，仁德區幾為純住 宅大樓故中價位及中高價位之住宅較南區之拍賣底價為高。
表 4-3 普通最小平方迴歸模型與分量迴歸模型之估計結果表
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位於 1 樓 0.518 ** 0.714 ** 0.284 0.242 0.446 *** 0.324 *
位於頂樓 -0.245 * -0.219 -0.26
3 * -0.065 0.036 -0.017
位於地下室 -0.526 *** -0.944 *** -0.70
7 *** -0.894 *** -0.656 *** -0.233 有車位 0.433 *** 0.456 *** 0.374 *** 0.336 *** 0.340 *** 0.347 ***
凶宅 0.010 0.500 ** -0.03
2 0.077 -0.100 -0.299 常數項 5.126 *** 4.304 *** 4.805 *** 5.234 *** 5.502 *** 5.476 ***
Adj/Pseudo
R2 0.5599 0.4160 0.3750 0.3613 0.4253 0.5069 註：***、**、*分別表示係數在 1%、5%、10%之顯著水準下，有顯著影響。
本研究將表中建坪平方之係數以原始係數乘以 1,000 的方式表示，以呈現較充足訊息。
資料來源：本研究整理。
表 4-4 不同分量間係數差異檢定結果表
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由於本研究在資料取得之限制，茲針對研究過程中所遭遇之問題與建議彙整，
予後續研究學者與實務界業者進行相關議決策之參考資訊。本研究歸納出下列研 究限制與建議：
（一）本研究之樣本期間為民國 100 年 01 月 01 日至 103 年 09 月 30 日，為近四 年資料，但民國 101 年 8 月因實施實價登錄但實價登錄樣本數尚未累積至 一定數量且有公布日期遞延三個月之時效問題，估價師針對法拍屋估價亦 大部分依據該實價登錄之價格作為比較法之基準，故拍賣底價會日益受實 價登錄價格之影響，因此，建議後續研究學者可比較同時期間法拍底價與 實價登錄之價格，以提供更為精闢之分析。
（二）本文僅以台南市不同行政區域之集合住宅大樓法拍資料作為樣本，未將不 同住宅型態例如透天住宅或公寓、華廈納入樣本資料，故後續研究學者可 將所有住宅型態一併分析整理研究，探討其拍賣底價影響因子之差異。
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二、英文部分
1. Houthakker, H. S., 1952, “Compensated Changes in Quantities and Qualities Consumed,” The Review of Economic Studies, Vol. 19, No. 3, pp. 155-164.
2. Koenker, R. and G. Bassett Jr, 1978, “Regression Quantiles,” Econometrica, Vol.
46, No. 1, pp. 33-50.
3. Krishna, V., 2009, Auction theory, Academic Press, London.
4. Lancaster, K. J., 1966, “A New Approach to Consumer Theory,” The Journal of Political Economy, Vol. 74, No. 2, pp. 132-157.
5. Rosen, S., 1974, “Hedonic Prices and Implicit Markets Product Differentiation in Pure Competition,” The Journal of Political Economy, Vol. 82, No. 1, pp. 34-55.
6. Becker, G. S., 1965, “A Theory of the Allocation of Time,” The Economic Journal, Vol. 75, No. 299, pp. 493-517
7. Muth, R. F., 1966, “Household Production and Consumer Demand Function,”
Econometrica, Vol. 34, No. 3, pp. 699-708.
8. Malpezzi, S., 2003, “Hedonic Pricing Models: A Selective and Applied Review,”
Housing Economics: Essays in Honor of Duncan Maclennan.
9. Zietz, J., E. N. Zietz, and G. S. Sirmans, 2008, “Determinants of House Prices: A Quantile Regression Approach,” Journal of Real Estate Finance and Economics, Vol. 37, No. 4, pp. 317-333.
10. McMillen D. P. and P. Thorsnes, 2006, “Housing Renovations and the Quantile Repeat-Sales Price Index,” Real Estate Economics, Vol. 34, No. 4, pp. 567-584.
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三、網站
1. 寬頻房訊
http://www.54168.com.tw/
2.台灣台南地方法院
http://tnd.judicial.gov.tw/
3.台南市政府網站
http://www.tainan.gov.tw/tainan/default.asp 4.台灣高雄地方法院網站
http://ksd.judicial.gov.tw/CP.aspx?TabID=317