R 解釋能力水準方面，採取極端適應性預期途徑衡量之住宅持有成本與房 2

價及其他變數加以分析，房價、住宅存量及新建築數量三者之迴歸模型解釋能力 分別為37%、48%及 49%。採取平均適應性預期途徑衡量之住宅持有成本與房價 及其他變數之誤差修正模型，房價、住宅存量及新建築數量三者之迴歸模型解釋 能力分別為39%、46%及 47%。採取短期適應性預期途徑衡量之住宅持有成本與 房價及其他變數之誤差修正模型，其房價、住宅存量及新建築數量三者之迴歸模 型解釋能力分別為36%、49%及 43%。最後，以理性預期途徑衡量之住宅持有成 本與房價及其他變數，其房價、住宅存量及新建築數量三者之迴歸模型解釋能力 分別為43%、41%及 49%。

另 利 用 ARCH-LM 檢 定 估 計 模 型 之 殘 差 值 是 否 具 有 條 件 異 質 變 異 (conditional heteroscedasticity)的問題，若時間序列資料具有自我相關條異質變異 的現象，則所估計出來的係數會不具有效性，故檢定模型是否異質變異，是模型 診斷的一個必要步驟。由檢測之結果發現，採取無論是採取適應性預期或理性預 期 衡 量 之 住 宅 持 有 成 本 模 型 與 房 價 及 其 他 變 數 ， 皆 無 法 拒 絕 虛 無 假 設

H

：

=

= K =

進一步從影響需求面之住宅持有成本，以及影響供給面之建築成本、勞動成 本及土地成本因素，探討各變數對於房價( )、住宅存量( )及新建築數量( ) 之短期動態調整效果。以誤差修正模型來分析，落後一期的房價對於新建築數量 達到顯著水準，房價愈高，會促使新建築數量之供給增加，與理論預期相符。住 宅存量愈高，對於房價為負向影響，當住宅存量增加，表示市場之供給增加，會

P

S

C

使房價下跌。而新建築數量對於房價及住宅存量為正向影響，其中，新建築數量 愈高，對於住宅存量為流量之概念，故會使住宅存量增加；但新建築數量愈多，

對於房價為正向影響，推估可能由於生產落差時間所影響，故使落後一期的新建 築數量對於房價產生正向之影響。

採取極端適應性預期途徑衡量之住宅成本與房價及其他變數之分析，以成屋 價格指數為應變數時，所估計之誤差調整值達到5%的顯著水準，顯示成屋價格 指數在均衡誤差不為零時，有消弭均衡誤差之調整能力，即當均衡誤差不為零 時，成屋價格指數會以每季 38.81%的速度進行調整，以消弭均衡誤差。其次，

為採取短期適應性預期途徑衡量之住宅持有成本，其成屋價格指數會以每季 28.88%的速度進行調整；最後則為採取平均適應性預期途徑衡量之住宅持有成 本，其成屋價格指數會以每季 19.99%的速度進行調整。相較之下可知，以採取 極端近視預期衡量之住宅持有成本，其成屋價格指數之調整速度最為快速。足見 採取愈短期之適應性預期衡量之住宅成本，其對於房價之反應愈具明顯。而採取 理性預期途徑衡量之住宅持有成本，其成屋價格指數會以每季 25.09%的速度進 行調整。

住宅存量及新建築數量方面，採取極端適應性預期途徑衡量之住宅成本與 房價及其他變數之分析，住宅存量及新建築數量在均衡誤差不為零時，會各自以 11.60%及 23.17%的速度調整，以消弭均衡誤差。其次，採取短期適應性預期途 徑衡量之住宅持有成本，其住宅存量及新建築數量各自以10.80%及 31.10%的速 度調整，以消弭均衡誤差。而採取平均適應性預期途徑衡量之住宅持有成本，其 住宅存量及新建築數量在均衡誤差不為零時，會各自以16.16%及 21.87%的速度 調整，以消弭均衡誤差。另採取理性預期途徑衡量之住宅持有成本，其住宅存量 及新建築數量會各自以每季25.09%、6.23%及 7.93%的速度進行調整，以消弭均 衡誤差。而落後一期的房價對於新建築數量短期動態之調整具有正向的影響，落 後一期的房價愈高，新建築數量亦會增加。

從影響需求面之住宅持有成本而言，採取適應性預期之住宅持有成本對於房 價並無達到顯著影響水準，而採取理性預期之住宅持有成本對於房價則達到5%

顯著影響水準，表示採取住宅持有成本愈高，會影響住宅需求，繼而對於房價產 生負向之影響效果。由此結果可得知，採取理性預期衡量之住宅持有成本較採取 適應性預期衡量之住宅持有成本對房價更具短期調整效果存在。當市場交易者善 用資訊，有效預期未來房價上漲率，建構合理之住宅成本，對於房價產生短期之

動態影響效果。雖然過去相關學者指出市場交易者大都採取適應性預期理論，預 期未來市場價格之變動，但採取適應性預期亦被證實可能是不佳的預測工具，原 因在於市場交易者本身就是不佳的預測者。(Case and Shiller，1988)但誠如 DiPasquale and Wheaton(1996)亦提出理性預期下，消費者能夠正確預期市場之變 動，且 Wheaton(1999)亦指出模型中若加入不動產市場之重要因素，將使理性預 期之模型更趨於完整。故本文之實證結果傾向於採取理性預期衡量之住宅持有成 本對於房價具有短期影響效果。另實證結果指出落後一期的住宅持有成本對新建 築數量具有顯著的正向影響效果，住宅持有成本主要為影響住宅需求面之因素，

對於住宅供給面而言，對於建商來說，短期內提供新建築住宅數量時，認定市場 上必然存在一定之住宅需求，故即使住宅持有成本愈高，建商仍會持續新建住 宅，以滿足市場之購屋需求。

在影響供給面之成本因素，落後一期的建築成本、勞動成本及土地成本對於 住宅存量及新建築數量大都為負向影響。但其中對於房價呈負面顯著影響，與理 論不符。推估可能由於目前之房價，大都已將成本融入價格之中，加上購屋者對 成本之敏感，不願在成本較高的時機，進場購買住宅，寧願延後購買時點，降低 購屋者之購買意願，故反而造成房價之下跌。

總體經濟因素方面，平均每人國民生產毛額及貨幣供給額對於房價、住宅存 量及新建築數量皆為正向影響。平均每人國民生產毛額及貨幣供給額愈高，有助 於刺激購屋需求，故會促使房價、住宅存量及新建築數量之增加，與理論預期相 符。但股價指數愈高，對於住宅存量為負向影響，推估與「財富效果」有關，³² 當股票價格上漲時，其增加之財富，一方面可能繼續投資在股票市場或投資在其 他市場，另一方面亦可能轉到其他市場消費，從實證結果得知，股價指數愈高，

實質財富愈多，對於住宅存量為負向影響，可能是由於財富效果發揮成效，投資 者將股票市場所得之財富，為保值而投資購買住宅，減少市場之住宅存量之累 積，故對於住宅存量為負向影響。

32 所謂「財富效果」係指當股市上漲，投資人財富增加之後，一方面可能是增加消費，另一方 面可能為進一步分散風險，投資人可能會將資金由股票市場移轉一部份到有增值潛力的不動產 商品或其他市場之商品上，此效果稱為「財富效果」。

表3-12 誤差修正模型彙整表

極端適應性預期 平均適應性預期 短期適應性預期 理性預期

變數 房價 住宅存量 新建築數量 房價 住宅存量 新建築數量 房價 住宅存量 新建築數量 房價 住宅存量 新建築數量

ECM_1 -0.3881**

(-1.97)

ARCH為檢定干擾項是否具條件異質性之Lagrange Multiplier檢定統計量。

五、因果關係檢定

除前述利用共整合及誤差修正模型，以探討變數間之長短期關係外，本文為 瞭解成屋價格指數與住宅成本及其他變數間之領先、落後情形，將利用 Granger 因果關係檢定來分析其因果關係，變數之落後期數選擇皆為落後一期。

由表 3-13 可得知成屋價格指數對於採極端適應性預期及平均適應性預期之 住宅持有成本具有單向之因果關係，即成屋價格指數之變動會影響住宅持有成本 的變動，即成屋價格指數領先於極端適應性預期及平均適應性預期之住宅持有成 本。另採取理性預期途徑之住宅持有成本對成屋價格指數具有單向的因果關係，

表示市場交易者在理性預期理論下，充足掌握市場資訊及脈絡，可預期未來房價 上漲率之變動，以獲得資本利得，繼而評估其住宅持有成本，故理性預期途徑衡 量預期房價上漲率之變動，在市場訊息充足情況下，如得知政策之頒佈或其他有 利於不動產市場之資訊，能有效掌握未來預期之變動，故能領先於成屋價格指數。

土地成本及建築成本方面，可得知土地成本與成屋價格指數間具有雙向之因 果關係存在，土地成本的變動會影響到房價之變動，而房價亦會影響到土地成本 之變動，兩者相互依存。而成屋價格指數對營造工程物價指數及營造業員工每人 每月薪資具有單向之因果關係，即成屋價格指數領先於營造工程物價指數及營造 業員工每人每月薪資，換言之，房價之變動亦會影響到建築成本及勞動成本之變 動。

總體經濟因素方面，股價對於成屋價格指數具有領先效果存在，與一般文獻 所得結果相同，認為股價指數領先於房價之變動。而平均每人國民生產毛額及貨 幣供給額亦領先於成屋價格指數，平均每人國民生產毛額及貨幣供給額為刺激不 動產需求之總體經濟因素，故平均每人國民生產毛額及貨幣供給額之變動，亦會 影響到成屋價格指數之變動。另新建築數量對成屋價格指數亦存在雙向之因果關

總體經濟因素方面，股價對於成屋價格指數具有領先效果存在，與一般文獻 所得結果相同，認為股價指數領先於房價之變動。而平均每人國民生產毛額及貨 幣供給額亦領先於成屋價格指數，平均每人國民生產毛額及貨幣供給額為刺激不 動產需求之總體經濟因素，故平均每人國民生產毛額及貨幣供給額之變動，亦會 影響到成屋價格指數之變動。另新建築數量對成屋價格指數亦存在雙向之因果關