法拍屋價格指數及其與中古屋市場間關連性之研究—以台北市為例 - 政大學術集成

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國立政治大學地政學系研究所

碩士學位論文

法拍屋價格指數及其與中古屋市場間

關聯性之研究—以台北市為例

The Relationship between Auction Housing Markets and

Existing Housing Markets －The Case of Taipei City

指導教授：林左裕博士

研究生：張方瑩撰

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謝誌

「終於要畢業了！」這是我寫這篇謝誌時心裡激情的吶喊，畢竟這是多年的學校與工作兩頭燒後，所期盼獲得的美好成果；2009 年我鼓起勇氣、下定決心，從職場重返校園，希望能好好充電，期許透過研究所的思考訓練，以學術理論的角度重新審視、解讀工作實務上積累的疑問，並開闊視野；入寶山豈能空手而回，在地政系眾多優秀老師的授業下，讓我感到如沐春風，而經過發展論文的這一關，發現自己獲得的不僅是學識而已，還強化了邏輯推論能力，更結交了許多志同道合的好朋友。論文的產出過程中似乎有永遠讀不完的期刊論文、參考書籍，在研究課題、實證方法等各個章節段落，經常會被混沌的思緒卡住；尤其到了後期的實證階段，要面對自己最薄弱的數理統計，從建立統計觀念、蒐集整彙資料、實驗設計、運用 SPSS、EVIEWS 等統計軟體，到實證模型推論與驗證等多種階段，實在是漫長痛苦掙扎的奮鬥過程。幸好，我並不孤單，同學們、學長姐妹們經常互相打氣之外，特別要感謝指導教授林左裕老師的督促與指導，幾度把研究方向走到死胡同的我拉回正路，並藉著家族定期的 MEETING，除了對論文提供相當即時的修正意見外，也促進學長姐妹們互相交流、支援的環境，因而對論文能有更多元的思想激發。經歷各種關卡後，如今我終於完成畢業論文，最要感謝的除了指導教授林左裕老師外，還要特別感謝我的母親，在就讀研究所的這段期間，我的人生面臨許多重大的磨難與恩賜，一路有親愛的母親與家人們的陪伴，讓我能堅持下來，才終於能品嘗這苦盡甘來的甜美果實，謹將本論文呈現給他們，謝謝！

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摘要

2012 年 8 月不動產成交案件實際資訊申報登錄制度正式實施，此重大變革對不動產交易資訊透明化提供相當助益；然而，透過不動產交易實價查詢可揭露個案成交資訊，而不動產價格指數則能以時間序列方式快速呈現不同地區及產品類型等面向的房價動態，提供縱斷面的觀察角度。國內法拍屋市場近年逐漸成為房地產市場中重要的一個次市場，而法拍屋價格指數仍較為缺乏；本研究蒐集 5,467 筆台北市近 9 年期間法拍屋拍定物件，以特徵價格法建立複迴歸模型；為避免不動產異質性造成偏誤，先設定標準不動產以固定不動產品質，以 35 期的時間序列資料編製法拍屋價格指數；再將其與代表中古屋市場的信義房價指數進行觀察比較，釐清法拍屋與中古屋市場間之領先、落後關係，並將本研究編製之法拍屋價格指數與信義房價指數進行單根檢定及因果關係檢定。本研究實證結果顯示，台北市中古屋價格指數領先法拍屋價格指數，亦即當中古屋價格上漲，將引領法拍屋拍定價格隨之上漲。關鍵詞：特徵價格法、不動產價格指數、房價指數、住宅屬性、標準不動產、領先落後、時間序列、法拍屋、中古屋

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ABSTRACT

The reporting system of the real price of housing transaction implemented formally in August 2012. This improved the price transparency of housing market. However, it can only expose cases information, but not present price changes in the different regions, time and building type, while the housing price index could provide a longitudinal observation.

Since the real estate auction market has been one of the main market mechanisms used in home purchases, foreclosure price index is not so available as in existing housing; We collected 5,467 foreclosure cases in Taipei City from 2003 to2011, apply multiple regression with the hedonic price method, generate 35 time-series data and then establish a foreclosure price index.

To clarify the lead-lag between real estate auction market and existing housing market, we apply the unit root test and Granger causality test. The empirical results show that the existing housing price leads the foreclosures price, that is, when existing housing prices raise, the foreclosures prices would follow up.

Key word : Hedonic Price Method、Housing Price Index（HPI）、Housing Characteristic、Standard Housing 、Lead-lag、Time series、Auction Housing Market、Existing Housing Market

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第一章緒論

1 第一節研究動機與目的 1 第二節研究範圍與限制 4 第三節研究方法與流程 6

第二章理論基礎與文獻回顧

8 第一節特徵價格理論 8 第二節不動產價格指數 16 第三節國內不動產價格指數之現況 20 第四節法拍屋價格影響因素之相關文獻 24

第三章法拍屋市場之現況分析

27 第一節我國法院拍賣制度 27 第二節法拍屋市場現況分析 32 第三節法拍屋價格指數之架構 36 第四節法拍標準不動產屬性之界定 38

第四章資料與實證結果分析

40 第一節資料說明與處理 40 第二節基本敘述統計與分析 42 第三節研究設計 46 第四節特徵價格模型之建立 53 第五節法拍屋價格指數之建立 62 第六節法拍屋與中古屋價格指數之因果關係檢定 67

第五章結論與後續研究

71 第一節結論 71 第二節後續研究 73

參考文獻

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附錄

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表次

表 2-1 特徵價格法之實證模型變數整理 11 表 2-2 相關文獻之特徵價格函數形式 14 表 2-3 國內不動產價格指數概況 20 表 2-4 國內拍定價影響因素之文獻整理 25 表 3-1 法拍屋市場規模統計 33 表 3-2 2001 至 2012 年全國法拍屋市場績效統計 34 表 3-4 標準法拍屋屬性 38 表 4-1 法拍屋拍定資料庫欄位表 41 表 4-2 台北市拍定法拍屋各季度有效樣本數量表 42 表 4-3 台北市拍定法拍屋各區位年度有效樣本數量表 43 表 4-4 模型變項說明 50 表 4-5 異常點刪除前後模型摘要表 54 表 4-6 特徵價格模型估計結果表 55 表 4-7 區位模型摘要表 57 表 4-8 區位特徵價格模型估計結果表 58 表 4-9 建物類型模型摘要表 60 表 4-10 建物類型特徵價格模型估計結果表 61 表 4-11 本研究編定之台北市法拍屋價格指數與信義房價指數表 62 表 4-12 區位法拍屋價格指數表 64 表 4-13 信義房價指數單根檢定結果 68 表 4-14 本研究編定之台北市法拍屋價格指數單根檢定結果 68 表 4-15 信義房價指數（SINYI）與本研究編定之台北市法拍屋 69 價格指數 (FHPI)因果關係檢定結果

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附錄表次

表 A-1 DFFITS 異常點刪除樣本表 79 表 B-1 ANOVA 表（季） 80 表 B-2 特徵價格模型估計結果表（季） 81 表 B-3 ANOVA 表（年） 86 表 B-4 特徵價格模型估計結果表（年） 87

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圖次

圖 1-1 歷年法拍屋交易棟數及市占比 2 圖 1-2 研究流程 7 圖 3-1 法院拍賣流程圖 28 圖 3-2 全國拍案件數與拍定棟數趨勢圖 32 圖 3-3 全國拍定率與拍定總金額趨勢圖 35 圖 3-4 台北市年度拍定總額與占比趨勢圖 35 圖 4-1 台北市拍定法拍屋各季度有效樣本數量圖 42 圖 4-2 台北市各區拍定法拍屋年度有效樣本數量圖 43 圖 4-3 台北市各區位拍定法拍屋樣本比例圖 43 圖 4-4 台北市拍定法拍屋建物類型樣本數量比例圖 44 圖 4-5 台北市拍定法拍屋點交與否案件數量比例圖 44 圖 4-6 台北市拍定法拍屋各拍次比例圖 44 圖 4-7 實證架構 47 圖 4-8 標準法拍屋價格與總價趨勢圖 52 圖 4-9 本研究編定之台北市法拍屋價格指數與信義指數趨勢圖 63 圖 4-10 本研究編定之台北市法拍屋價格指數與信義指數變動率 63 圖 4-11 區位指數走勢圖 65 圖 4-12 新、舊市中心區指數走勢圖 65 圖 4-13 郊區區位指數走勢圖 66 圖 4-14 大廈與公寓指數走勢圖 66

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第一章緒論

第一節研究動機與目的

一、

研究動機

台灣近年房地產景氣從 2003 年 SARS 衝擊的低點翻揚至今，除 2008 年第三季遭逢全球金融海嘯影響期間外，房地產景氣熱絡程度在各地區表現雖有不同，整體而言，各區皆呈現逐步走揚的態勢；尤其在大台北地區房地產價格高漲，建商搶標土地盛況空前，地價屢創新高，造成購屋價格門檻逐步拉高。

過去主要的購屋市場為搜尋或議價交易市場（Search or negotiated sale

market），包括預售屋、新成屋及中古屋市場。然而，在 2004 年以前，因台灣整體經濟不景氣，房地產市場遭受到嚴重衝擊，加上建商的搶建風潮，形成短期供給量過多，導致房地產市場出現長期嚴重供需失衡現象；許多建商因為餘屋消化緩慢，投入與產出失衡而面臨財務危機，引發金融機構不良債權量體大幅擴增。隨著兩岸經濟結構的結構性改變，台灣傳統產業大規模外移，造成許多失業人口，部分購屋者因失業而無法如期繳納房屋貸款利息，而遭債權銀行查封擔保品，導致法拍屋1_{數量不斷增加。根據統} 計資料顯示，不論是法院拍賣的件數、拍定筆數與拍定金額，皆呈現爆發式的成長，2000 年拍賣案件約有 19.2 萬件，2003 年則約有 30.6 萬件，2000 年的拍定金額約有 951 億元，2004 年暴增到 1872 億元。從圖 1-1 觀察法拍屋在整體買賣市場交易比例逐年增高，更曾於 2003 年達到高峰，約占整體買賣市場的 15%。就整體購屋市場來說，法拍屋市場(Auction market)已經逐漸成為我國重要的購屋管道之一。國內法拍屋成交件數在 2003 年 SARS2_{期間高達 57,899 件，而創歷史} 天量後隔年即回檔，2005 年更加速萎縮，主要原因除了法拍屋去化快速，估計與不動產價格走高後，查封拍賣的案件亦迅速減少有關。2008 年因全球金融海嘯狂襲、國際整體景氣和信心度受到打擊，金融機構資金急速收縮，貸放趨於保守，整體法拍案件數量減少，法拍移轉登記交易量為 24,954 1_{台灣金融機構處理不良債權的方式，主要是向法院聲請強制執行，拍賣抵押物以回收債} 2 _{SARS 是嚴重急性呼吸道症候群（Severe Acute Respiratory Syndrome）的簡稱，是非} 典型肺炎的一種，2003 年肆虐於亞洲，北京和香港的疫情最為嚴重。

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2 件，為近年新低位置，與 2003 年高峰期相比，已整整下滑 132%，時至 2011 年第一季，法拍屋占房地產市場整體成交比例更已下滑至新低為 0.4%。比較法拍屋市場與中古屋市場間的量價走勢，可發現二者呈現截然不同的消長變化，究竟影響法拍屋市場變動的因素為何，又與中古屋市場之關連性如何，引發本文之研究動機。房地產市場是房地產消費者、投資者及其中介相互作用並共同決定不動產價格及其數量的機制。從市場角度而論，不動產價格代表消費者和投資者願意出售及購買的條件，然過去房地產效率研究大多支持弱式效率市場假說3

(Weak form efficiency)，代表房地產市場相對無效率4，然而造房地

產市場弱式效率最主要原因是買賣雙方之間的價格資訊不對稱(Information asymmetry)的困境。不動產價格資訊的流通程度會對房地產市場的效率造成一定程度之影響，而不動產價格指數的編製則扮演著資訊揭露的關鍵。 Gatzlaff and Tirtiroglu(1995)認為在房地產市場中尋找可信賴的資料有一定的難度，而研發可靠的價格指數來衡量全國性、區域性、都會性的不動產價格變動與報酬有助於改善房地產市場效率。因此如何建立足以詮釋房地產市場價格波動的價格指數便成了重要的課題。圖1-1 歷年法拍屋交易棟數及市占比 3 Fama(1970)定義弱式效率市場為當市場可得資料僅限於公開歷史資料，投資者無法藉由資料分析及預測擬定投資策略來獲取超額利潤。 4

Case and Shiller(1990)、Clapp，Dolde and Tirtiroglu(1994)等研究結果皆支持房地產市場為弱式效率市場假說。 3,059 22,800 57,899 0% 5% 10% 15% 20% 0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000 70,000 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 拍定棟數拍賣占總買賣棟數比例單位：棟

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3 房地產景氣循環影響不動產價格波動相當關鍵，過去國內對於法拍市場有不少相關研究，時間範圍多屬 2 到 3 年之短期間資料，實證方法多採用特徵價格模型切入，故而分析時主要側重樓地板面積、屋齡、樓層等個別屬性分析，或拍次、點交與否或空屋與否等法拍特徵分析，皆屬橫斷面態樣分析。本文蒐集近期整體房地產量價雙雙落底的 2003 年一路復甦至 2011 年期間全台北市十二個行政區之法院拍定案件，探究近年經歷不同景氣階段之法拍屋市場變動情形、影響因素及程度，檢視不同景氣時點下法拍屋價格影響因素及變動程度，並進一步以房價指數觀察法拍屋市場與中古屋市場間的相對變動情形。

二、

研究目的

法拍屋市場近年逐漸成為房地產市場中重要的一個次市場，而建立相關之價格指數，可提供市場參與者作為觀察房地產市場變化之工具，有助於改善市場資訊不對稱的現象，進而促進市場效率。由於國內關於法拍屋價格指數之相關實證文獻較為缺乏，而台北市政經地位特殊，價量變化對全國房地產市場有舉足輕重之影響，故本文選擇以台北市作為研究之空間範圍，以近 9 年期間拍定案件資料，建立法拍屋價格指數，探討價格變動情形，進而釐清法拍屋與中古屋市場之關聯性。本文的研究目的說明如下：（一）建立法拍屋特徵價格模型，分別從空間斷面與時間斷面切入，分析探討法拍屋拍定價格之主要影響因素、方向及程度。（二）建立法拍屋價格指數，觀察中古屋與法拍屋價格指數之關連性，釐清二者間可能存在之領先、落後關係。（三）法拍屋價格指數可作為法拍屋價格波動情形之長期觀察工具，透過不同區位、建物類型等價格指數，觀察價格指數變化，有助於判斷價格未來可能的走勢，供市場參與者在不同景氣時點、區位之投資參考。

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第二節研究範圍與限制

一、

研究範圍

（一）時間範圍：本文以實證模型建立法拍屋價格指數，並探究法拍屋市場與中古屋市場間的關聯性，故需較長之時間序列資料，考量房地產景氣波動之相關位置，決定採用房地產景氣前波低點 2003 年至 2011 年共 9 年期間作為研究時間範疇，其中，包含了近期房地產景氣波動劇烈的期間。（二）空間範圍：以政經地位特殊、都市化程度高、城鄉差距相對小且隨景氣變化波動幅度較為明顯之以台北市為選定空間範圍，將 12 個行政區分組比較，建立模型以進行實證分析。

二、

研究限制

國內共計18個地方法院執行法院拍賣程序，礙於資料數量龐大，蒐集困難，且各地區次市場的交易習慣及特性不盡相同，為減少驗證結果受地方習慣之影響，並兼顧樣本所在地區之代表性，故以城鄉差距相對小，且隨景氣變化波動幅度較為明顯的台北市為空間研究範圍，資料包含台北、士林二家地方法院民事執行處所公佈之資訊。本文主要以台北市法院拍定的公寓及大廈為研究對象，因為不動產屬性對於不同型態之不動產，其影響價格的意義也有所不同，故本文僅以台北市的公寓及大廈為研究範圍，而將透天式建物排除在外。同時，研究限制為在有限資料變項下，就現有資料變項建立模型。變項方面，僅就資料所提供完整正確的資訊為主，其餘資料未能掌握的變項，則無法納入實證模型，如屋齡等變項雖為影響因子，惟資料缺失值比例過大，故本次研究未將其納入實證模型。

三、

資料來源

由於各地方法院所公布強制執行之法拍屋資訊，建築物面積僅含主建物、附屬建物，並不包含共有部分面積，惟國內房地產交易主要是以地政機關之登記簿謄本面積換算為「坪」為計價單位，其中，主建物、附屬建物及共有部分加總即為登記總面積，然國內公寓一般多未登記共有部分，而大廈一般約有 10%至 35%間不等之「公設比」，就建物單價觀之，如果直接採用各地方法院所公布之建物面積，公寓與大廈二種不同建物類型間，

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5 恐會在交易單價上產生較大的誤差；故本研究採用山水法拍屋搜尋引擎網站所建置之法拍屋拍賣資料，以避免在實證時產生上述誤差。根據前揭公司資訊室表示，其所設置之資料庫係轉檔自各地方法院於司法院網站所公示之法拍屋資訊，並至案件所管轄地政機關調閱登記簿謄本、建物平面圖等相關資料，取得各建物實際登載面積等各類資料後，併入並彙整為資料庫。由於法拍屋拍定價格為公開資訊，資料屬性為真實交易價格，資料品質相當穩定，且包含 9 年期間之時間序列資料，以此 5,467 筆的資料建立價格指數，應具備相當程度之可參考性。

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第三節研究方法與流程

法拍屋過去的研究多屬於橫斷面的研究，其觀察只涉及某一時間點母群或現象，較缺乏長時間觀察。本文採用橫斷面(Cross-section data)與縱斷面研究，以 9 年的時間序列資料，依特徵價格理論(Hedonic price method) 建立價格模型，獲得各項特徵之隱含價格(Implicit price)，探討法拍屋拍定價格之主要影響因子、相關方向及程度；為避免不動產異質性造成偏誤，先設定標準不動產以固定不動產品質，運用特徵價格模型估計各特徵的隱含價格，與標準不動產結合後，便能將不動產品質貨幣化，以 35 期的時間序列資料編製法拍屋價格指數；再將其與代表中古屋市場的信義房價指數進行觀察比較，釐清法拍屋與中古屋市場間之領先、落後關係，並將本研究編製之法拍屋價格指數與信義房價指數進行單根檢定及因果關係檢定。

一、研究方法

蒐集國內外有關不動產價格、特徵價格法及不動產價格指數的文獻，從中歸納價格估計與指數編製的關鍵，以特徵價格模型(Hedonic price model)做為實證方法，採用 SPSS 及 EViews 統計軟體處理資料。再以拉式指數公式建立法拍屋價格指數，確定其為穩態的時間序列後，進行Granger 因果關係檢定(Granger Causality Test)，以釐清中古屋及法拍屋不動產價格指數間是否存在領先、落後關係。

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二、研究流程

資料整理與分析法拍屋與中古屋價格指數因果關係檢定國內外相關理論與文獻回顧研究方法與流程研究動機與目的價格指數分析編製法拍屋價格指數建立特徵價格迴歸模型實證結果與分析結論圖 1-2 研究流程

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第二章理論基礎與文獻回顧

影響不動產價格之主要因素包含區域個體因素與總體經濟因素，第一節先就衡量個體因素的特徵價格理論作相關文獻回顧，有關不動產價格指數相關理論與國內不動產價格指數現況則分述於第二節與第三節，第四節則針對法拍屋價格影響因素作文獻整理分析。

第一節特徵價格理論

傳統消費者需求理論，在商品為同質性的假設下，消費者獲得效用是來自於財貨本身，故所關心的只是財貨的價格與數量的關係。然而，不動產本身具有異質性，各項特徵亦無法單獨出售，是一個由多種相異的特徵組合而成的商品。特徵價格法(Hedonic Price Method)即利用不動產特徵不能加以分割出售的成套組合（Package）特性，考量供需雙方效用，利用函數之型態來表示影響效用內在與外在因素。一、 特徵價格理論的沿革 特徵價格最早由Court(1939)進行汽車價格指數研究時所提出，用以研究汽車性能與價格之關係，他認為汽車的價格無法以單一變項來解釋，因此在其特徵價格模型中包含了三個相關變項。特徵價格的概念雖由Court提出，但直到Griliches(1961)說明住宅係由多種住宅屬性組合而成，而非同值性的財貨，並將住宅價格視為各種住宅屬性隱含價格的總合。

Lancaster(1966)提出消費活動分析(Consumer Activity Analysis)，將

行銷領域中的產品屬性納入傳統經濟需求理論中一併考量，以解釋消費者個體偏好對於選擇之影響；其特徵模型融合了價格與消費者預算，認為消費者藉商品許多不同的特徵組合產生效用進而獲得滿足，而相同的商品可能有不同的特徵，不同的商品也可能具有相同的特徵，而不同的特徵帶給消費者不同的效用，便會產生不同價格。Ridker 與 Henning （1967）認為住宅是一項由多種特徵所共同組成的商品。 Rosen（1974）正式提出一套具有完整體系的估價方式。Rosen認為過去研究僅著重在需求者面的分析而忽略市場上的供給者與生產者的行為，故在同時考量供給者的的供給函數(Offer Function)與需求者的出價函數(Bid Function)後，將新消費理論加以擴充，並結合效用理論 (Utility Theory)與競價理論(Bid Price Theory)，提出住宅為多種屬性特徵的組合，其價格也應由各特徵的價格所決定，此即為特徵價格理論。

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9 消費者在追求效用極大化的過程中，每增加一單位屬性，消費者所願意額外支付的費用即為該屬性的邊際願付價格（marginal willingness-to-pay price），每種特徵都有其個別價格，當個別的特徵價格加總時即可得到該產品的總價。在特徵價格方程式的運用上，是以產品的各項特徵乘上相對應的隱含價格（implicit price）後加總，即為該產品的價格。故特徵價格方程式可視為迴歸方程式之一種，只要以價格為應變項，產品的各種特徵當成自變項，利用商品特徵對價格進行迴歸，即可求得特徵之隱含價格。由不同的不動產特徵所組成的不動產，將隨著地區的不同而有不同的價值；購屋者的效用函數不相同，每個人對於相同的不動產特徵可能會有不同的評價。種種原因造成不動產的異質性並導致不動產價值評估的困難，加上不同購屋者的效用函數不相同更使得估價難度倍增。以往研究試圖藉由評估各個不動產特徵來估計不動產價值，這些研究所使用的方法即為「特徵價格法」，其允許將不動產的總值細分為個別特徵並藉以估價。使用特徵價格法必須注意的是，估計結果僅適用於特定地區，而無法將結果一般化。因此，特徵價格法通常適用於特定市場的價格研究，比較不同地區的研究過程則可以檢視各地區是否具特徵一致性。二、 特徵價格變項相關文獻 特徵價格理論架構是建立在財貨的特徵會反應財貨的價格，不同的特徵組合而產生的效用，運用差異性財貨的價格會因不同的特徵數量使財貨價格改變的特徵，而分析出財貨的特徵價格，因此，如分析影響不動產價格的因素，求得其特徵價格，則能得到不動產的價格。目前國內、外不動產市場中有關不動產價格方面的研究，特徵價格理論獲得廣泛的運用，惟國內、外地理環境、生活水準、民情風俗等情形大不相同，影響不動產價格的因素亦有差異，茲將應用特徵價格理 論分析不動產價格的研究簡述如下，並整理為表 2-1。 （一）國外文獻 Rosen（1974）提出住宅是由多元的特徵屬性所組合而成的複合性商品的概念。消費者在選擇居住房屋時，會考量包括所在區位、建物面積、房間數、衛浴數量、建材、有無停車位、學校及工作地點之可及性、社區公共設施及鄰里關係等因素，而這些個別屬性亦都是購屋者願意提高支付價格時會考慮的主要因素。 Stull（1975）將影響價格的屬性分成四大類：住宅實質屬性、可

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10 及性屬性、環境特徵屬性及公共部門屬性等。其實證結果顯示，以住宅實質屬性與可及性屬性對住宅價格有顯著影響。 Allen(1977)依據 1970 年都市化地區之人口普查資料，以特徵價格模型探討住宅特徵對住宅價格之影響。實證發現土地面積、建築材料、地板材質、車庫面積、房間數、衛浴設備數量、建築物面積等變項具有顯著性影響。

Liand and Brown (1980) 以波士頓東南區的 15 個鄉鎮為研究對象，將住宅屬性分為建物特性、鄰里特性、公共設施、至市中心可及性及小鄰里特性等，探討其對住宅價格的影響。 Miller(1982)將影響不動產價格的住宅特徵分為五類：第一類為實體特徵，如建築物面積、屋齡、室內設施等；第二類為區位環境，如公共設施、交通成本、經濟的外部性（如空氣污染、種族、噪音等）；第三類為財務因素，如貸款期數、優惠貸款、負擔能力等；第四類為交易成本，如資訊搜尋成本；市場流通時間；第五類為通貨膨脹與名目價格的影響。其實證結果發現，實體特徵與區位環境為影響不動產價格最重要的因素。 Sirmans, et al.(2005)回顧過去近 125 篇以特徵價格模型分析不動產售價的研究後，整理出最具影響力的特徵變項，包括基地面積、建物面積、屋齡、樓層數、臥房數量、浴室數量、房間數量、壁爐、中央空調、地下室、車庫、甲板(Deck)、游泳池、磚頭外牆、距離市中心時間、在市場上銷售的時間(TOM)及景氣趨勢( Time Trend)等。

以上國外運用特徵價格理論分析不動產價格關係的文獻回顧中，可以觀察到以不動產實質屬性與可及性對不動產價格具最顯著的影響，而不同國家、區域對各種特徵的需求程度不同，國外的建築型式、市場習性，甚至氣候等，與國內大相逕庭，因此，特徵變項的選取更需要因地制宜。（二）國內文獻辜炳珍及劉瑞文（1989）以住商不動產仲介公司 1986 年至 1988 年之預售屋個案資料為研究範圍，選取 15 項變項，以特徵價格模型試編不動產價格指數；實證結果發現，區位、面積、電梯有無、距國中距離、及至百貨商場距離依序為最顯著之影響因素。張金鶚（1991）運用特徵價格理論探討不動產真實成交價之影響因素，結果呈現時機、區位、使用型態、屋齡、樓層數、所在樓層與面積為影響不動產價格的重要因素。

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11 表 2-1 特徵價格法之實證模型變項整理作者實證主要解釋變項 Rosen(1974) 所在區位、建物面積、房間數、衛浴數量、建材、有無停車位、學校及工作地點之可及性、社區公共設施及鄰里關係可能影響不動產價格。 Stull(1975) 將影響價格的屬性分成四大類，其中以住宅實質屬性與可及性屬性對住宅價格有顯著影響，環境特徵屬性及公共部門屬性較不顯著。 Allen(1977) 以土地面積、建材、地板材質、車庫面積、房間數、衛浴設備數量、建物面積等變項具有顯著性影響。 Miller(1982) 實體特徵與區位環境為影響不動產價格重要的因素。 Dale-Johnson and Phillip（1984）土地面積、房間數、衛浴套數、屋齡、鄰近消防站個數致就業地點之近便性、犯罪率、學校數。 Di Pasquale and Wheaton（1996）房間數、衛浴套數、屋齡、停車位、居住品質、持有公園比例。 Sirmans et al. (2005) 包括基地面積、建物面積、屋齡、樓層數、臥房數量、浴室數量、房間數量、壁爐、中央空調、地下室、車庫、甲板(Deck)、游泳池、磚頭外牆、距離市中心時間、市場上銷售的時間(TOM)及景氣趨勢(Time Trend)等皆有顯著影響辜炳珍、劉瑞文 (1989) 影響顯著性依序為區位、面積、電梯有無、距國中距離、及至百貨商場距離。張金鶚（1991）時機、區位、使用型態、屋齡、樓層數、所在樓層與面積為影響不動產價格的重要因素。林祖嘉（1992）建物面積、用途、類型、建材、屋齡、廚房數、浴室數、使用燃料對住宅價格有顯著影響。曾眀遜（1992）住宅內部屬性：住宅結構、設備、型態、內部空間、住宅狀況。外部屬性：可及性、公共設施、環境品質。張金鶚、林秋瑾、楊宗憲（1995）登記總面積及住宅區位對不動產價格影響最顯著；價格與所在樓層成二次曲線變化關係，一樓價格最高，三至五樓最低，隨著所在樓層越高，不動產價格亦逐漸升高。林祖嘉、林素菁（1993）房間數、面積、屋齡、類型、交通便利性、空氣污染、飲水衛生。林秋瑾、楊宗憲、張金鶚（1996）面積、所在樓層、衛浴數、屋齡、總樓層、區位、季節性因素、市場上銷售的時間

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12 作者實證主要解釋變項林國民（1996）對公寓大廈之不動產價格影響最顯著依次為建坪面積、距市中心距離、屋齡與使用類別；對透天住宅價格影響最顯著依次為建坪面積、距市中心距離與使用類別。廖咸興、張芳玲（1997）坪數、房數、廳數、衛數、樓層數、所在樓別、屋齡、樓層狀況、透天狀況。李泓見（2005）探討住宅類型對於價格的影響，實證結果顯示透天與電梯大廈住宅其面積顯著影響不動產價格，且呈現邊際價格遞增的數量溢價現象。彭建文、賴鳴美 (2006) 區位、衛浴數量、建物面積、總樓層數、所在樓層與屋齡及賣方訂價策略對成交價格有顯著影響。林祖嘉、馬毓駿（2007）將不動產特徵分為住宅特徵、鄰里環境、區域空間屬性與總體經濟環境四大類。第一類為住宅特徵，包括土地持分面積、屋齡、樓層、住宅種類、公共設施比例、有無車位、用途及建材等；第二類為鄰里環境，如道路寬度、公園、學校、市場、醫院與捷運系統等；第三類為區域空間屬性；第四類為總體經濟方面，包括所得成長率、家戶數、人口流出、人口流入、建照新增數量、使照新增數量、不動產價格指數變動率及貸款利率等因素。各參數的影響性大致符合一般文獻。林祖嘉（1992）依據台北市、高雄市、及台灣省之房租與不動產價格資料，以特徵價格理論分析影響不動產價格與房租的因素；實證結果發現，建物面積、用途、類型、建材、屋齡、廚房數、浴室數、使用燃料等屬性對不動產價格有顯著影響。張金鶚、林秋瑾、楊宗憲（1996）以 1988 年至 1993 年太平洋房屋仲介公司委託交易的 4328 筆台北市不動產案例為研究範圍，採特徵價格法之複迴歸模型，估計不動產屬性與不動產價格之關係；實證結果發現，以登記總面積及不動產區位對不動產價格影響最顯著，而價格與所在樓層成二次曲線變化關係，一樓價格最高，三至五樓最低，隨著所在樓層越高，不動產價格亦逐步升高。林國民（1996）以 1994 年「高雄市住宅建築計畫之規劃案」之住宅狀況調查問卷資料，探討影響高雄市住宅價格之因素；實證採用特徵價格法，分別就透天住宅與公寓大廈建立特徵價格方程式，結果發現，對公寓大廈之不動產價格影響最顯著依次為建坪面積、距市中心距離、屋齡與使用類別；而透天住宅價格影響最顯著依次為建坪面積、

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13 距市中心距離與使用類別。李泓見（2005）探討住宅類型對於單價的影響，實證結果顯示透天與電梯大廈住宅其面積顯著影響不動產價格，且呈現邊際價格遞增的數量溢價現象。彭建文、賴鳴美（2006）除了將住宅所具各種屬性如區位（分郊區、市區）、衛浴數量、建物面積、總樓層數、所在樓層與屋齡外，另加入賣方訂價策略，並實證賣方訂價策略對成交價格之影響。林祖嘉、馬毓駿（2007）將不動產特徵分為四大類，包括住宅特徵、鄰里環境、區域空間屬性與總體經濟環境。第一類為住宅特徵，包括土地持分面積、屋齡、樓層、住宅種類、公共設施比例、有無車位、用途及建材等；第二類為鄰里環境，如道路寬度、公園、學校、市場、醫院與捷運系統等；第三類為區域空間屬性；第四類為總體經濟方面，包括所得成長率、家戶數、人口流出、人口流入、建照新增數量、使照新增數量、不動產價格指數變動率及貸款利率等因素。如何確實掌握不動產特徵變項並建立適當的特徵價格模型，將影響實證結果的準確性。在變項選取的部分，更須考量不同國家、區域對各種特徵的需求程度不同，特徵變項的選取仍應因地制宜。由以上相關文獻整理中，分析影響不動產價格的因素大致分類為：（一）不動產實質屬性，包括建物面積、樓層、建材、用途、建物類型、面臨道路寬度等。（二）區位與交通因素，距離公共設施遠近，包括學校、公園、捷運系統、市中心等。（三）總體經濟因素，包括國民所得、利率、物價指數等因素。本文將以上文獻整理後歸納的因素，作為實證模型中依變項選取的參考依據；惟總體經濟因素非屬本文主要探討範疇，故不納入實證模型中。

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三、 特徵價格模型函數相關文獻

一般實證所使用的特徵價格模型函數型態可分為三種，即線性（Linear-

Linear）5、半對數（Semi- Log）6及對數（Log- Log）彈性函數形式（Flexible

Functional）。線性模型的特色在於估計參數及預測較方便，但因固定估計參數，隱含著所有觀察對象皆具有相同的邊際價格，半對數模型則以估計係數的百分比變動率，觀念上較易於解釋，而雙對數模型因建立的過程轉換次數增加，可能引起偏誤，相對較少使用。

Follain and Malpezzi（1980）認為在半對數模型的設定中估計係數可以解釋為一單位特徵的變動造成住宅價格影響的百分比，且半對數模型可以降低變異數不齊一的問題，提出半對數相對於線性模型更具優勢。表 2-2 相關文獻之特徵價格函數形式文獻作者運用函數 Dhrymes(1971) 半對數(Semi-Log)、對數(Log-Log) Griliches(1971) 半對數(Semi-Log) Nelson(1978) 半對數(Semi-Log) Follain and Malpezzi（1980）半對數(Semi-Log)

Malpezzi, Ozanne and Thibodeau（1980）自然對數的半對數(Semi-Log) Bryan、Colwell(1982) 半對數(Semi-Log) Blackley、Follain、Lee(1986) 半對數(Semi-Log) Thibodeau(1989) 半對數(Semi-Log) 辜炳珍(1989) 線性(Linear-Linear) 林祖嘉(1990) 半對數(Semi-Log) Case、Pollakowski、Wachter(1991) 對數(Log-Log) 張金鶚、劉秀玲(1993) 半對數(Semi-Log) 信義房價指數(1994) 對數(Log-Log) 張麗姬(1994) 半對數(Semi-Log) 張金鶚(1995) 半對數(Semi-Log) 張金鶚(1999) 線性(Linear-Linear) Soderberg（2001）半對數(Semi-Log)、對數(Log-Log) 國泰房地產指數季報(2003) 半對數(Semi-Log) 陳奉瑤、楊依蓁(2007) 半對數(Semi-Log) 5_{如辜炳珍(1989)，林秋瑾、楊宗憲、張金鶚(1996)。}

6_{如張金鶚、劉秀玲(1993), Thibodeau(1989), Zabel(1999), Wolverton and Senteza} (2000)。

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Malpezzi, Ozanne and Thibodeau（1980）認為不動產特徵的價格很可能隨著不同價位的不動產而有所改變，如在高價位不動產增加一個房間與低價位增加一間房間所帶來的效果很有可能不同。因此，特徵價格模型的通常是對價格取自然對數的半對數模型。 Soderberg（2001）比較對數線性與半對數線性兩種不同的迴歸模型，在使用相同的市場資料下，針對對數線性與半對數線性兩模型做測試。兩模型所得到的結果，基本上差異不大；但從各變項影響的效果來看，半對數線性模型與實際狀況較吻合且較穩定。

Sirmans, Macpherson and Zietz（2005）並指出在特徵價格模型中對價格取對數，是為了使不動產價格分布較為常態，且有助於使誤差項合乎常態的假設。綜合上述文獻，函數的設定以半對數模型居多，半對數模型以估計係數的百分比變動率，觀念上較易於解釋，分布較為常態且模型較為穩定，因此半對數相對於線性、雙對數模型更具優勢，故本研究採用半對數模型。不同的函數形式在應用上各有其特色及限制，而決定函數設定的準則應依照研究資料本身性質在各模型的表現，即預測能力、配適度而定。由於本研究特徵價格模型中依變項為成交總價，該數據範圍間距過大，易導致無法看出變化趨勢，故對拍定價格取以10為底之對數有其必要。本研究實證模型決定採用解釋容易及預測簡便的半對數模型，並對拍定價格取以 10為底之對數。

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第二節不動產價格指數

一、 價格指數的意義 「指數」(Indexes)是衡量某些現象在不同時間或地點的變動情形，為測量現象之相對及平均變動的統計方法，含有下列四種意義: 1.為相對的比例，通常以百分比表示: 2.為時間或空間的比較，以時間的比較較常見，常形成時間序列。 3.為相對的變動，此變動可為單項(如中古屋價格指數)；或多項的平均變動 (如包含成屋及預售屋的不動產價格指數)。 4.測量某一現象的全體，但實際上常選擇較重要項目(如標準不動產屬性)。「價格指數」(Price Index)是衡量商品價格在不同時間或地點的相對或平均變動的統計指標。透過價格指數的比較，便可觀察同一商品價格在不同時期或地點的差異。一般常見的如消費者物價指數(CPI)、躉售物價指數 (WPI)、都市地價指數等。因此，價格指數僅為衡量價格變動的一項統計指標，但實際應用則因不同編製的目的、資料取得難易、及資料特色，而有不同之編製方式。二、 一般價格指數的編製理論與文獻 由於指數為一相對性、綜合性、代表性、及平均性的統計數值，指數的編製必須符合其特質。一般消費者物價指數(CPI)的編製理論是基於生活成本(Living Cost)的概念，針對固定的消費性商品定期、定點查價，基本上查價的標的物是固定商品的價格，相同標的物在不同查價期間仍維持同質，故以消費一籃(Basket)商品而言，籃中商品可任意組合且其個別商品價格仍明確存在；對不動產價格指數而言，由於不動產之異質性，各項特徵無法單獨出售，因此無從得知個別特徵的單位價格。基本上是由各種相異的特徵組合成之商品。故若僅以成交價來編製指數，而不考慮樣本間異質性及不同時期住宅品質可能變動，恐難區分價格本身之變動或是品質之提升。若以固定案例，則因我國未強制蒐集成交資訊，要取得重複交易的案例相當困難（林秋瑾、楊宗憲、張金鶚，2004）。過去編製不動產相關指數的文獻中，方法包括算術平均法(mean price method)、中位數價格法(median price method)、特徵價格法與重複銷售法 (Repeat sale method)四種較為常見。其中，平均數容易受到極端值或異常點 (outlier)的影響，較少被應用在編製不動產價格指數；中位數價格不動產價

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格指數由於具有時效性(Timeliness)的優點而被廣泛地應用7_{，但在實證研究}

上，其未控制不動產的異質性將會導致嚴重偏誤(Bourassa, Hoesli, & Sun, 2006)。由於不動產的高度異質性因素，不同時期的不動產品質亦會有所差異，故須先控制不動產品質因素，才能反應「純粹價格變化」。重複銷售法與特徵價格法等建立迴歸模型來編製不動產價格指數被認為是較佳的方法，在Bailey, et al.(1963)與Griliches(1971)等人提出編製不動產價格指數應先控制不動產品質的影響後，多數研究都會以不同方式來達到控制不動產品質的目的(Hansen, 2009; Hwang & Quigley, 2004;Thibodeau, 1995)。其中，重複銷售法因資料難以取得，在運用上容易受到限制，然而美國因房地產資料庫較為完整，目前採用重複銷售法。特徵價格法則可依模型的不同設定方式獲得不動產價格指數以控制不動產品質，包括彙總資料模型與橫斷面資料模型，兩者差異在於彙總資料模型是將所有的樣本放在一起，除了不動產特徵的變項之外，並加入時間的虛擬變項，目的是以「時間」來呈現不動產價格的變化，故模型中對不動產特徵變項所估計的係數，係假定不隨時間改變的，此時不動產價格指數的編製，將時間虛擬變項的估計係數取指數(exp)後獲得，我國8_與日本9_與皆有以此法編製之不動產價格指數。而橫斷面資料模型，是將樣本按照時間單位劃分，在每個時間單位期間中，對每一個不動產特徵變項估計出當期的隱含價格，在與對應的特徵屬性互乘後，變能得到不動產價格，其特點是能透過不同標準不動產的設定，求取不同不動產的價格，在編製不動產價格指數時，必須與標準不動產結合，才能透過指數公式表現，目前英國即採用此種方式。常用的指數公式為拉氏(Laspeyres)指數與裴氏(Paasche) 指數，前者使用基期的不動產特徵加權，後者則使用計算期不動產特徵加權。拉氏指數一般式 7

例如 National Association of Realtors 公布中位數價格；The Canadian Real Estate Association 公布平均價格；Real Estate Institute of Australia 則公布不同分位價格。 8

例如信義房屋針對其房仲部門所成交的中古屋案件編製的「信義房價指數」。

9 _{例如日本內閣府與舊經濟企劃廳委託財團法人綜合研究所編製的「東京圏マンション流} 通価格指数」。

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18 裴氏指數一般式其中， p1 i 為計算期第 i 個不動產特徵的價格； q1 i 為計算期第 i 個不動產特徵的數量； p0 i 為基期第 i 個不動產特徵的價格； q0 i為基期第 i 個不動產特徵的數量。 當函數為半對數時，價格指數之計算式如下： 拉氏指數裴氏指數：基期 t：計算期 ：計算期標準法拍屋價格估計值(基期加權) ：計算期標準法拍屋價格估計值(計算期加權) ：基期標準法拍屋價格估計值(基期加權) ：基期標準法拍屋價格估計值(計算期加權) 、：基期及計算期各變項迴歸係數（包含截距項）、：基期及計算期各變項之數量價格指數公式中必須選擇使用計算期或基期數量，故當考量到市場上會發生消費替代行為時，指數將會產生偏誤而有高估或低估的情形，即「替代性偏誤(Substitution bias)」(Wallace, 1996)。運用彙總資料模型與橫斷面資料模型來編製不動產價格指數，其概念的差異是對於控制品質的方法，何者較為適合則尚未有定論。張金鶚、楊宗憲、洪御仁(2008)認為信義房價指數以彙總資料模型的方式編製不動產價格指數，從長期使用的角度來看，新一季的樣本將受到過去樣本所估計的特徵屬性價格箝制，指數將越來越平滑，因而無法反應真實市場的價格波動，產生結構性的誤差。

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Haurin and Hendershott(1991)曾提及部分不動產價格指數編製方式所用之樣本並不屬於不動產存量中的典型，並意指典型可能是編製指數之考量重點；Meese and Wallace(1991)亦曾強調美國人口普查局編製之new single family housing price index所用之中位數價格法，未將不動產的特徵加以標準化。張金鶚(1995)曾運用仲介公司之成交案例及行政院主計處訪價案例，以特徵價格法及斐氏指數公式編製台灣地區各縣市之中古屋價格指數。故不動產異質性可透過標準化方式，尋找成交不動產之典型(Typical)及影響不動產價格之屬性，作為代表該時間、地區甚至類型的標準不動產屬性組合。完全符合此一標準不動產屬性的不動產也許不存在，但該組合卻能普遍代表該時間、地區甚至類型下成交不動產特色。綜上，不動產價格的衡量，如果僅採用算數平均數或中位數編製不動產價格指數，而未將不動產品質加以控制，將可能產生偏誤；至於重複銷售法的運用，依國內公開價格資訊尚未累積至相當期間及數量之前，其運用上受到很大的限制；為將不動產品質以貨幣化的方式加以考量，目前以特徵價格法為可行性較高的方法。運用不同的特徵價格模型估計各特徵的隱含價格，在與標準不動產結合後，便能將不動產品質貨幣化，易於觀察市場趨勢，作為不動產價格指數編製依據。指數編製公式的選擇，拉式指數公式因使用基期的不動產特徵加權，任何時期的指數可相互比較，指數應用較廣且具彈性。因此，本文將以特徵價格法建立迴歸模型，運用拉式指數公式編製法拍屋價格指數。

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第三節國內不動產價格指數之現況

國內公、私部門皆曾編製不動產相關價格指數，首次嘗試編製不動產價格指數的是辜炳珍（1989），以住商不動產所調查的台北市預售屋個案編製1986年第一季至1988年第三季的預售屋價格指數。而後，因房地產景氣劇烈波動，政府又陸續委託學界編製各類不動產價格指數，如張金鶚（1995）以1988年至1993年仲介公司的成交資料，整合1970年至1989年行政院主計處不動產狀況調查，編製全國各地主要城市之中古屋價格指數，並以1973 年至1993年預售屋個案平均單價編製預售屋價格指數。表2-3 國內不動產價格指數概況對象預售屋（新成屋）中古屋指數名稱國泰房地產指數信義房價指數台灣房屋房價指數（原北區房價指數）發布單位國泰建設公司信義房屋公司台灣房屋公司編製或模型研發單位政治大學台灣房地產研究中心美國西維吉尼亞大學台灣房屋公司首發布年 2003 年 1994 年 2002 年代表對象預售及新成屋價格中古屋價格中古屋價格涵蓋地區六大都會區(台北、桃園、新竹、台中、台南、高雄) 台北市縣、台中市、高雄市桃園縣、新竹市縣有無提供分類指數六大都會區分類指數台北市、台北縣、台中市、高雄市分類指數 1.北桃園、南桃園、新竹市、新竹縣分類指數 2.住宅型態分類指數估計方法特徵價格法特徵價格法簡單平均法、移動平均法價格屬性新推個案平均開價成交價成交價資料來源該公司對整體市場市調資料該公司仲介成交資料該公司仲介成交資料指數期間 1993 年 Q1 迄今 1991 年 Q1 迄今 1993 年 Q3 迄今指數公式拉氏加權指數拉氏加權指數價比發布時間 1,4,7,10 月 1,4,7,10 月 1,4,7,10 月

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21 房地產業界中以信義房屋所發佈之「信義房價指數」為首見，從 1990 年第一季迄今，以各營業據點不動產成交資料編製中古屋價格指數。北區房屋則以 1992 年第三季後各營業據點不動產成交資料編製「北區房價指數」，其後改名為台灣房屋，與中央大學產學合作發佈「台灣房價指數」。 一、中古屋價格指數 信義房價指數為國內發佈期間最長之不動產價格指數，目前已歷經多次調整，指數的平穩性相當高。仲介業者信義房屋在不動產交易市場的有相當之市占率，指數以該公司成交之真實交易價格為資料，以特徵價格法控制不動產品質，透過彙總式資料庫(Pooling data base)的方法，可有效減少因樣本數多寡可能產生的偏誤，使指數的平穩性相當高。信義房價指數的模型形式存在各影響因素邊際價格不變之假設，短期間尚稱合理，但區位、折舊及因偏好改變所造成典型住宅的變動卻不易在十數年皆不變，故運用長達十數年之彙總式資料庫所編製之指數容易在後期出現指數異常平穩的結果。因此，當相對少數的新一季資料進入上述模型，試圖藉由模型中之時間虛擬參數的變化而得到價格指數時，當期不動產價格影響因素的邊際價格會受到過去十數年的資料所「牽制」；換句話說，當典型住宅改變時，新投入的資料所算出的新一季指數，其指數的水準值存在模型本身的設定對不動產價格影響因素邊際價格的扭曲效果，反映在指數上將容易出現指數的變動率越來越小的結果。舉例來說，當台北市因捷運的建設而出現不同區域不動產價格漲幅不同時，新資料所估計出的區位邊際價格應較過去的數值有較大的差異，但在彙總式模型中卻會被過去十數年的資料所「稀釋」，不動產價格的波動自然就不易被觀察到，而其他不動產價格影響因素當然也會存在這類問題，這也可說明為何信義房價指數在過去數年間，指數的變動率越來越小，而市場的平均不動產價格卻越來越高的奇特現象。此外，信義房價指數次市場劃分僅止於空間次市場(縣市指數)，類型次市場的不動產價格變動及市場對類型偏好的改變並未反應到指數上，該指數所代表的含意並不明確，如 Goodman and Thibodeau (2003)及

Bourassa.et.al.(2003)相關研究一再強調次市場劃分10對不動產價格估計

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Goodman and Thibodeau(2003)檢驗次市場劃分與特徵價格細緻程度分對不動產價格估計的影響，結果顯示次市場分劃與較細緻的特徵價格模型能提升不動產價格估計的精準度； Bourassa. et. al(2003)檢驗計量方式劃分的次市場與鄰近區位劃分的次市場在不動產價格 估計精準度上的差異，而結果以鄰近區位的次市場較準確。

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22 的重要性。儘管如此，信義房價指數為我國第一套架構完整且持續性發佈之價格指數，對中古屋市場的價格有一定的影響力，亦是目前較為廣泛被應用的價格指數。台灣房屋房價指數原名為北區房價指數，於2002年第3季開始發佈時只限於桃竹地區，為一空間範圍較小的區域指數，同樣運用該公司之真實交易價格為資料，惟其價格指數編製並未控制不動產品質11_，而是將個別成交不動產價格加以平均，再以消費者物價指數（CPI）平減後所得到的各期指數，因此當市場上的交易案件分配與過去發生變異時，將導致不動產價格變動產生偏誤，以致指數失真。 二、預售屋價格指數 市場上預售屋不動產價格指數一直以來的建立有一共同點，即價格資料大多為建商所提供之表價12_{，並非實際成交價格。若以建商表價建} 立不動產價格指數，價格變動將嚴重受到建商對市場景氣主觀預期的影響，而建商容易對市場景氣抱持樂觀的態度，因此預售屋不動產價格指數容易在景氣擴張時反應較敏感。又可能因建商市場行銷策略之故，以提高表價來因應消費者議價需求，所以形成價格上漲的假象。過去預售屋價格指數因可獲得之資料僅止於表價，使得價格指數的編製無法透過模型控制不動產品質。過去張金鶚(1995，1999)即受限於資料，未能透過模型控制不動產品質編製預售屋價格指數。國泰房地產指數是國泰建設公司委託政治大學台灣房地產研究中心，利用該公司的市調資料庫，以特徵價格法控制不動產品質的預售屋價格指數，自2003年開始發佈，代表預售屋及新成屋的價格變動趨勢。並以加計建商容許議價空間之可能成交價，取代前述之表價，並藉以計算可能成交價指數。自2006 年起為衡量類型次市場的不動產價格波動，新增台北市、台北縣、桃竹都會區大廈及套房指數，以及桃竹、台中、南高都會區透天指數。不過，資料來源為國泰建設公司，其各季調查全國所有新推個案之嚴謹程度與資料處理是否一致等都是影響不動產價格指數估計的因素。進一步觀察資料的組成，包含預售屋及新成屋二種不 11

Clapp、Giaccotto and Tirtiroglu (1991)以Hartford 的成交資料與重複交易資料編製價格指數，實證結果發現，當特徵價格模型達一定顯著程度，其結果與重複交易指數相似； Mills (1996)以NAR (National Association of Realtors)蒐集而未曾使用的資料編製特徵價格指數，發現NAR 發佈的中位數指數有膨脹不動產價格上漲幅度的情形；Zabel (1999)認為若要估計正確的不動產價格變動，模型必須包含所有顯著的變項。

12_{表價指的是建商的開價，此處的表價又特別指整個新推個案內不同產品所計算出的平均} 開價。

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23 動產類型，因為存在期貨與現貨的差異，二者價格應存在不同價格波動的特性，若將二者合併建立價格指數將模糊部份不動產價格波動資訊。此外，國泰房地產指數使用新推個案主力平均可能成交價，並以個案平均特徵屬性控制品質，然而在交易時多為一單位個戶非個案進行，以個案平均特徵之邊際價格解釋平均單價是否會產生偏誤尚有討論空間。然而若以標準住宅的概念來解讀，國泰房地產指數是以標準個案的概念評估新推個案價格波動，應與固定不動產品質已觀察純粹價格變動之不動產價格指數編制精神並無不同，對預售屋市場應有一定的詮釋力。 三、土地價格指數 都市地價指數是以各縣市地政事務所之區段地價資料，依照各土地使用分區之中等價位地價，並以中位數加權平均法編製指數。指數涵蓋範圍為台閩地區，並有各鄉鎮市區之分類指數，官方長期以來的地價調查與涵蓋範圍使本指數具有相當之代表性，又以中價位區段地價做為價格基礎能避免異常交易案例的影響。不過，僅以中位數估計地價，無法控制各宗土地之異質性，此外，中價位地價區段為浮動之設計，當交易實例較少或交易地段分布差異較大時，易使中價位地價區段選樣不穩定，而不易代表價格之變動趨勢(楊宗憲，2003)。再加上登記制度並未強制要求登記真實交易價格，以及其採用不恰當之原則分離土地、建屋價值皆可能使地價有偏低的可能13_。以上各價格指數使用不同的資料屬性、質量以及控制品質的方式，分別描述不同的次市場，然而過程卻可能產生偏誤，影響價格指數之準確性以及對各類市場價格趨勢的詮釋力。經由以上蒐集各不動產價格指數編製情形與內涵，檢視各不動產價格指數的合理性與優缺點，可知價格指數之改善必須從資料、模型設定與次市場劃分著手，納入本文編製法拍屋價格指數考量，以期增進價格指數對法拍屋市場趨勢的詮釋力。 13_{黃佳鈴、張金鶚(2005)以土地貢獻說與聯合貢獻說二原則建立台北市地價特徵價格指數，} 並比較都市地價指數。實證結果顯示，土地貢獻說將高估地價並造成指數波動大的現象，而都市地價指數則低估地價並且指數趨勢較為平緩，而聯合貢獻說並無上述情況出現。

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第四節法拍屋價格影響因素之相關文獻

國內外探討不動產價格之文獻相當多，但市場規模相對小的法拍屋則相對稀少，而由於國內外的法拍屋性質迥異，多屬機構拍賣的正常資產，相關處份程序上與國內制度存在較大差異，且影響因子亦大不相同，故本文僅針對國內法拍屋市場作相關研究，以下僅回顧國內相關文獻。蔡芬蓮(1997)利用台北市1992-1995年的法拍屋資料，以特徵價格模型分析法拍屋價格影響因素，實證結果發現，建物特徵包括建物面積、所在樓層、所在樓層平方、建物類型、屋齡、區位、土地持分等對價格有顯著影響；法拍特徵中，競標數對於得標價格影響顯著,為線性呈正向關係，而點交與否、不動產使用情形等因不顯著且對模型估計影響較小，而未予納入最後實證模型。趙子鑫(2002)以台北市2000-2002年法拍屋資料，進行價格影響因素分析，實證結果發現，競標人數與當次底價對於價格影響為顯著，其餘變數如：建物面積、點交與否等則會因為不同時間，其對於價格影響顯著性則呈現不穩定狀況。鍾陳佳(2002)對2001年台中市12樓以上集合住宅進行價格影響因素研究，特徵價格模型實證結果為，台中市住宅法拍屋的拍定價格受拍次、競標數、底價等法拍屋特徵屬性影響較大，而受到一般住宅屬性如所在樓層、總樓層、屋齡的影響程度並較不顯著。陳憶茹(2003)對2001-2002年台北市法拍屋與中古屋市場進行價差模型實證，實證結果發現市場競爭程度不足為法拍屋折價之主因，而所在樓層與所在樓層平方對拍定價影響為先負後正關係，建物面積與建物面積平方影響為先正後負關係，土地持分面積、總樓層及區位條件皆為正向，空屋與否及點交與否則均不顯著。錢定家（2004）以台中市2003年前3季法拍屋資拍定價格影響之研究，研究結果如下：土地公告現值價格、不動產重置成本價格及空屋有相當高之線性關係，拍次呈先正後負關係，認為不動產品質的差異，是造成各拍次拍定價格差異的主要原因，而與拍次較不具關連性。空屋與否，對十二層以上大廈有負面影響外，對公寓、透天等其餘產品皆無顯著影響。許舒婷(2010)以2000-2002年的法拍屋資料建立實證模型，分別探討台北市、新北市對拍定價的影響因素，發現持分土地價格、競標人數、車位、點交與否對台北市法拍屋拍定價格影響呈現顯著的正向關係;而總建物面積、拍次、建材、建物型態、不動產價格指數對新北市拍交價格影響則較

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25 為顯著。蔡秀瑛(2011)以台北市士林區 2004-2009 年的法拍資料進行迴歸分析，實證結果：法拍屋個別屬性中是否為一樓及競標數呈正相關，屋齡為先負後正曲線關係，拍次呈負相關；總體經濟變項中拍定前月放款利率、拍定前季是否經濟衰退或金融風暴呈負相關。表 2-4 國內拍定價影響因素之文獻整理作者實證結果研究範圍蔡芬蓮 (1997) 影響因素依次為底價、建物面積、所在樓層、競標人數、拍次、公告現值、建物類型、屋齡、土地持分面積；點交與否及房屋使用現況，均無顯著影響。台北市 1992-1995 年趙子鑫 ((2002) 影響因素依次為點交與否、競標人數、末拍底標、建物面積、所在樓層平方、建物類型、區域及拍定年。台北市 2000-2002 年鍾陳佳 (2002) 一般屬性僅建物面積有顯著影響；法拍屬性底標、拍次及競標人數呈顯著影響；點交與空屋與否無顯著影響。台中市 2001 年 12 樓以上集合住宅錢定家（2004）土地公告現值價格、建物重置成本價格及空屋與否有顯著關係，拍次呈先正後負關係，空屋與否，對十二層以上大廈有負面影響外，對公寓、透天等其餘產品皆無顯著影響。台中市 2003 年前 3 季陳憶茹 (2003) 所在樓層與所在樓層平方影響為先負後正關係，建物面積與建物面積平方影響為先正後負關係，土地持分面積、總樓層及區位條件皆為正向，空屋與否及點交與否均不顯著。台北市 2001-2002 年許舒婷 (2010) 影響因素依次為定價折價程度、建物面積、土地持分價格、拍次、競標人數、房屋現況、車位、點交與否、建材、建物類型、不動產價格指數及區位。台北市、新北市 2000-2002 年蔡秀瑛 (2011) 是否為一樓及競標數呈正相關，屋齡為先負後正曲線關係，拍次呈負相關；總經變項中拍定前月放款利率、拍定前季是否經濟衰退或金融風暴呈負相關。台北市士林區 2004-2009 年

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26 本文認為鍾陳佳(2002)的實證結果，可能與其樣本僅篩選 12 層以上的集合住宅，以致建物本身條件，如建材、屋齡、總樓層等相對區位等變項差異已經過小，以建材為例，依台中市大廈房價推算合理的建築成本，應多屬鋼筋混凝土造，而大廈備有電梯設備，可及性上之差異不若無電梯設備公寓的大，導致實證中個別屬性過於相近，以致實證結果呈現其對價格影響呈現不顯著。蔡芬蓮(1997)、鍾陳佳(2002)及陳憶茹(2003)對影響法拍屋價格影響因素的的實證結果皆顯示點交與否對價格的影響不顯著，本文認為該實證結果與一般市場普遍認知較不相符，故本文擬將點交與否納入實證模型中加以檢驗。由過去相關文獻可知，影響住宅價格因素可分為戶的特徵、棟的特徵、區位特徵及其他特徵；其中，戶的特徵包含所在樓層、所在樓層平方、建物面積，棟的特徵包含總樓層、建物類型等，其他特徵包含土地面積與公告現值等，其影響住宅價格因素整理如表 2-4 所示。本文將參考過去相關文獻所選取之影響不動產價格變數，供作為選用實證模型變數之參考。

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第三章

法拍屋市場現況分析

第一節我國法院拍賣制度

我國拍賣不良債權的市場大致上可分為法拍屋、金拍屋14_與銀拍屋15_三種，後二者之規模遠不及法拍屋市場，本節僅針對法拍屋市場進行探討。台灣的法拍屋交易制度不同於一般不動產市場，是採取競標拍賣方式，雖為公開競價，卻屬於密封型式的第一價位密封投標16_{。在開放競價場合中，}

市場參與者投標決定對法拍屋願付價格。因此根據 Kagel,John and Levin (1993) 所提出之第一價位投標模型，當眾多市場參與者競標後，出價最高者拍定該標的，透過拍賣機制的運作，期使買賣雙方皆達到經濟效率。一、 拍賣流程 我國法院於拍賣不動產之整體作業流程簡略說明如下： 1.法院收件法院收發室人員收受債權人之民事執行聲請狀時，除了應加以形式上的查核，也應告知遞狀人向法院繳納執行費。 2.民事執行處分案民事執行紀錄科、收受收發室轉來之執行聲請狀後，先在狀件上端加蓋科收文日期章，並按收發室總收文之順序編號，並檢點附件無誤後交分 14_{金拍屋係在法院辦理查封程序完成後，將案件移轉給公正第三人進行後續之流程，待拍} 賣完成後，由該公正第三人製作分配表及分配價款，並交由法院核定，該公正第三人於發款完畢後，將全案卷宗函送法院即為結案；對於無人應買或未拍定之案件，則由該公正第三人製作債權憑證文稿送交法院核定後結案。此乃法院為了去化累積的拍賣案件，委託公正第三人幫忙拍賣，如：台灣金融資產服務股份有限公司，其執行之法律效力與法院完全相同；此類的金融資產服務公司多採與法院相同的拍賣制度，即第一價位秘密競標。 15_{銀拍屋係銀行由於因其不良債權而進行法院拍賣，但由於拍賣不出去或價格太低而由銀} 行自行承受，最後銀行將這些承受的法拍屋委由民間的拍賣公司代為拍賣；此類的拍賣公司多採公開喊價的英式拍賣制度。 16_{拍賣是屬競標制度的一種。最常見的拍賣分類方式是區分成英式拍賣、荷式拍賣、第一} 價位秘密競標及第二價位秘密競標等四種基本型態。各類拍賣前均需公告拍賣之標的物、拍賣日期、地點、競標者的資格等事項，而各拍賣制度之競價過程、進行方式以及決標方法略有差異，依拍賣制度規定，投標價格愈高的競標者愈優先得標，實務上，拍賣者通常會為標的物訂定底價（reserve price），底價是拍賣者出售拍賣物，所要求的最低價格；當最高競標價格高於底價則成交，若最高競標價格低於底價則不成交，亦即「流標」。

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案人員。

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29 3.執行處法官排定日期承辦法官收受案件後，依職權調查強制執行之法定要件是否具備，如執行費、管轄權、執行名義等。 4.書記官執達員執行查封書記官接到法官指定查封日後，應通知債權人於該日到院引導執行。查封當日，債權人須按法院指定時間到法院民事執行處報到，並繳交執行旅費後，引導書記官及執達員至現場查封，書記官實施查封後，應當場制作查封筆錄。 5.鑑價及函地政機關查封登記書記官實施查封後，應速將查封筆錄交法官審核，法官審查無誤後，即指示辦理登記鑑價手續(各級法院辦案期限規則第三十四條。)並發函地政機關辦理限制登記（查封登記）。 6.債權、債務人及相關人詢價民事執行處接到地政事務所函覆已辦妥查封登記，及土地、建物之鑑價資料也到齊。法官應指示書記官依該鑑定價格核算總價後，詣問當事人對鑑價之意見。 7.公告及登報定期拍賣當事人對鑑價表示意見後，法官應儘速訂定拍賣之最低價額（法院辦案期限規則第三十四條）。然後儘速指定第一次拍賣日期。另抵押權是否塗銷，標的物可否點交有無租賃關係、租金、押金、地上權、應買之資格限制等亦一併說明，交書記官制作第一次拍賣公告。經法官審查無誤後，即由執達員依法揭示公告，一方面張貼於民事執行處公告欄，另一方則函令債權人於當地報紙刊登公告。 8.第一次拍賣拍賣當日，由法官親自主持開標，並當眾朗讀之。根據強制執行法注意事項第四十八條：（1）拍賣開標時間，宜指定為每日上午九時半至十一時，或下午二時至四時之間。（2）以投標方法拍賣不動產者，應依照拍賣公告所載時間準時開標，緃當事人請求延緩開標時間，亦不應准許。

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30 （3）執行推事應在法院投標室當眾開示投標書，並朗讀之。關於通訊投標之開標，應先當眾審查投標書是否密封及有無附繳保證金，暨具備其他應備要件。（4）開標，應以應買人所出價額達該次拍賣標的物之最低價額並係最高價者為得標。開標情形，應記明於拍賣筆錄。 9.第二次拍賣第一次拍賣如果流標(未拍定)，且債權人不願承受或依法不得承受之案件，法官應儘速（五日內）指定第二次拍賣日，拍賣最低價額也應在百分之二十範圍內，斟酌降低，並命書記官制作第二次拍賣公告。 10.第三次拍賣第三次拍賣其流程與第二次拍賣相同。 11.第一次強制管理第三次拍賣再流標，也就是經二次減價拍賣而未拍定之不動產，債權人不願承受或依法不得承受時，應命強制管理；在管理中，得依債權人或債務人聲請，再減價或另估價拍賣。所謂強制管理，指執行法院對於已查封之不動產，選任管理人管理之，以其收益清償債務之執行行為而言。實務上，執行法院通常係指定聲請強制執行之債權人為管理人。 12.第一次強制管理後拍賣（第四拍）第一次強制管理後第一次拍賣，也是拍賣公告上第四次拍賣。強制管理之不動產，如經債權人或債務人聲請再拍賣時，法院應以上次（第三次）拍賣所定最低價額，在百分之二十範圍內，斟酌減價，繼續拍賣。每經過二次減價拍賣仍未能拍定（依然流標），法院就須再一次命債權人強制管理。 13.拍定或承受拍賣之不動產，經投標人拍定或債權承受後，買賣契約即成立。如無優先購買權人，法院即命拍定人在期限內繳足價額。 14.查核增值税及通知優先購買權人不動產拍定後，一方面通知稅捐稽徵機關核算增值稅，另一方面通知優先承買人，查詢其是否優先購買。 15.拍定人或優先購買權人繳納價金

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31 拍賣不動產，拍定後買賣契約即成立。拍定人應於拍賣公告所定交付價金之期限內繳足價金。拍賣之不動產由債權人承受時，其承受之價額即抵充債權人之債權。其應繳之價金超過其應受分配者，執行法院應限期命其補繳差額後，發給權利移轉證明書，逾期不繳者，強制執行。（強制執行法第九十四條）。 16.核發權利移轉證明書及函地政機關塗銷登記拍定人或承受人或優先購買權人，經繳足價金後，法院應於五日內核發權利移轉證明書。 17.製作分配表訂出分配日期法院民事執行處接到稅捐機關查覆土地增值稅後，書記官應於五日內制作分配表，指定分配日期。 18.發款分配日期屆至，如債權人均無異議，即可製作領款通知單，通知債權人領款。如有部分債權人對分配表異議，應依強制執行法第四十條規定更正分配表而為分配，或就無異議之部分，先行分配，不得全部停止分配。分配案款後，對未受償之債權，應發予債權憑證。 19.執行點交得標人繳清價款後，法院應於五日內核發權利移轉證書，拍定人接到權利移轉證書後，如果可點交案件，即可向法院申請點交。 20.全案終結、整卷歸檔。

法拍屋價格指數及其與中古屋市場間關連性之研究—以台北市為例 - 政大學術集成

國立政治大學地政學系研究所

碩士學位論文