貸款者模型之估計結果

其次，表 7 顯示貸款者對於替選方案的選擇結構 (圖 5) 所建構 NLM 2，其 IV 係數為 0.9067，介於[0,1]之間。而該 IV 係數不但拒絕顯著異於 0 之虛無假設 (H01)，同時在α=5%之顯 著水準下，亦拒絕 IV 係數顯著異於 1 之虛無假設 (t = -2.0995，拒絕 H₀₂)。表示貸款者觀點所建 構之 NLM 與隨機效用理論相符合，為較適切的巢層分類方式，同時假說 1 也獲得證實。

假說1的論點為貸款者還款選擇模式符合巢狀羅吉特模型之理論假設。此乃因方案之間的分 組須有分類參照的原則，因此在相同原則基準下的方案之間替代性較高，將被設置於同一巢層 中。參酌黃成輝、曾偉君 (民95) 為探討影響溼地遊憩價值的影響因素，而將各個溼地依據不同 的分類準則設置於不同的巢層分類中。本文亦透過放款者與貸款者立場設置兩種巢層分類方 式。圖4與圖5的巢層結構可分為兩個互斥的巢層，其中一個包含兩個相似的還款選擇方案，而 另一個僅包含單一還款選擇方案。然而，經由IV係數的估計與檢定結果，可推斷按時還款與提 前清償之間存在潛在的相似性，兩方案之間的替代性較高，足以影響貸款者的選擇行為。由於 還款選擇行為取決於貸款者之決策，當貸款者有充足的資金償還貸款時，會傾向採取按時還款 或提前清償的還款方式。若貸款者在還款之餘時，希冀將剩餘資金挪用在其他投資工具，此時 傾向採取按時還款的方式。反之，若貸款者在立約時選擇「得隨時清償」的還款方式，為減輕 債務利息負擔以及減緩未來資金運用受到信用限制的影響，此時貸款者亦有動機採取提前清償 的方式。

整體模式配適度的部分，透過概似比指標 (likelihood ratio index) 之計算結果，得知模型之 概似指標值為0.4759，高於NLM 1的概似指標值0.1995。其次透過由概似比率檢定 (likelihood ratio test) 之計算結果，得知NLM 2的概似比統計量為763.3878，大於α=1%之卡方臨界值 46.9629，即拒絕虛無假設H0: β1=β2=…..=βn =0。參數顯著部分，除了下層：婚姻、年齡、貸 款年限、貸款成數與抵押品座落；以及上層：婚姻、貸款成數、年繳保費、屋齡與抵押品座落 達統計顯著性外，其餘參數皆不具顯著性。

個人特徵因素所建構之各項假說中，已婚者對於有能力還款以及按時還款分別具顯著的 正、負影響性。表示已婚者有較高的機率選擇提前清償債務，且較不會發生違約，符合假說2-1。

非已婚者可劃分為單身、離婚、分居或同居等型態，而李桐豪、呂美慧 (民89) 的研究結果指出 離婚、分居或同居者，其催收款比例遠高於正常貸款比例。因此當已婚者的婚姻生活穩定，且 擁有另一半收入之經濟情況下，有能力支付貸款的機率較高，較不會發生違約。此外，已婚的 貸款者，可能同時擁有另一半的收入來支付貸款，或為減輕貸款利息的負擔，所以相對於未婚

貸款者而言，有較多的資金與較強的動機來提前清償債務。貸款者年齡與有能力還款呈負相關，

但不顯著；與按時還款呈顯著正相關。換言之，年齡愈高者傾向按時還款的行為；年齡愈低者 則有愈高的機率選擇提前清償債務，假說2-2獲得部分支持。由於剛踏入社會或是剛奠下經濟基 礎的年輕貸款者，相對於高年齡貸款者較無其它經濟負擔，因此若有多餘資金時，為降低貸款 利息支出，會傾向選擇提前清償債務。

其次論述貸款條件因素所建構的各項假說。貸款年限與有能力還款呈負相關，但不顯著；

與按時還款呈顯著正相關，假說3-1獲得部分支持。因此貸款年限愈長，貸款者採取按時還款的 機率較高，而不偏向採取提前清償之方式。以美國貸款市場而言，貸款期限愈長者，其契約利 率愈高，然而台灣貸款市場與美國有所差異，貸款期限之長短與利率無關。鑒於台灣2003至2004 年之放款利率水準較低，因此貸款者亦有動機與放款機構洽商訂定一利率較低的新契約，用新 貸得的款項提前清償利率較高的舊契約，此種節省利息支出的融資方式稱之為借新還舊 (refinancing) (謝明瑞，民91)。因此以貸款者的角度檢視之，在貸款期限與利率無關之情況下，

當貸款期限愈長，愈有充足的時間攤還本息。反之對於貸款期限較短者，若舊契約利率高於新 契約，將會促使貸款者為降低還款利息的壓力，而採取借新還舊之提前清償行為。如同劉展宏、

張金鶚 (民90) 所闡述之，勞工借新還舊之住宅貸款案件多屬於貸款期限較短者。

貸款成數對於有能力還款以及按時還款分別具顯著的負、正影響性。亦即貸款成數愈高將 導致違約之情事發生；貸款成數愈低者則有愈高的機率選擇提前清償債務，符合假說3-2。由於 貸款成數愈高，表示貸款金額與擔保品的價值相當，故貸款者對於擔保品的重視程度較低。若 每月貸款利息支出使得貸款者的財力負擔增加，此將提升違約發生的機率。這是由於高貸款成 數者而言，擔保品因貸款違約而遭致放款者處分的損失效用小於低貸款成數者。因此，以上巢 層的分類方式檢視之，貸款者的貸款成數愈高，將會降低對擔保品的重視程度，當貸款者又面 臨到本息攤還的壓力，如此將導致貸款者無能力償還貸款。反之，當放款者核貸金額與擔保品 估價金額之間的差距愈小時，貸款者對於擔保品的重視程度亦降低。由於貸款者觀點下巢層的 替選方案為按時還款與提前清償，因此貸款成數愈低之貸款者，對於擔保品的重視程度較高，

當有多餘的資金可運用時，會傾向採取提前清償的行為。然而貸款成數愈高之貸款者，對於擔 保品的重視程度較低，在不考慮違約發生的情況下，該類型貸款者僅會採取按時還款而不會提 前清償。

年繳保費與有能力還款呈顯著正相關；與按時還款呈正相關，但不顯著，假說3-4獲得部分 支持。表示年繳保費愈多的貸款者，有能力還款的機率較高，較不會發生違約。

至於住宅特徵因素的部分，屋齡與有能力還款呈顯著負相關；與按時還款呈正相關，但不 顯著。因此，持有屋齡愈高的貸款者，發生違約的機率愈高，假說4-1獲得部分支持。由於屋齡 愈長，房屋的減損幅度愈大，且房價增值率愈低，使得擔保品價格受到貶值，導致貸款者惡意

將擔保品受放款者處分的機率愈高。此結果與貸款成數對貸款者之影響有異曲同工之處，由於 貸款者對擔保品的重視程度將隨著擔保品價值減損而遞減。因此當貸款者認為還款壓力大於擔 保品遭受處分後的損失，將會導致貸款者發生違約。

抵押品座落對於有能力還款以及按時還款分別具顯著的負、正影響性，符合假說4-3。表示 抵押品座落區域為屏東縣的貸款者，其經濟環境與所得水準次於都市地區，因此該類型的貸款 者發生違約的機率較高。此外，由於非都市地區的經濟活動狀況較不活絡，且所得水準亦低於 都市地區。因此，抵押品座落區域為屏東縣的貸款者，相較於都市地區的高雄市，前者傾向按 時還款的方式，而有較低的動機與較少的資金採取提前清償之選擇行為。

然而，保單貸款雖不具顯著之影響性，但係數正、負符號與假說3-5所預期方向有所不 同。推測其原因，以保戶之利益而言，當投資其他金融工具有利可圖時，將有誘因驅使保戶 透 過 保 單貸 款 的 方式 取 得資 金 ，轉 而 投資 報 酬 較高 的 投 資標 的 ， 此即 所 謂資 金 逆仲 介 (disintermediation)。在此過程中，貸款者有足夠的還款資金時，選擇按時還款一方面不會削減保 險保障權益與保單的現金價值；另一方面又能將還款剩餘的資金投資在報酬較高的金融工具，

此項是提前清償無法提供之優點。再者，保單貸款為保戶挪用一部分的保單現金價值，實際上 是在貸用先前累積的保費，而且最高可貸金額高達保單價值準備金的九成。因此當保戶無力還 款時，若居住的消費性需求與金融工具的報酬，大於保險保障需求與當初未貸放的保單價值準 備金 (一成)，將寧可選擇違約放棄保險保障，而繼續投資在報酬較高的金融工具。

最後，由於前述以放款者觀點所建構之NLM，其IV係數並未顯著異於1，表示該模式可簡 化為MLM。故本文分別以提前清償與違約為標準組，重新建構MLM顯示在附錄A、B，並與表7 之NLM估計結果互相對照。其中，附錄A之MLM所估計出按時還款相對於提前清償的參數係數，

其正、負符號與貸款者觀點NLM的下巢層結果相同，僅貸款年限、貸款成數以及貸款目的三項 變數之顯著性有所差異。然而，本文對於貸款者觀點NLM的上巢層配置，是將按時還款與提前 清償合併為有能力還款的選擇方案，並以無能力還款 (違約) 為標準組。至於附錄B之MLM，則 分別估計出按時還款與提前清償相對於違約的參數係數。

當無能力還款或違約為標準組時，本文所投入的12項變數，其係數正、負符號對於NLM的 有能力還款、MLM按時還款以及提前清償之估計結果一致，但係數顯著性則不完全相同。由於 NLM的特點在於將替代性較高的選擇方案設置於同一巢層中，因此上巢層為有能力還款相對於 無能力還款的參數估計結果，此與MLM各別對於按時還款與提前清償進行估計的模型架構有所 不同。由於本文所設立NLM的模型架構不同於MLM，故不同模式設立下所得之受限制最大概似

當無能力還款或違約為標準組時，本文所投入的12項變數，其係數正、負符號對於NLM的 有能力還款、MLM按時還款以及提前清償之估計結果一致，但係數顯著性則不完全相同。由於 NLM的特點在於將替代性較高的選擇方案設置於同一巢層中，因此上巢層為有能力還款相對於 無能力還款的參數估計結果，此與MLM各別對於按時還款與提前清償進行估計的模型架構有所 不同。由於本文所設立NLM的模型架構不同於MLM，故不同模式設立下所得之受限制最大概似