第二章 農地價格決定因素
第二節 農地使用管制及政策
在過去的實證研究中，Elad、Clifton and Epperson（1994）以農地坵塊面積、
離商業中心距離、耕作面積、人口密度、農地收益等因素透過特徵價格模型分析
‧
變化的主因（趙慧萍，1992）。Alston（1986）以 1963-82 年的資料實證農地價格 之成長主要受土地的淨地租收益所影響。由於農地本身具有沃度差異及位置優劣‧
農地價格不僅僅反映現況使用，亦反映潛在用途之價值，Isgin and Forster
（2006）指出農地不僅僅反映現況使用價值，同時也包含轉用的潛在使用價值。
實證出實質利率對地價影響為顯著正向關係。Stewart and Libby（1998）以土地 預期淨收益、預期真實資本利得、距離及利率為研究變數探討農地價格，顯示農
‧
‧
‧
根據 Alonso 的競租理論（Bid-rent Theory），在無使用管制的土地市場，所 呈現出的地價函數圖形為一帄滑曲線，地價是由市中心區向外圍降低，地價隨著 允許使用限制（allowable use restriction）：限制土地做特定種類的使用，如將土 地分為商業區、住宅區及工業區。(2)使用密度限制（density restriction）：限制每 單位土地上建物的高度、樓地板面積及容積等。(3)最小建築基地面積限制
（large-lot zoning）：限制最小建築基地面積（Grieson and White 1981）。其中建築 基地最小面積的限制是為了達到整體土地使用之經濟效益，避免過小建築基地零 束力的（binding），限制開發者必須購買至 Q1 的土地大小才可做開發使用，故 地價將由 P*下降至 P1。
‧
（Schoenbrod，1969）。Zabel and Dalton（2011）指出這樣的管制結果在美國馬 薩諸賽州顯著造成價格外溢效果，由於間接增加房屋興建成本並減少房屋供給， 準，以利維持農業生產（Murray and Munson，2007）。
White（1988）則指出除了因土地細分的費用而使土地單價與面積比例產生
‧
地投入數量，C 點為新的均衡點，造成邊際生產收益 MRP”<MRP*，因此土地願 付價格將比市價低，使得面積與價格呈遞減關係（韓墘，2007）。Isakson（2004）指出土地最小基地面積限制的管制若對市場產生拘束力，將使興建房屋者使用比 實際需要更多的生產要素投入，邊際產出將較低。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
圖 2-2-2 生產要素投入
據此，在我國規定農業用地興建農舍最小基地面積 0.25 公頃限制為有拘束 力的情況下，即為限制購買農地興建農舍者的最小生產要素投入數量。對於僅為 購地興建農舍為目的的生產者來說，將造成興建農舍的土地成本提高，每單位所 願支付的價格隨面積增加而下降。因此，在大於 0.25 公頃以上的農地面積與農 地總價間關係將產生遞減關係，如圖 2-2-3 所示；反之，對於非單純購地興建農 舍為目的生產者來說，其仍有其他享受農地外部效益的需求，或由於分割最大面 積的規定，0.5 公頃農地可分割為兩塊 0.25 公頃的農地，故購地者可能有取得可 分割為兩塊農舍基地的潛在需求，而使得農地價格隨面積增加而遞增。每單位所 願付的價格將隨面積增加而上升，因此，在大於 0.25 公頃以上的農地面積與農 地總價間關係將產生遞增關係，如圖 2-2-4 所示。
圖 2-2-3 0.25 公頃以上面積-總價遞減 圖 2-2-4 0.25 公頃以上面積-總價遞增
總價
面積 0.25 公頃
總價
面積 0.25 公頃
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
市、高雄縣市、屏東縣、花蓮縣、臺東縣與宜蘭縣，共 15 個行政區。其中由於 臺北市、嘉義市、金門縣、連江縣並無非都市土地，故不列入分析，此外，非都 市土地較少的基隆市及澎湖縣，亦排除在分析範圍之外。
圖 3-1-1 研究空間範圍
二、 研究方法
不動產市場中，因不動產具異質性，使得特徵價格理論廣泛應用於不動產價 格相關研究上。Rosen（1974）將 Lancaster 的新消費者理論結合效用理論（utility theory）及競價理論（bid price theory），視住宅為多種屬性組合，在消費者追求 效用最大和生產者追求利潤最大情況下，透過公開交易市場達到市場均衡價格，
而此房屋價格反映了各屬性特徵的市場隱含價格（implicit market price），因而建 立了特徵價格理論的架構。特徵價格理論假定在供需均衡的情況下，不動產價格 為各組成特徵隱含價格的總和，透過統計迴歸模型，對各特徵予以估價或計算其 特徵之邊際效用，作為衡量不動產價格之方法，每個不動產都有其獨特性，都有 不同組合和不同比例的不動產特徵，而不動產特徵的價格會隨著不同地區而產生 不同的價格（Sirmas，2005）。雖不動產市場本為不完全競爭市場，不論於一般 買賣市場或不動產法拍市場，國內外仍有許多不動產價格相關研究透過各種影響 不動產價格之特徵變數，觀察各變數對不動產價格之影響效果。
基於特徵價格理論，可知農地拍定價格由各種屬性組成，包括農地一般因素 與法拍因素。本研究目的為探討各因素對農地拍定價格之影響，故採用特徵價格 理論為基礎，透過線性迴歸模型實證分析影響農地價格的因素。
新北
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
在特徵價格模型選擇上，分為總價與單價模型。Lin and Evans（2000）以土 地總價與單價模型進行實證分析重劃土地，結果總價模型達顯著具有解釋能力，
單價模型的面積解釋能力較差，總價和單價模型實證結果以總價模型較優。黃美 娟（2007）透過分析總價與單價模型文獻，並實證土地運用特徵價格迴歸模型於 估價，如從模型的較高的解釋能力與較佳預測結果為目的，建議以總價模型。基 於上述，本研究亦採用總價模型。
而過去文獻對特徵價格之研究認為，在一般線性、半對數、雙對數等多種特 徵函數型態中，以半對數函數較符合現實狀況且相較穩定，亦可降低異質變異的 問題，是較適合實證的模型（Malpezzi，2003），因此本研究即採用半對數特徵 價格函數，以拍定總價取自然對數作為應變數，農地價格分布較為常態，使模型 更加準確。
半對數函數迴歸模型基本公式如下：
ln Y=α+βiXi+εj 其中，Y＝應變數 Xi＝第 i 個自變數 βi＝第 i 個自變數之係數 εj＝第 j 個觀察值之誤差項
本研究將以農地拍定總價格作為應變數，各自變數選取於第三章第三節做說 明，並透過殘差常態性檢定、殘差獨立性檢定、異質變異檢定及共線性檢定以檢 定迴歸模型的正確性。
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
依土地法之規定，我國地目類別共分為建、雜、祠、鐵、公、墓、田、旱、林、
養、牧、礦、鹽、池、線、道、水、溜、堤、原，總共二十一種主要類別，其中 地目「田」為水田用地、「旱」為旱田用地。而由於時代變遷，地目分類已不合 時宜，經內政部 89.8.2.臺（89）內地字第 8973288 號函釋「已完成使用編定之非 都市土地，自 89 年 9 月 1 日貣停止辦理地目變更登記及詮定作業」，除了「田」、
「旱」、「建」、「道」等四種與民眾相關性較大的地目外，其餘地目將不再受理變 更登記或地目詮定。由於本研究時間範圍為民國 89 年後，且配合標示欄位進行 篩選，故樣本選取以地目作為篩選條件之一仍有其準確性。
樣本選取步驟，首先選取一拍、二拍及三拍之資料，將建有建物之樣本刪除，
也就是以「建物面積」欄位中篩選出面積為 0 及標示為土地、田地、旱地之樣本，
於房地標示確認其地目是否為田、旱，及是否同時標示為農業用地或耕地，並在 筆錄欄位中做最後確認是否為農用，作為本研究之有效研究樣本。由於研究政策 變數為 0.25 公頃面積限制，因此將面積範圍鎖定在 0.5 公頃以內，以免面積差異 過大的樣本影響研究結果準確度。
經初步資料處理，民國 89-99 年全臺各縣市面積於 0.5 公頃以下拍定農地數 量共 10483 筆，各行政區分布如表 3-2-2，其中民國 89 年雲林、嘉義、花蓮及臺 東地區缺乏統計資料。
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
若以拍次分布來看，50%以上的樣本屬於第三拍，各縣市第三拍拍定數量明 顯高於第一、二拍農地數量，顯示民國 89 年至 99 年間臺灣法拍農地大多在第三 拍才拍定。
表 3-2-3 民國 89-99 年全臺各縣市拍定農地拍次分布
單位：筆 拍次
行政區 一拍 二拍 三拍 總計
新北 146 111 175 432
臺中 246 234 311 791
臺南 362 472 1061 1895
高雄 161 210 484 855
桃園 105 110 180 395
新竹 56 53 84 193
苗栗 11 8 28 47
雲林 294 332 787 1413
彰化 144 106 269 519
嘉義 222 424 1181 1827
南投 136 198 367 701
花蓮 113 182 329 624
臺東 36 52 50 138
屏東 27 70 156 253
宜蘭 73 114 213 400
總計 2132 2676 5675 10483
資料來源：透明房訊
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
第三節 模型建立與變數選取
一、 模型建立
在迴歸模型建立上，由於本研究欲探討影響法拍農地價格的決定因素，並加 入農地興建農舍 0.25 公頃政策因素考量，以及比較農地價格各因素在不同型態 鄉鎮間之差異，透過傳統的線性迴歸並不能在同一條函數中呈現不同段自變數數 據對應變數的影響，因此，本研究以 Sunderman, et al（1990）所採用的樣條式迴 歸（Piecewise Linear Spline Regression）作為實證分析模型。
當資料型態不能以一條直線或一個多項式函數來描述應變數與自變數的關 係，而是需分成幾段去做解釋，可使用樣條式迴歸（Piecewise Linear Spline Regression）作為分析模型。Sunderman, et al（1990）指出樣條式迴歸適合分析 具非線性關係之數據，迴歸式可被分為 n 段並有 n-1 個節點，優點為可簡單明瞭 展現每段數據之斜率與截距，而在分析不同情況下，節點與段數會有不同方式的 設定。其以樣條式迴歸模型分析稅的垂直不公，迴歸模型如下：
AVj=α00+α10SPj+α01LOWj+α02HIGHj+α11LOWSPj+α12HISPj……...（式 3-3-1）
其將銷售價格（SPj）分為低、中、高共三段，因此設立兩個節點。SPj 為銷 售價格連續變數，並設立兩個虛擬變數，第一個虛擬變數 LOWj 為小於第一個節 點為 1，大於第一個節點則為 0，第二個虛擬變數 HIGHj 為大於第二個節點為 1，
小於第二個節點則為 0，再者，設立 LOWSPj 為 LOWj 與 SPj 的交乘項，即小於 第一個節點為銷售價格連續變數，大於第二個節點則為 0；設立 HISPj 為 HIGHj 與 SPj 的交乘項，即大於第二個節點為銷售價格連續變數，小於第二個節點則為 0。經由虛擬變數 LOWj 與 HIGHj 的估計係數可分析三段數據截距的差異，
LOWSPj 與 HISPj 的估計係數則可分析三段數據與依變數間變化關係為遞增或遞
LOWSPj 與 HISPj 的估計係數則可分析三段數據與依變數間變化關係為遞增或遞