我國地價稅公平性之研究-以新北市板橋區為例 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學財政研究所碩士學位論文指導教授：黃明聖. 博士. 政治大. 立我國地價稅公平性之研究－. ‧ 國. 學. 以新北市板橋區為例. ‧ er. io. sit. y. Nat. n. al v i n Ch 研究生：林佳慧 engchi U 撰. 中華民國一 O 五年一月. 1.

(2) 謝. 辭. 常常會回憶起在曼谷 The Link2 的生活，陽光灑進房屋，路上有人騎車販賣冰棒的叫賣聲，而我開啟實價登錄的網頁，兢兢業業地蒐集樣本資料。還有回到台灣後，那些白天按部就班閱讀文獻、撰寫論文，晚上在河濱公園跑步的生活。而我也終於來到告別學生身份的這一刻，很欣慰也有些不捨。留職停薪這兩年回憶很多，想感謝的不只是協助我完成論文的人事物，而是在這段過程，支持、幫助、陪伴著我的你們。. 政治大曼谷交換學生、回台灣後衝刺論文、復職上班到口試的種種，理解並全力支持我。立首先，感謝我的父母，你們總是我最強而有力的後援，從留職停薪的決定、. ‧ 國. 學. 也要感謝我的指導教授明聖老師，有您的指導才能順利的完成論文，但不只如此，這兩年多以來，向老師學習各領域的專業知識及嚴謹的做事態度，才是我最. ‧. 珍貴的收穫。當然還有口試委員們，分別是徐偉初老師及黃淑惠老師，謝謝你們. sit. y. Nat. 提供的建議及鼓勵，讓我的論文能更趨完整。感謝研究所的同學們，一起戰戰競. al. er. io. 競的討論課程內容、考前開班分析考題、準備團體報告跟吃飯嬉鬧玩樂的日子等. v. n. 等，想起那些還是會非常懷念啊。最後是陳柏勳，謝謝你的支持與陪伴，尤其是. Ch. engchi. i n U. 送我到曼谷大學交換，在 Tesco 打點新家，還有目送穿著制服的我跟同學們離開的那一幕，那段時光真的有很多很棒的回憶呢。這本論文，主要是希望能透過在地價稅所學的實務經驗及研讀各學術期刊，讓我對地價稅能有更深層的了解。完成之後，也期待未來我國地價稅的課徵能更趨向垂直公平與水平公平。. 林佳慧謹誌於國立政治大學財政研究所 2016 年 1 月 2.

(3) 摘. 要. 本文以新北市板橋區 2012 年 8 月至 2014 年底不動產實價登錄的交易資料，分析地價稅課徵的公平性。利用公寓、華廈、大樓與純土地之土地公告地價占市場價值的估價比率，對估價比率的一致性、垂直公平與水平公平做研究。透過估價比率中位數、價格相關差異與離散係數做傳統的分析，結果發現板橋區的估價比率離散程度過高，估價呈現累退性，不符合垂直公平的原則，而且相近的交易價格，估價卻存在顯著不一致的樣態，亦不符合水平公平的原則。再進行迴歸實. 政治大即有高價低估與低價高估的問題，不符合垂直公平。估價時，會受到土地財產特立. 證分析，可與傳統分析相互印證，迴歸結果指出板橋內的確呈現顯著的累退性，. ‧ 國. 學. 性的影響，尤其是土地面積、建物面積、與市中心距離等因素，會產生估價的水平不公平，例如土地面積越小，估價比率則越低的問題。本文建議可針對新大樓. ‧. 林立區段做改革，調高該區段土地之公告地價，不但有利於提升估價比率，使納. n. al. er. io. sit. y. Nat. 稅義務人負擔合理的稅負，並且同時有助於改善垂直公平與水平公平。. Ch. engchi. 3. i n U. v.

(4) 目錄第一章緒論............................................................................... 6 第 1.1 節研究動機及目的 ................................................. 6 第 1.2 節研究範圍 ............................................................. 8 第 1.3 節研究方法 ............................................................. 9. 學. ‧ 國. 第 1.4 節. 政治大研究架構與流程 ................................................. 9 立. 第 1.5 節研究限制 ........................................................... 11. ‧. io. sit. y. Nat. 第二章文獻回顧 .................................................................... 12. n. al. er. 第 2.1 節國外研究財產稅之公平性............................... 12. i n U. Ch. v. e n g c h i ............................... 23 第 2.2 節國內研究財產稅之公平性第三章模型設定與敘述統計 ................................................ 29 第 3.1 節模型設定 ........................................................... 29 第 3.2 節敘述統計 ........................................................... 32 第四章實證結果 .................................................................... 42 4.

(5) 第 4.1 節衡量指標的結果 ............................................... 42 第 4.2 節迴歸模型的實證結果 ....................................... 43 第五章結論與建議 ................................................................ 60 第 5.1 節結論 ................................................................... 60 第 5.2 節建議 ................................................................... 62. 政治大. 立參考文獻.................................................................................... 63 ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 5. i n U. v.

(6) 第一章. 緒論. 第1.1節研究動機及目的在這貧富差距與日俱增的時代，已經喚醒人民正視租稅的公平性，而租稅的公平正義再也不能只關注所得稅了。我們無法忽視國內財富分配不均的現象。 Bentick (1979) 指出財產稅亦具有重分配的效果，並影響所有權人選擇財產的用途，可提高土地使用的效率。正由於不動產具有不可移動性，所以納稅義務人無法逃漏財產稅。現今我國不動產的持有稅，乃是分別對土地和房屋課徵地價稅與房屋稅。. 立. 政治大. 而地價稅屬於地方稅，依據地方政府每三年調整一次的公告地價打八折作為. ‧ 國. 學. 申報地價，再乘上土地面積，即為土地的總地價。總地價乘上累進稅率，可計算出當年度土地所有權人所應繳納的稅額，於每年的 11 月份繳納。此乃是基於使. ‧. 用者付費的受益原則。地方政府施作公共建設與提供各項公共財，例如：警察、. y. Nat. sit. 消防、道路、提供大眾運輸工具等，居民因而享受居住安全、交通便利性，亦同. n. al. er. io. 時享有生活機能趨向完整，土地價值提升的效益。所以，土地所有權人向地方政府繳納地價稅，視為享受利益所應給付的成本。. Ch. engchi. i n U. v. 華昌宜 (1997) 指出地價稅一向為穩定地方政府稅收的重要財源之一。以新北市為例，102 年度的地價稅實徵淨額是 109.27 億元，為當年度的第二大稅源，占總稅收比重為 18.79%，1可知地價稅對地方政府財政穩健的重要性。但是，地價稅的稅基，即公告地價，採區段價制，由各地政機關的地價查估人員針對各區使用情況相近、相近地區等，劃分為同一區域，編造地價評議表，再訂其區段價格。再送交各地方的地價及標準地價評議委員會，開會評議估價結果，與會人員包括郡市首長、議員代表、地方公正人士、專家學者、不動產估價師等，每三年再調整一次。這個估價的過程顯示公告地價是人為估價的結果，不 1. 依據新北市政府稅捐稽徵處 102 年度稅捐統計分析。103 年 6 月編印。 6.

(7) 禁產生稅基可能評定不公、是否與市價脫鉤的疑問。再加上長期以來，我國的地價稅並無重大的變革。課徵上若存在不公平，除了使納稅義務人出現反感外，亦會直接影響地方政府的稅收和財政自主的能力。所以，對於現今地價稅稅基制定的公平性值得商討。自 2002 年來，臺灣的房價的漲幅一波接續一波。近年來，各界批評的聲浪不斷，直指財產的持有稅負過低，以致房市投機者利用低利率的環境來推升房價，賺取買賣價差，呼籲財產稅應進行大幅度改革。不論是報章雜誌或社會運動，無一不大聲疾呼政府應該出手抑制房價，人民的居住權應該要受到合理的保障。. 政治大鮮人而言，除了薪資偏低，又面對高房價，年輕人的希望可以寄託於何處呢？經立顯而易見，人民普遍面臨了買不起房屋的困境，尤其對於剛從學校畢業的社會新. 查房價所得比，2014 年第 4 季全國為 8.41，新北市更高達 12.78，2 可知房貸儼. ‧ 國. 學. 然已成為大眾最沉重的負擔。所以，面臨房價飆漲的時代，本文希望利用買賣交. 本文研究目的如下：. al. er. io. sit. y. Nat. 則。. ‧. 易資料與地價稅做量化的實證分析，以商討我國的地價稅是否符合租稅的公平原. n. v i n 利用實證研究，探討現今新北市地價稅課徵的公平性，並以板橋區為研究範 Ch engchi U. 圍。由於過去我國並未提供查詢不動產交易資料資訊的平台，財產交易資料又涉及個人隱私，難以取得各地區大量不動產交易的資料，故較少量化分析之報告。於是探究地價稅課徵的公平性，多數為探討法規命令與理論上的缺失。然而，2012 年 8 月上線的內政部不動產成交案件實際資訊申報登錄（以下簡稱為實價登錄），為現今政府所提供最完整不動產買賣、預售屋買賣與不動產租賃資訊的查詢平台。故本文目的在於利用實價登錄，蒐集 2012 年 8 月後新北市板橋區的不動產買賣交易資料，包含住宅與純土地的各筆交易細部資料（含買賣總價、建物 2. 依據 2015 年 5 月內政部不動產資訊平台所查詢的資料。 http://pip.moi.gov.tw/V2/E/SCRE0105.aspx 7.

(8) 型態等）和所計算出的地價稅稅基，透過實證模型，評估新北市板橋區地價稅的課徵是否符合租稅的公平原則。. 第1.2節研究範圍新北市於 2010 年 12 月正式升格為直轄市，是我國人口最多的地區。當台北市的房價節節上升，在首都買房生活成為遙不可及的夢想時，許多人轉往鄰近的. 治政大新北市是一個發展中的城市，地方進行各式各樣的市地重劃、新市鎮等都市立計劃，並存在多條已開通、興建中或規劃中的捷運，帶動地區發展，新建案亦遍新北市購屋定居。. ‧ 國. 學. 地開花，房市非常熱絡。許多投資者亦看好新北市的房市發展，將熱錢從台北市. ‧. 轉向新北市。依據信義房價指數，新北市 2014 年第 4 季為 306.49，（基期 2001 年第 1 季 100），3 顯見房價漲幅驚人。. y. Nat. er. io. sit. 本文研究範圍為新北市的板橋區。由於板橋區為新北市政府所在地，可謂是地方的政經中心。區內的開發程度差異明顯，如：新板特區新成屋林立，建材為. n. al. Ch. i n U. v. 鋼骨混凝土造，其中亦提供大坪數房屋，房屋單價甚至屢創新高，但是多數住宅. engchi. 的買賣交易仍屬鋼筋混凝土造的 5 層樓以下老舊公寓，屋齡超過三十年者更是比比皆是。此外，板橋區富含多元性的區位發展，包含住宅區、商業區、工業區、學區等，值得加以研究分析。本文研究範圍為 2012 年 8 月至 2014 年 12 月底板橋區的住宅（土地與建物同時買賣）與純土地之買賣交易，而公告地價在 2013 年時進行重新訂價。住宅的部分，排除從事任何商業使用，亦將商業辦公大樓、店舖，或是工廠、農舍使用等交易剔除，並以選定公寓（5 樓以下無電梯）、華廈（10 層含以下有電梯）. 3. 依據 2015 年 5 月信義房屋所公告的資料 http://www.sinyi.com.tw/knowledge/HPI_season.php/5420/2 8.

(9) 和住宅大樓（11 層以上有電梯）的資料，經篩選，分別有 1,505、301 與 868 筆共 2,674 筆的交易。而純土地的交易，包含一般土地、公共設施保留地、已劃定為徵收地區的土地、畸零地或有合併使用的土地與現正進行市地重劃的土地等交易，剔除 2 筆土地以上同時交易的資料，共計 668 筆。. 第1.3節研究方法一、. 文獻探討法。參酌國內外有關財產稅公平性的研究報告、期刊、論. 政治大的實證分析及各種迴歸模型之優缺點，做為本文研究之理論基礎及據以選定本文立文等資料，了解我國地價稅法令規章的缺失，與國內外評估水平公平與垂直公平. 之實證迴歸模型。. ‧ 國. 學. 二、. 迴歸分析法。由於我國地價稅和房屋稅為分別課徵，蒐集不動產買. ‧. 賣資料後，需將房屋和土地價值分離，才可單獨評估地價稅課徵之公平性。本研. y. Nat. 究利用聯合貢獻法及假設利潤占總價比率最可能之情境為 20%，得出各交易資料. er. io. sit. 之土地價值，據以計算公告現值與土地價值之估價比率。. 本文先將樣本和其估價比率做敘述性的統計分析，了解樣本之交易總價、房. al. n. v i n 屋格局、建材使用等及估價比率的分布狀態。再利用普通最小平方法（Ordinary Ch engchi U Least Square, OLS）迴歸加以檢定新北市板橋區的地價稅是否符合垂直公平與水平公平，並利用估計影響估價差異的變數為何。. 第1.4節研究架構與流程本文對於新北市板橋區之地價稅是否符合公平原則提出其研究的重要性和疑問後，進一步確定研究目的與架構。透過文獻的閱讀，作為本研究之理論基礎。再蒐集買賣交易資料和公告地價，以實證迴歸模型加以分析，並據以了解板橋區 9.

(10) 不公平的程度及檢視造成不公平的因素為何。最後，依據本文研究之結果，對於我國課徵地價稅提出建議。本文章節安排如下：第一章為緒論，第二章為文獻回顧，國內外財產稅公平性之量化研究相關理論。第三章為研究方法，第四章為實證結果，第五章為結論與建議。. 確立研究動機及目的. 立. 政治大文獻回顧. ‧. ‧ 國. 學 y. sit. io. n. al. er. Nat. 蒐集板橋區不動產交易資料. Ch. engchi. i n U. v. 實證迴歸分析. 估價比率分析. 結論與建議. 圖1. 流程圖 10.

(11) 第1.5節研究限制本文以實價登錄的交易資料做為研究樣本，單就平台所載的門牌地址或是土地地號，無法得知該不動產確切的坐落位置與屬於單號或雙號，即平台為了去識別化，僅揭露一個地址或地號的區間，無法直接運用揭露的資料查出對應的土地公告地價。故本文以平台地圖中標註的位置之門牌地址或土地地號，透過地籍圖資網路便民服務系統4查出對應的土地地號，並與平台所載的土地區間相互參. 政治大出該筆交易的地價稅稅基。然而，由於平台未直接揭露確切的門牌地址與土地地立. 照，確定相符後，再於新北市政府不動產買賣交易服務網5查出公告地價，可得. 號，本文運用門牌地址、地圖標註的位置與土地地號併同輔助判斷，難免產生不. ‧ 國. 學. 精確的問題。. ‧. 此外，針對不動產的區位特性，本文以平台地圖所標註的位置，逐一透過. y. Nat. Google 地圖判定是否位於學區、是否有商場、是否鄰近公園等，但是該地圖並. er. io. sit. 非每年更新，加上人為判定是否鄰近會存在不準確的問題。本文已透過查詢商場與圖書館等網頁再次核對所蒐集的資料與 Google 地圖比對是否正確，如：全聯. al. n. v i n 福利中心、頂好超市位於板橋區的列表與新北市政府所公告板橋圖書館的列表， Ch engchi U. 6. 4. 降低判定區位特性產生的問題。. http://easymap.land.moi.gov.tw/K02Web/K02Land.jsp http://e-land.land.ntpc.gov.tw/NTPCELand/Portal/Land.aspx 6 http://www.library.ntpc.gov.tw/MainPortal/htmlcnt/31a0728aa7e14b85a4410d4f07a055e5 11 5.

(12) 第二章. 文獻回顧. 所得稅的租稅理論中，公平原則可分為二，一則為垂直公平 (vertical equity) ，不同所得或經濟條件者，應負擔不同的稅負，所得較高者，應負擔較高的稅負，所得較低者，負擔較低的稅負，但是要達成垂直公平，未必需採用累進稅率。另一則為水平公平 (horizontal equity)，是強調稅基的概念，即相同所得或經濟條件相同者，應負擔相同的稅負。而財產稅的公平原則亦是相同概念，其課徵是否符合公平原則，可透過估價比率來檢驗。財產稅的公平性亦可區分為為垂直公平及水平公平。Paglin and. 政治大現累退，也就是不能存在累退垂直不公平 (regressive vertical inequity) ，即高市立 Fogarty (1972) 說明垂直公平的定義，即不同市場價值財產的估價比率不應呈. ‧ 國. 學. 場價值財產的估價比率的估價比率應該大於或等於低市場價值財產的估價比率，使其負擔相較較高的稅負，本文亦主張財產稅的課徵不應呈現累退性。水. ‧. 平公平 (horizontal equity) 則是指市場價值相近的財產應課徵一致或相近的稅. er. io. sit. y. Nat. 額。. n. a. v. 第 2.1 節 l 國外研究財產稅之公平性 ni C. hengchi U. Paglin and Fogarty (1972) 分析美國 Oregon 州的 Portland, Multnomah 財產稅估價的不公平。所謂估價造成的行政上垂直不公平，是指估價時低估高價值財產及高估低價值的財產、定期估價產生的時間落差所造成的。運用 1968 年 404 個獨戶住宅 (single-family houses) 的交易資料，並以該年有重新估價與該年度未重新估價（存在時間上落差）的不動產，分別利用最小平方法估計估價和市場價值的系統性差異做迴歸分析，以檢測垂直與水平不公平。透過估價與市價散佈圖可發現，估價與市價的落差及時間落後造成低估高價值財產及高估低價值的財產。又假定維持稅收不變，將樣本資料依所得分為 6 個級別，與其對應的財產市價， 12.

(13) 檢測造成財產稅累退的原因為何。結果發現，隨著所得增加，房屋支出占所得的比例下降，呈現累退性。而因估價造成課稅的不公平，使得所得最低的組別實際上多繳了 29.6%的稅，而所得最高的組別則少繳了 11.9%的稅負。為了有效進行財產稅的改革，每年應對高低價房屋檢測其估價的垂直與水平不公平。 Borland (1990) 檢測轄區內名目稅率複雜的程度與財產稅不公平的程度之間的關係。在美國，財產稅的課徵是依據財產的特性來適用一組名目稅率，如：學區內適用學區名目稅率與轄區的名目稅率，將名目稅率加總後依評估價值課徵，可得其財產稅的稅額。模擬兩個學區按不同的學區名目稅率與相同的轄區稅. 政治大 method) 反應財產特性所得的價格、享受公共服務的現值與財產稅的現值的總立. 率來課徵，並假定財產稅資本化，故交易價格是依據特徵價格法 (hedonic pricing. 合，當名目稅率改變時，會造成估價比率的離散係數 (coefficient of dispersion,. ‧ 國. 學. COD)呈現上升，使得財產稅的課徵出現水平不公平。若沒有固定進行重新估價，. ‧. 會提升財產稅系統性的不公平。. y. Nat. Clapp (1990) 檢測美國 Connecticut 州內的不動產估價水準的公平性。利用. er. io. sit. 1981 年 10 月至 1987 年 9 月共 17,677 個住宅的交易資料，修正並提出新的迴歸模型，進行實證分析。主張市場價值會受到誤差項的干擾，提出工具變數 Z 來. al. n. v i n 替代市場價值。雖然地方政府對每年對估價比率做檢測，但是各地區 10 年才重 Ch engchi U 新估價一次。以當年度重新估價的地區所銷售不動產的交易資料，進行二階段估. 計，各別檢測 52 個郡之財產稅課徵為累退性、中立性或是累退性。並與 Paglin and Fogarty (1972) 與 Kochin and Parks (1982) 的模型的實證結果做比較，指出修正的模型可有效減少實證結果的偏誤，Paglin and Fogarty (1972)的模型，實證結果偏向累退性，而 Kochin and Parks (1982) 則是累進性。為擴大迴歸模型的樣本數量，以減少估計的偏誤與增加實證結果的可信度，將估價後二年內的不動產交易資料，去除估價上的時間落差，將市場價值調整至估價當年的價格後，納入實證分析。結果發現，在 Connecticut 州內存在顯著估價不公平的現象，部分地區呈. 13.

(14) 現累進性，部分地區呈現累退性。 Birch et al. (1992) 檢測美國 Wyoming 州內某一郡運用不動產大量估價系統的結果，即課徵財產稅的公平性。用全面性估價調整程序 (Vertical Horizontal Appraisal Adjustment System, VHAAS) 檢測與調整垂直不公平、水平不公平及市場的不公平，7即運用曼－惠特尼檢定 (Mann-Whitney test) 衡量垂直不公平，如果存在垂直不公平，則加以調整。再觀察估價比率的中位數是否等於 1，不等於 1 時，予以調整。篩選樣本並分成四類，可細部檢視地區內的各個鄰里是否存在不公平。分別為象限一、檢測有垂直不公平與市場不公平，已加以調整。象限二、. 政治大無市場不公平，已加以調整。象限四、檢測無垂直不公平及市場不公平。從調整立. 檢測有市場不公平，無垂直不公平，已加以調整。象限三、檢測有垂直不公平，. 前後的價格相關差異 (price-related differential, PRD)、平均絕對離差 (mean. ‧ 國. 學. absolute deviation)、垂直離散係數的百分比和估價比率的中位數可發現，分成四. ‧. 類並加以調整的全面性估價調整程序，的確有效減少原本存在的垂直不公平。. y. Nat. Sirmans et al. (1995) 研究美國 Florida 州的 Miami, Dade 自住不動產的垂直. er. io. sit. 公平性。利用 1991 年 1508 筆不動產交易資料，以 Paglin and Fogarty (1972)、Kochin and Parks (1982)、Cheng (1974)、Bell (1984)、IAAO (1978)、Clapp (1990)、. al. n. v i n 的模型檢測估價的公平性，並比較不同模型的結果。實 Ch engchi U. Sunderman et al. (1990). 證結果發現，Paglin and Fogarty (1972)、Cheng (1974)、Bell (1984)、IAAO (1978). 與 Sunderman et al. (1990) 指出呈現累退性，而 Kochin and Parks (1982) 與 Clapp (1990) 則指出為累進性，呈現不一致的結果。用估價做為市場價值的變數，實證結果通常傾向累進性，若以交易價格做為市場價值的變數，則傾向為累退性。所以由於變數的誤差造成結果不一致，Clapp (1990) 的模型可矯正偏誤，為估計財產稅的公平性時最理想的模型，所以本地區應為累進性，透過 Sunderman et al. (1995) 的模型可知為中價位的房屋呈現累退性，高、低價位的房屋仍保持公平. 7. 對特定財產有不公平或偏離正確水準的估價。 14.

(15) 性。 Goolsby (1997) 研究美國 Washington 州 Puget Sound, King、Pierce 及 Snohomish，自住不動產的估價偏誤。利用 1993 年 1 月至 9 月底共 8,268 筆不動產交易資料，檢測造成估價上產生水平不公平的因素為何。將不動產的交易價格、建物面積、土地面積、屋齡、交易年度、土地估價占該不動產總估價的比率、是否有游泳池、是否鄰近水岸、是否有掩埋場等設為自變數，應變數為估價比率的自然對數，進行迴歸分析。並比較三個郡的估價是否具有一致性或是受到何者影響而存在估價的差異。實證結果發現，建物面積、土地面積、地上面積與土地. 政治大估價比率呈負向關係，可知估價時，傾向低估高價值的不動產，存在系統性的估立估價占該不動產總估價的比率與估價比率呈現正向關係，而銷售價格、屋齡則與. 價偏誤。因實務上估價運作方式的差異與各郡有不同的不動產特性，導致估價水. ‧ 國. 學. 準不同，有估價不公平的問題。. ‧. De Cesare and Ruddock (1997) 分析巴西 Porto Alegre 的住宅公寓財產稅，評. y. Nat. 估稅基的評價和稅負的分配。利用 1993 年 1 月至 1995 年 12 月交易的 1740 個公. er. io. sit. 寓的資料，將各別買賣的售價當成市價，將所有樣本用二種方式分類，一為分成低、中、高價值的財產，另一則細分成 10 個價格區間。比較各種分類下評估價. al. n. v i n 值與交易價格的比值，估計水平公平和垂直公平。結果發現巴西 Porto Alegre 市 Ch engchi U. 存在垂真不公平和水平不公平的情形，大部分稅基的評定採用不動產市場價值、租金價值和區位價值，而非直接與支付租稅的能力有關。 Smith (2000) 研究美國 Indiana 州的 Bloomington 不動產的垂直不公平。對不動產估價是採用特徵價格法，將土地面積、建物面積、房間數量、衛浴數量、是否有車庫等納入估價考慮的因素，每 4 年重新估價一次，並非依照市場價值。利用 1993 年 1 月至 1998 年 6 月共 1,713 個獨戶住宅的資料，放入 Paglin and Fogarty (1972)、IAAO (1978)、Cheng (1974)、Kochin and Parks (1982)、Clapp (1990)、. Sunderman et al. (1990) 的非線性模型，檢測是否存在垂直不公平。研究發現，. 15.

(16) 除了 Sunderman et al. (1990) 的模型不顯著外，其他模型顯示存在顯著累進性，可能是由於政策目標是對較富有的家庭多徵稅，而對低所得者、年紀較長、房屋價值較低或是有貸款者，課徵較少的稅款。或是因該地區為州立大學的中心，供出租使用較多。 Birch et al. (2004) 利用 Smith (2000) 的樣本資料，運用全面性估價調整程序做財產稅公平性的檢測，可看出該地區整體及區內的變異程度，進行估價的調整，有利於促進估價的公平性。將交易及估價資料分為最高 25%、最低 25%及中間 50%的群組，針對 Blooming 用曼－惠特尼檢定做垂直公平的檢定，比較群. 政治大的各區採用符號檢定 (sign test)，對估價進行調整。結果發現，該地區亦是呈現立. 組間估價比率中位數 (median assessment-sales ratio) 的差異，再對 Blooming 內. 顯著累進性，但是有 13 區是呈現顯著累退的，而其他的迴歸模型無法看出區內. ‧ 國. 學. 的特性。. ‧. Mikesell (2004) 分析美國 Indiana 州財產稅改制前的公平性。利用 1999 年. y. Nat. 19,781 個獨戶住宅的交易資料，以中位數估價比率、離散係數、價格相關差異檢. er. io. sit. 驗、IAAO (1978) 與 Paglin and Fogarty (1972) 模型，檢測 92 個郡估價的公平性。結果發現，各個模型的迴歸結果未必一致。垂直公平的部分，其中半數呈現累退. al. n. v i n 性，這乃是由於高價值財產估價技術的困難、估價手冊未明列高價值財產的特 Ch engchi U 性、調查資訊的不足與高價值財產的所有權人對政府估價的抗爭。水平公平的部. 分則發現，離散係數的分布介於 14.8%至 77%，水平不公平的情形相當嚴重，只有都市的郡其係數小於 20%。再利用屋齡檢測以累積折舊對估價比率的調整，是否沒有正確的反應市場價值。結果發現，71 個郡皆傾向低估老屋的估價，的確存在不公平。 Payton (2006) 分析美國 Indiana 州的 Wayne、Center、Lawrence、Warren、 Perry、Washington、Pike、Decatur、Franklin 財產稅改制後的公平性。利用 2003 年 8 個郡內 17,367 個獨戶住宅的交易資料，同樣以中位數估價比率、離散係數. 16.

(17) 與價格相關差異檢驗 Indiana 改採市場價格法估價的成效。更引入空間分析，利用 Local Moran’s Index 與 Getis-Ord Gi* statistic 檢測估價不精確集中的地區，比較 8 個郡高估或低估集中的程度。此外，在地圖上以半徑 1 公里劃定為一個地區，將估價水準呈現高估或低估與有垂直或水平不公平的地區以點標註出來，可看出集中的程度。結果發現，改革後估價比率的中位數皆小於 1，有嚴重低估的問題。有 3 郡不符合水平公平，有 1 個郡呈現累退性，即有高價低估的問題。但是若改以空間分析，估價不公平與其集中的程度則很顯著，可更全面性的看出地區估價的問題。. 政治大價水平不公平。提出新的迴歸模型檢測不動產估價存在水平不公平的因素。利用立. Allen and Dare (2002) 研究美國 Florida 州內的 Florida, Palm Beach 不動產估. 2001 年 1 月至 8 月 31 日共 5,262 筆獨戶住宅的交易資料，自變數包含反應不動. ‧ 國. 學. 產特性的建物面積、土地面積、屋齡、有無游泳池、是否所有權人自己居住、最. ‧. 近 2 年是否有交易紀錄、每人所得、交易年月等，以及反應區域特性的同一地區. y. Nat. 不動產交易量等，應變數為每一不動產估價比率與平均不動產估價比率之差的絕. er. io. sit. 對值。實證結果發現，建物面積越大、土地面積越大與屋齡越大會造成估價的偏誤，而同一地區不動產交易量越多、每人所得越高、為所有權人自己居住與住宅. al. n. v i n 附有游泳池則會減少估價的偏誤。又將資料按照估價分為低價位、中價位與高價 Ch engchi U. 位三類不動產，可觀察該郡的垂直公平性。同樣檢測上述變數的影響。實證結果和原先完整樣本的大致相同，然而在各群組中可發現有些變數變得不顯著。此外，發現在低價位群組中同一區域不動產交易量與每人所得的係數變得不顯著，直指在低價位群組中，前述二種變數無法減少估價的偏誤。 Cornia and Slade (2005) 分析美國 Arizona 州的 Phoenix, Arizona 多戶家庭居住的公寓，稅基評價的垂直公平和水平公平。該地區稅基評價方法採用特徵價格法，反應建材、區位、與交易有關的屬性為自變數，銷售價格為應變數。利用 1998 至 2002 年由 CoStar Group, Inc. 所研究 Arizona 的 946 筆財產買賣的樣本資. 17.

(18) 料作為交易價格的資料。分析垂直公平的部份，利用 IAAO (1978)、Cheng (1974)、 Bell (1984)、Clapp (1990) 的實證迴歸模型和一個無母數的檢測法 Spearman Rank test，各年做實證迴歸分析。參考 Berry and Bednarz (1975) 和 Goolsby (1997)，提出修正實證模型，另外運用 Allen and Dare (2002) 的迴歸式，分五個價格區間做實證迴歸分析。實證結果發現，1998 至 2000 年有溫和垂直不公平的情形，各年沒有顯著的垂直不公平。將所有年度一起做迴歸分析，也沒有出現不公平的狀況。水平公平的變化與公寓大小、區位相關。 Smith (2008) 研究美國soolillI 州的 Chicago, Cook 財產稅空間分布的不公. 政治大資料，擴張 Clapp (1990) 的模型，將估價的自然對數替換成財產稅的自然對數，立平。利用 2000 年共 4,456 筆獨戶住宅、公寓、大樓（隔局為 6 房以下）的交易. 並放入社區變數，檢測各社區財產稅的公平性，並將迴歸結果繪製在地圖上與社. ‧ 國. 學. 區內不動產價格的中位數做對照。結果發現，高價值的湖邊住宅負擔較高的稅. ‧. 負，呈現累進性，並且皆集中在北部，可知財產稅的負擔在空間上並非呈隨機分. io. er. 性之間的關係，確定 Cook 郡內有空間的分布不公平。. sit. y. Nat. 布。另外，檢測財產稅負比率（財產稅／交易價格）與所有權人、財產、地區特. Fairbucks et al. (2013) 研究美國 Texas 州的 Lubbock 財產稅的垂直不公平。. al. n. v i n 利用 2001 年至 2008 年共 4,222 Paglin and C 筆獨戶住宅的交易資料，各個年度以 hengchi U. Fogarty (1972)、Cheng (1974)、IAAO (1978)、Kochin and Parks (1982)、Clapp (1990)、 Bell (1984)、Sunderman et al. (1990) 的模型檢測垂直公平性，發現各個模型的結果並不一致，可能是由於變數本身的問題所導致的。再透過蒙地卡羅法 (Monte-Carlo method of simulation) 將 2004 年的樣本予以調整，以三種方式8調整出八個組別的樣本，包含累退樣本、累進樣本、平坦分布、倒 V 型、V 型、S 型、反 S 型與不一致的分布，用上述的模型迴歸，檢測各種模型的特性，找出最佳迴歸模型。實證結果發現，當各個模型的結果出現不一致時，Clapp (1990) 是最好 8. 第一種、估價=f(交易價格,干擾項)，第二種、交易價格=f(估價,干擾項)，第三種、交易價格 =f(交易價格,干擾項)與估價=f(估價,干擾項)。 18.

(19) 的模型，但是該模型對面平坦分布的樣本時，亦會出現偏誤的結果。若採取非線性模型，Bell(1984) 檢測的結果出現偏誤的機率高，建議使用 Sunderman et al. (1990)的模型，在樣本中段部分檢測能力佳，但是尾端部分則較差。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 19. i n U. v.

(20) 表1. 國外財產稅公平性之研究. 文章作者. 分析地區. 研究方法. Paglin and Fogarty (1972). 美國 Oregon 州 Portland, Multnomah. 用最小平方法檢測存在低估高價值財產估價與市價的系統及高估低價值的財性差異。產，其原因是： 1. 估價與市價的落差。 2. 估價的時間落後。. 美國. 模擬分析兩個學名目稅率複雜程度越區。透過適用不同學區稅率與相同的轄區稅率，以離散係數檢測名目稅率的複雜程度是否造成財. 政治大. 立. 產稅的不公平。. and Fogarty (1972) 的偏誤。與 Kochin and Parks (1982) 比較實證結果。. io. sit. y. Nat 美國 Wyoming 州. al. n. Birch et al. (1992). 用工具變數進行二存在估價的累進性與階段估計，檢測估價累退性，並證明該模型的偏誤，並與 Paglin 可有效減少實證結果. ‧. ‧ 國. 美國 Connecticut 州. 學. Clapp (1990). 高，離散係數越大，當其中一個學區名目稅率改變時，會造成轄區之間的不公平。. Ch. 用全面性估價調整估價存在累進性，經全程度檢測並調整估面性估價調整程序加價的垂直不公平、水以調整，可有效改善。平不公平及市場不公平。另外，將樣本. er. Borland (1990). 發現. engchi. i n U. v. 細分成四類，分別做檢測。 Sirmans et al. (1995). 美國 Florida 州 Miami, Dade. 用 Paglin and 部分模型的結果指出 Fogarty (1972) 、為累退性，部分則是累 Kochin and Parks 進性。樣本存在變數的 (1982) 、 Cheng 誤差，Clapp (1990) 可 (1974) 、 Bell 佳以矯正，是最佳的模 (1984) 、 IAAO 型。此郡應是呈現累退 (1978) 、 Clapp 性。 (1990) 、 Sunderman 20.

(21) et al. (1990) 的模型檢測垂直公平性美國 Washington 州 Puget Sound 的 King、Pierce 及. Goolsy (1997). 檢測估價上產生水平不公平的因素，如：土地面積、是否鄰近水岸等。. Snohomish. 估價時，傾向低估高價值的不動產。建物面積、土地面積、地上面積與土地估價占該不動產總估價的比率與估價比率呈現正向關係，而銷售價格、屋齡則與估價比率呈負向關係. De Cesare and Ruddock (1997). 巴西. Smith (2000). 美國 Indiana 州. 將樣本按價格分存在垂直不公平與水類，分析估價比率的平不公平。分布。. 政治大運用 Paglin and. Porto Alegre. Bloomington. 除了 Sunderman, Birch,. Fogarty (1972) 、 Cannaday and Hamilton IAAO (1978) 的線 (1990) 的模型為不顯性模型、 Cheng 著，其他模型結果皆指. 學. ‧ 國. 立. ‧. (1974)、Kochin and 出存在顯著的累進性。 Parks (1982)、Clapp (1990)、Sunderman,. n. er. io. sit. y. Nat. al. Birch, Cannaday and Hamilton (1990) 的非線性模型，做垂直公平的檢測。. Ch. i n U. e用全面性估價調整 ngchi. v. Birch, Sunderman and. 美國 Indiana 州. Smith (2004). Bloomington. 內做垂直公平的檢測。. 現顯著的累退性。. Mikesell (2004). 美國 Indiana 州. 以估價比率的中位數、離散係數、價格相關差異、IAAO (1978)、Paglin and Fogarty (1972) 檢測估價的公平性。再對以屋齡對估價比率. 各個模型呈現不一致的結果，半數呈現累退性，多數呈現，水平不公平。屋齡的增加，的確使得估價比率下降，新屋的有效稅率較高。. 程序對整體及地區. 該地區整體呈現累進性，但區內有 13 區呈. 做檢測。 Payton (2006). 美國. 以估價比率的中位 21. 用空間分析可更了解.

(22) Indiana 州 Wayne、 Center、 Lawrence、 Warren、Perry、 Washington、 Pike、Decatur、. Florida 州. 檢測估價上產生水建物面積越大、土地面平不公平的因素。積越大與屋齡越大會樣本按價格分類，檢造成估價的偏誤。測各變數是否造成估價的垂直不公平。. Palm Beach. 治 (1978)、政運用 IAAO 大. 美國. 立 Phoenix, Arizona 州 Arizona. n. al. 運用修改後的 Clapp (1990) 的模型，與檢測稅負比率與所有權人、財產、地區特性之間的關係，檢. 呈現累進性，位於北部高價值的財產，課徵較高的財產稅，稅負的分布非呈隨機分布，而有空間的集中性。. er. io. 美國 Illinois 州. 情形，各年沒有顯著的垂直不公平。水平公平的變化與公寓大小、區位相關。. ‧. Nat. Smith (2008). 法 Spearman Rank test，做垂直公平的檢測。並提出修正的模型。. 有溫和垂直不公平的. 學. Cheng (1974)、Bell (1984)、Clapp (1990) 的實證迴歸模型和一個無母數的檢測. ‧ 國. Cornia and Slade (2005). y. (2002). 地區內估價的問題，透過地圖上估價不公平地區的點分布，可知各郡高估及低估的集中程度差異程度大。. sit. Allen and Dare. Franklin 美國. 數、離散係數與價格相關差異檢測估價的公平性。再用空間分析，觀察估價不公平的集中程度。. Ch. Chicago, Cook. engchi. i n U. v. 測財產稅空間分布的不公平。 Fairbucks et al (2013). 美國 Texas 州 Lubbock. 以 Paglin and Fogarty (1972) 、 Cheng (1974)、IAAO (1978)、Kochin and Parks (1982)、Clapp (1990) 、 Bell (1984) 、 Sunderman et al. (1990) 的模型檢測垂直公平性。再 22. 各模型的結果呈現不一致。透過調整樣本再迴歸的結果可知，Clapp (1990) 是最理想的模型。.

(23) 以蒙地卡羅法調整樣本，找出最佳的迴歸模型。. 第 2.2 節國內研究財產稅之公平性黃淑惠 (2000) 研究我國 1994 年至 1999 年改制前台中市純土地的交易資料，檢測公告地價的效率性與公平性。沒有效率是指公告地價嚴重偏離交易價. 政治大是累退性。首先，繪製公告地價與土地單價的散佈圖，可知台中市的估價不具一立格，而不具公平性，則是指公告地價與交易價格存在系統性偏誤，即有累進性或. 致性，即公告地價與交易價格之間未有一固定的比率。將台中市分為三區，檢定. ‧ 國. 學. 三區的估價比率是否存在差異，及估價比率的變異數是否具同質性。實證結果可. ‧. 知，估價比率存在顯著差異，並且估價比率的變異數不具同質性。另外，採用離. sit. y. Nat. 散係數與 Kochin and Parks (1982) 的模型，分別進行水平公平與垂直公平的檢. io. er. 定。結果指出，水平公平面，三區各別為 57%、65%與 40%，離散程度大，可知估價存在水平不公平。垂直公平面，則發現估價呈現累進性，有垂直不公平的現. n. al. 象。. Ch. engchi. i n U. v. 林子欽、林子雅 (2008) 運用 1993 年至 2004 年 6 月台北市內湖區和南港區估價及交易資料，利用估價比率（土地公告現值與房屋評定現值之和除以不動產之市價）分析地政機關採用區段地價制度制定地價是否會產生估價的不公平。直指公平性為大量估價的重點。採用 Birch et al. (1992, 2004 ,2006) 提出的全面性估價調整程序，共分為兩個階段做檢定。先利用曼－惠特尼檢定檢測各個地價區段內之垂直不公平。再利用符號檢定檢驗區段間是否存在水平不公平。垂直不公平指鄰里（區段）內不同價位的不動產之估價比率明顯不同，水平不公平則是指鄰里（區段）間不動產的估價比率明顯不同。最後運用 Allen and Dare (2002) 檢 23.

(24) 定估價不公平的原因。實證結果得知，內湖區和南港區各地價區段內不存在顯著估價垂直不公平，然而區段間的水平不公平卻非常顯著，顯示屋齡、建物面積及土地面積與不動產價格之非線性關係，可能是造成區段估價產生不公平的原因。 Lin and Jhen (2009) 研究台北市土地的公告現值，觀察有無估價不公平的情形。利用 1999 年 1 月至 2004 年 6 月坐落在 12 個行政區內 226 筆空地交易資料與其距離小於 300 公尺的供住宅使用的交易資料，蒐集共 4,016 筆的不動產交易資料。建立線性模型，以估計影響不動產價格的因素為何，變數包括：是否為空地、土地大小、坐落哪一行政區、建物樓地板面積、是否面對大馬路、屋齡、. 政治大之距離、與公園之距離、與學校之距離。實證結果發現，土地面積、建物樓地板立不動產持有人數、交易日期、土地發展（發展中地區、已開發地區）、與捷運站. 面積、已開發地區對不動產價格有正向影響，而屋齡、持有人數、與捷運站之距. ‧ 國. 學. 離則有負向影響。指出線性模型的截距項為土地與房屋同時購買的價值，利用蒙. ‧. 地卡羅法估計土地價值占不動產交易總價的比率。又發現，建物形態（區分成大. y. Nat. 樓、公寓與透天住宅）及屋齡會影響土地價值占交易總價的比率。所有樣本的土. er. io. sit. 地價值占交易總價的比率眾數為 75%，透天住宅為 78.5%，而大樓僅為 68.8%。屋齡超過 30 年者，因房屋折舊與土地有重新發展的機會（如：都市更新），土地. n. al. Ch. 價值亦較高，眾數的比率為 90%。. engchi. i n U. v. 由於我國法律並無明令規定估計公告現值時，應採用含有建築改良物的土地價值或是假定該土地為空地的價值。區分有建物之土地與假定為空地之土地，檢視土地價值占總價的比率與公告現值的關係，以衡量台北市課稅之公平性。有建物之土地，平均估價比率為 72.1%，透天厝、公寓和大樓分別為 87.6%、77.2% 和 60.6%。若假定該地為空地，平均估價比率為 64.2%，透天厝、公寓和大樓各別為 78.5%、67.4%、56.4%，發現估價有不一致的情形。再利用土地價值與公告現值相對分布圖之比較，發現有建物的土地明顯高於空地之估價比率。當土地價值提高，估價比率亦上升。高價值的土地的估價比率低於低價值的土地，呈現累. 24.

(25) 退的現象，可見台北市採用區域估價明顯產生不公平的情形。王宏文 (2010) 以不動產交易實例來研究台北市地價稅之公平性。因我國的房屋和土地分開課徵房屋稅和地價稅，而市場買賣總價的資料包含土地和房屋，所以根據土地貢獻說和聯合貢獻說分離房屋和土地的交易價格，再對每一交易分別計算其估價比率。利用 2007 至 2009 年第三季之台北市不動產交易資料，以估價比率的離散係數觀察水平不公平的程度，再運用 Cornia and Slade (2005) 和 Allen and Dare (2002) 的實證模型來檢視如：建物屋齡、建物面積和建物樓層數等因素，尋找影響水平公平的因素。結果發現，土地面積、地上樓層數、位於萬. 政治大區則有負向影響。另外，利用價格相關差異及 IAAO (1978) 和 Cheng (1974) 的立. 華區或商業區的房屋對估價比率的離散程度有正向影響，而建物面積及位於文山. 模型，來實證分析垂直公平。實證結果發現，台北市地價稅估價比率差異大，且. ‧ 國. 學. 不具水平公平和垂直公平性，呈現累退性，但是每間房屋所繳納的地價稅非常. ‧. 低，因此納稅義務人普遍尚未察覺不公平。. y. Nat. Lin (2010) 研究台北市的估價比率，為公告地價與房屋評定現值之和占不動. er. io. sit. 產交易總價的比率，以檢測我國估價的公平性。運用 1999 年 1 月至 2004 年 6 月共 10,191 個不動產交易資料，透過離散係數和價格相關差異衡量所有樣本與. al. n. v i n 各年度估價的公平性。結果發現，有溫和累退的現象，1999 年至 2004 年的估價 Ch engchi U. 比率穩定，沒有存在明顯的波動。再依據不同建物型態（透天住宅、5 層樓以下的公寓與 5 層樓以上附有電梯的大樓）分別做迴歸分析，結果卻發現，估價比率明顯出現不一致的現象。透天住宅估價比率的平均值為 71%，而大樓則是 48%，差距顯著，可歸因於不同建材構造所致的差異。又將樣本分成 12 個行政區與 435 個里，透過空間群聚做分析。從里的估價比率分布圖與實證結果可得知，各里別的估價比率接近，而各區則不顯著，不同的估價比率呈現非隨機的群聚分布，呈現空間上的不公平，表示估價時並未適當地考量社會與經濟因素。針對土地估價占房地總價的估價比率與市場價格，迴歸分析指出，估價比率. 25.

(26) 與市場價格呈現正相關。當市場價格上漲，依據地政機關的估價規則，估價比率亦上升，表示交易價格的上漲應歸屬土地價值的提升。而高財產價值的估價比率高於低財產價值，呈現累進的估價結果。土地的估價受到土地持分面積的影響，具有正向關係，即土地持分面積大，估價就高。若透天住宅、公寓與大樓位於相同交易價格水準，由於透天住宅的土地持分較大，其估價比率最高。但是若此三類建物形態位於相同的估價比率，則無法解釋持分面積與估價的關係。實務上，持分面積與估價的非線性關係，產生土地估價的困難，導致我國的估價產生不公平，進而導致課稅產生不公平的現象。. 政治大年 10 月之台北市的不動產交易資料，設算出房屋價值，並透過估價比率中位數、立陳德翰、王宏文 (2011) 研究台北市房屋稅之公平性。運用 2007 年至 2009. 離散係數和價格相關差異共三種傳統衡量指標分析各行政區的不公平的狀態。迴. ‧ 國. 學. 歸分析的部分，利用 Goolsby (1997) 與 Allen and Dare (2002) 做水平公平的檢. ‧. 定，垂直公平的評估則運用 Paglin and Fogarty (1972)、Cheng (1974)、IAAO. y. Nat. (1978)、Clapp (1990) 與 Bell (1984) 來檢測。實證結果指出，不同行政區之估價. er. io. sit. 比率不同，呈現水平不公平的狀況，開發越早的市中心之估價比率明顯較高。此外，屬於低價位的房屋，呈現累退性的估價，中高價位的房屋則呈累進性。. al. n. v i n (2013) C 研究台北市與高雄市財產稅之公平性。運用 hengchi U. 王宏文、曾彥閔. 2007. 年台北市與高雄市的住宅交易資料，設算出地價稅與房屋稅的稅基，以計算住宅的財產稅實質稅率。亦透過估價比率中位數、離散係數、價格相關差異與五分位的平均實質稅率分析兩地的財產稅公平性，但是將估價比率替換成實質稅率。結果發現，高雄市的實質稅率約略為台北市的兩倍。台北市的財產稅符合垂直公平，高雄市卻呈現累退性。兩市皆不符合水平公平。從盒型圖可發現，兩地房屋稅的變異程度都明顯大於地價稅的部分，而最低 20%價位的實質稅率皆於高於最高的 20%，皆呈現累退性，但是地價稅的累退程度更為明顯。由於同一五分位的住宅，房屋稅的實質稅率變異程度大，可知水平不公平的程度非常顯著。. 26.

(27) 表2. 我國財產稅公平性之研究. 文章作者. 分析地區. 研究方法. 黃淑惠 (2000). 台中市. 檢測估價比率與其變估價呈現水平不公異數是否存在同質平與垂直累進的現性。象。再用離散係數檢測水平公平與用 Kochin and Parks (1982) 的模型檢測垂直公平。. 林子欽、林子雅台北市內湖區與南港區 (2008). 立. Dare (2002) 檢定估地面積與不動產價價不公平的原因。格之非線性關係，可能是造成的原因。. ‧ 國. 台北市. 檢測土地價值占市場公告現值的估價比價值與公告現值的關率存在累進性與累係。退性。. y. Nat. io. 運用離散係數、估價比率差異大，且 Cornia and Slade 不具水平公平與垂 (2005) 和 Allen and 直公平性。 Dare (2002) 的模型，檢測水平公平。及影響水平公平的因素。. sit. 台北市. n. al. er. 王宏文 (2010). 政治大. 不存在顯著估價垂直不公平，但是區段間卻存在非常顯著的水平不公平。屋齡、建物面積及土. ‧. (2009). 用曼－惠特尼檢測各地價區段的垂直不公與用符號檢定檢測水平不公平。再用運用 Allen and. 學. Lin and Jhen. 發現. Ch. engchi. i n U. v. 再用價格相關差異、 IAAO (1978) 和 Cheng (1974) 的模型，檢測垂直公平。 Lin (2010). 台北市. 1. 區分建物型態，分 1. 估價比率明顯存別研究公告地價在不一致，是由與房屋評定現值於建材的不同。總和占交易價格空間上呈現不公的比率，檢測估價平，有非隨機群公平性。再用離散 27. 聚分布。.

(28) 係數、價格相關差 2. 有累進的現象。異與空間群聚做說明持分面積與分析。估價的非線性關 2. 分析土地估價的係，產生土地估公平性。價的困難。陳德翰、王宏文台北市. 研究房屋估價的公平性，運用估價比率中位數、離散係數、價格相關差異做分析。. (2011). 不同行政區呈現不同估價比率，有水平不公平的現象。另外，存在累進性和累. 用 Goolsby (1997) 與退性。. 立. Allen and Dare (2002) 模型做水平公平的檢定，另外用 Paglin and Fogarty (1972)、Cheng (1974) 、 IAAO (1978)、Clapp (1990) 與 Bell (1984) 檢測垂直公平性。. 政治大. io. y. sit. Nat. 兩市皆不符合水平公平，台北市符合垂直公平，但高雄市呈現累退性。按交易價格分成五分位，發現房屋稅的變異程度大，造成水平不公平，最低 20% 價格的住宅，實質稅. n. al. er. (2013). 將實質稅率代替估價比率，利用估價比率中位數、離散係數、價格相關差異與五分位的平均實質稅率分析兩地的財產稅公平性. ‧. ‧ 國. 學. 王宏文、曾彥閔台北市、高雄市. Ch. engchi. i n U. v. 率最高。. 28.

(29) 第三章. 模型設定與敘述統計. 第 3.1 節模型設定本章首先針對本文做模型設定的說明，即採取何者衡量指標與迴歸實證模型檢測土地估價的垂直公平與水平公平。再以敘述統計的方式，說明本文所蒐集樣本的特性與變數的介紹。 International Association of Assessing Officers (IAAO, 2007) 說明在檢測財產稅的公平性時，最廣為使用的衡量指標，分別為估價比率的中位數、價格相關差異與離散係數。. 立. 政治大. 估價比率的中位數，指分別將所有樣本與分類後的子樣本，按照估價比率大. ‧ 國. 學. 小予以排序，各別找出其中位數。由於中位數不受樣本極端值的影響，相較於估價的平均值，較能客觀地呈現地區內估價集中的趨勢。IAAO 設定估價比率的基. ‧. 準應為 100%，即估價必須非常接近市場價值。但在衡量估價比率時，可容許因. y. Nat. er. io. 上下 10%之間。. sit. 無法控制的樣本誤差或是其他的限制，90%的估價比率應落在估價比率中位數的. n. al. i n U. v. 價格相關差異為衡量財產稅的垂直公平。高、低價位的財產其估價是否存在. Ch. engchi. 系統性差異，即有無存在累進性或累退性。計算方式為估價比率的平均數除以加權平均數，如下： . . 價格相關差異=   AVi / SPi  / n /  AVi /  SPi  n.  i 1. . n.   i 1. n. i 1. . (1). AVi = 第 i 個樣本的估計價值（即土地的公告地價） SPi = 第 i 個樣本的市場價格. IAAO (2007) 指出數值應等於 1，可接受數值介於 0.98 至 1.03 之間。當數值大於 1 時，表示估價呈現累退性，表示垂直不公平；若為小於 1，則呈累進性， 29.

(30) 仍符合垂直公平。離散係數則用來衡量財產稅的水平公平。是檢測估價的變異程度或一致性時最常使用的指標，即相同價位的財產其估價是否一致。計算方式如下：  n     AVSPi  MedianAVSP  / n i 1   離散係數=   100 MedianAVSP. (2). AVSPi = 第 i 個樣本的估價比率 MedianAVSP = 樣本內估價比率的中位數. 政治大介於 5%至 15%之間，若為新建造的住宅或是同質性較高的地區，應介於 5%至立. IAAO (2007) 指出老舊公寓型的住宅或是異質性較高的區域，其離散係數應. 10%。此外，空地則應介於 5%至 20%之間。. ‧ 國. 學. 除了上述傳統的衡量指標，本文再透過實證迴歸模型，檢測板橋區的垂直公. ‧. 平與水平公平。. y. Nat. 垂直公平的部分，本文利用各個交易年度的資料，以 IAAO (1978) 與 Cheng. er. io. sit. (1974) 的迴歸模型分別進行估計。 IAAO (1978) 的迴歸模型在國際間最廣泛被使用，故本文亦採用。該模型是觀察交易價格與估價比率的相關性，如下：. n. al. Ch. AVi  a0  a1 SPi  ei SPi. engchi. i n U. v. (3). 虛無假設 H0：a1 = 0，即交易價格與估價比率不存在顯著相關性，符合垂直公平性，不論交易價格的高低，估價比率皆不會變動。當 a1 顯著小於 0 時，表示估價呈現累退性，不符合垂直公平性，交易價格越高（低），估價比率則越低（高）。若 a1 顯著大於 0，則呈現累進性，即交易價格越高（低），估價比率亦高（低），仍符合垂直公平性。 Cheng (1974) 可用在估計價值和交易價值為非線性關係時，評估其垂直公平性。係數 b1 是估計價值與交易價格的彈性。觀察交易價格變動時，估計價格會 30.

(31) 產生多少變動。如下：. ln AVi  bo  b1 ln SPi  ei. (4). 虛無假設 H0：b1 = 1，即交易價格與估計價格同幅度變動，符合垂直公平性。當 b1 顯著小於 1 時，表示估計價值的變動幅度小於交易價格的變動幅度，呈現累退性，不符合垂直公平性。若 b1 顯著大於 1 時，則呈現累進性，即估價價格的變動幅度大於交易價格的變動幅度，仍符合垂直公平性。水平公平的部分，利用 Cornia and Slade (2005) 和 Allen and Dare (2002) 的. 政治大. 模型進行估計，即同一交易價格的財產，是否有相同的估價，若不存在相同的估. 立. 價，檢測影響估價產生差異的財產及區位特性為何。將樣本依照分離後土地價值. ‧ 國. 學. 分成五分位，各別進行檢測。Cornia and Slade (2005) 的迴歸模型，檢測各個交易的財產及區位特性與估價比率的自然對數值之間的關係，即當交易價格相近. ‧. 時，各種財產及區位的特性影響估價比率的變化程度。模型如下：. Nat. io. sit. y. ln( AV / SP)i   ln( X i )  e. (5). n. al. er. X 為第 i 個樣本的財產及區位特性的向量，如：土地面積、建物面積、土地使. Ch. i n U. v. 用分區、屋齡、距市中心的距離、是否位於學區、是否鄰近公園、有無公益. engchi. 性設施、是否鄰近商場、是否面河岸、是否鄰近醫院或負面設施。. 虛無假設 H 0. :   0 ，即交易價格相近時，財產及區位特性不會顯著影響估. 價比率，符合水平公平。當 α 顯著小於 0 時，表示該特性對估價比率有負向影響，使得相似交易價格的財產其估價較低。若 α 顯著大於 0，則表示估價較高。α 異於 0，都表示該變數造成水平不公平。 Allen and Dare (2002) 的模型則是以估價比率及其平均數的差之絕對值當作被解釋變數，表示估價比率的離散程度，財產及區位特性 X 為解釋變數，檢測. 31.

(32) 相近的交易價格的財產，其估價水準與其平均數的差距是否受到 X 影響。如下： ( AV / SP) i  ( AV / SP)   ( X i )  e. ( AV / SP) .  ( AV / SP). (6). i. n. ( AV / SP) i ：第 i 個樣本的估價比率 ( AV / SP) ：群組內估價比率的平均值. 政治大估價比率，符合水平公平。當  顯著大於 0，表示此財產及區位特性的增加，估立虛無假設 H 0 :  = 0，亦為即交易價格相近時，財產及區位特性不會顯著影響. ‧ 國. 學. 價水準及其平均數的差之絕對值亦上升，導致水平不公平。若  顯著小於 0，則表示估價水準及其平均數的差之絕對值減少，亦存在水平不公平。. ‧ y. sit. io. n. al. er. Nat. 第 3.2 節敘述統計. i n U. v. 本文利用 2012 年 8 月上線的實價登錄平台，蒐集自 2012 年 8 月至 2014 年. Ch. engchi. 12 月底於新北市板橋區之公寓、華廈、住宅大樓與純土地共四種的不動產交易細部資料，財產特性資料包含：門牌地址、買賣交易年月、交易總價、建物移轉總面積（含主建物移轉面積和附屬建物移轉面積）、土地移轉總面積、土地使用分區。並利用該平台的地圖所標註的地理位置，蒐集該筆交易的區位特性，包含：與市中心的距離、是否位於學區、是否鄰近公園、是否鄰近公益性設施、是否鄰近商場、是否鄰近河岸、是否鄰近醫院、是否鄰近負面設施（殯儀館）。樣本的蒐集，住宅交易的部分，扣除資料有缺漏者（如：缺少建築完成年月）、非正常交易或明顯低於市價之交易，如：含增建或未登記建物的交易、親友、員工或其他特殊關係間之交易、受債權影響的交易、合建分屋之交易。純土地交易 32.

(33) 的部分，除了上述提及的項目，再剔除同時多筆土地的交易、向政府機關承購之土地、農業用地、含佃農補償金的交易、由買方支付土地增值稅的交易、瑕疵物件之交易。按照 IAAO (2007)，蒐集樣本後需各別檢視估價比率的極端值，以減少產生偏誤的資料。需計算樣本內的臨界值，以剔除樣本的極端值，避免極端值影響檢測的正確性。本文扣除前述的交易後，公寓、華廈、大樓與純土地的交易共計 3,359 筆資料，按估價比率的大小予以排序。臨界值計算方式如下： 3,359 x 0.25 + 0.25 = 840. 政治大第一分位 Q1：0.040 立. 排序第 840 筆交易的估價比率 = 0.040. 3,359 x 0.75 + 0.75 =2520. ‧ 國. 學. 排序第 2,520 筆交易的估價比率 = 0.101. ‧. 第三分位 Q3：0.101. y. Nat. 第一分位與第三分位的差：0.101 – 0.040 = 0.061. n. al. Ch. engchi. er. io. 上限：0.061 x 3 + 0.101 = 0.284. sit. 下限：0.04 – 0.061 x 3 = -0.143. i n U. v. IAAO (2007) 說明臨界值的上下限計算時，採用第一分位與第三分位的差之倍數，可選擇 1.5 倍或 3 倍，本文因樣本數多，選擇以 3 倍計算。其中 17 筆屬於純土地交易的資料，其估價比率大於上限的 28.4%，而 17 筆占原樣本的比重為 0.5%，小於 IAAO 所規範的 5%，可予以剔除。篩選後，本文的樣本數為 3,342 筆，純土地為 668 筆。以下為變數定義的說明：每坪單價 (perprice)。土地及建築改良物合計價格除以建物面積，以萬元為單位。. 33.

(34) 土地面積 (landsize)。所有權人持有的土地面積，即申報移轉的面積，以坪為單位。土地使用分區 (useofland)。本研究的樣本皆為都市土地，但是各分屬不同的用途別，可見板橋區發展的多元性。變數的設定如後，1：住宅區。2：商業區。 3：工業區。4：其他（含公共設施保留地）。分離後的土地價格 (landprice)。實證登錄上的不動產交易總價格，包含土地及其建築改良物。而本文的目標為衡量地價稅的公平性，即單就土地做探討，故需將房地價格予以分離，以分離後的土地價格做分析。. 政治大獻說、聯合貢獻說與建物貢獻說。房地價格的結構包含土地成本、建物成本與利立黃佳鈴、張金鶚 (2005) 說明分離房地價格可分成三個原則，分別為土地貢. 潤。而土地貢獻說，表示土地創造所有利潤的來源；建物貢獻說，則是所有利潤. ‧ 國. 學. 歸屬於建物價格；聯合貢獻說，指出利潤為建物和土地共同創造，土地貢獻的利. ‧. 潤依土地成本占總成本之比例來計算。就實務上而言，我國地價調查估計規則以. y. Nat. 土地貢獻說為主。但是，運用民國 92 年台北市 295 筆不動產交易資料，建立迴. er. io. sit. 歸模型做實證分析。結果發現，聯合貢獻說是最合理的分離方法。土地的寬度、深度與區位會造成土地和聯合貢獻說分離的房地價格產生價差，土地貢獻說分離. al. n. v i n 出的基地價格平均高於聯合貢獻說的基地價格 13.13%。而影響地價的主要因素 Ch engchi U 為土地持分面積、區位和面臨的路寬，土地持分面積和面臨路寬與地價呈現顯著. 的正向關係。相較於市郊，位於市區的土地與地價亦呈現正向關係。又透過利潤的模擬方式，分別模擬最悲觀的 10%、最可能的 20%及最樂觀的 30%的利潤，做敏感度分析，觀察利潤占總價比例對分離地價是否有顯著影響。結果發現，利潤率的變動對於地價的變動較不敏感，分離地價的最大變動率皆小於 10%，據以推論利潤占總價比例的變動對分離地價的變動沒有顯著的影響。此外，透過王宏文 (2010) 研究可知，依土地貢獻法和聯合貢獻法來分離房屋交易價格為土地價格和建物價格，所產生的估價比率差異並不大。故本研究利用聯合貢獻說分離房. 34.

(35) 屋和土地的交易價格，並設定利潤率為最有可能的利潤率 20%。以下為聯合貢獻說的計算式：房地價格=土地成本+建物成本+利潤土地成本=房地價格-建物成本-利潤土地價格=房地價格 x 土地成本/（土地成本＋建物成本）土地價格=房地價格 x（房地價格-成本-地潤）/（土地成本＋建物成本）. 建物面積 (buildingsize)。主建物和附屬建物面積的總合，以坪為單位。9. 政治大交易的樓層 (whichfloor)。立. 屋齡 (age)。不動產交易年月與其建築完成年月的時間差距，以年為單位。. 土地估價，即土地的公告地價 (AV)。利用實價登錄上所載的門牌地址，查. ‧ 國. 學. 出對應的土地與公告地價，乘上土地面積後，可得該土地的公告地價。. ‧. 估價比率 (avsp)。土地公告地價占分離後土地價格的比率。. y. Nat. 與市中心距離 (distance)。本研究設定新北市政府為板橋的市中心，計算樣. er. io. sit. 本與新北市政府步行的最小距離，以公里為單位。由於新北市政府正對三鐵共構的板橋車站，即板橋火車站、捷運站及高鐵站，附近亦有客運總站及公車總站，. al. n. v i n 交通便利性為板橋區之最。該區為新板特區，週遭環繞百貨公司與影城，諸如： Ch engchi U 板橋車站內的環球購物中心、側邊鄰近大遠百 Mega City、遠東百貨，是近年來最具有發展性的地區。以下為虛擬變數，符合者為是：1、否：0。學區 (school)。環繞該地 300 公尺內有無學校。公園 (park)。環繞該地 300 公尺內有無公園。車站 (station)。環繞該地 300 公尺內有無火車站、捷運站。商場 (departmentstore)。百貨公司、賣場及超市皆提供採購民生必需品的便. 9. 1 坪=0.3025 平方公尺。 35.

(36) 利性。本研究蒐集環球購物中心、大遠百、遠東百貨、家樂福、愛買、全聯福利中心、頂好超市及松青超市等的坐落位置。環繞該地的 300 公尺內有無百貨公司、賣場、超市。公益性設施 (gov)。環繞該地 300 公尺內有無市立圖書館、閱覽室、藝文中心、藝文特區、體育場或體育館。河岸 (river)。環繞該地 300 公尺內是否有河岸。醫院 (hosipital)。環繞該地 300 公尺內有無醫院，包含板橋國泰醫院、聯合醫院板橋院區、亞東醫院、中英醫院、板英醫院、德全醫院、蕭中正醫院等。. 政治大. 負面設施 (funeral)。環繞該地 300 公尺內有無殯儀館，變數設定如後，是： 1。否：0。. 立. 表 4、表 5 分別為所有樣本與住宅各變數的基本分配，敘述統計包含平均數、. ‧ 國. 學. 標準差、最小值及最大值。其中，所有不動產交易平均每坪單價為 43.54 萬元，. y. Nat. 橋區購屋的負擔其實不低，住宅的價格動輒超過千萬。. ‧. 每坪單價的變異程度很大。而住宅交易的平均每坪單價為 38.07 萬元，可知在板. er. io. sit. 從表 4 土地面積的資料與蒐集的資料可知，樣本內包含畸零地、道路用地的交易，亦有大坪數的交易存在，交易的最大值達到 480.1 坪。而住宅交易的持有. al. n. v i n 面積的平均數僅 6.24 坪，標準差為 C h 3.24，可知土地的持有面積皆非常小。但是 engchi U 運用聯合貢獻法，分離後土地價值平均為 883 萬元，土地價格非常高昂，可謂是寸土寸金。又因持有面積小，計算地價稅的稅基時，公告地價則相對重要，會直接影響土地的估價比率與課稅的公平性。. 36.

(37) 表3. 變數定義說明. 變數名稱. 定. 每坪單價（萬元）建物面積（坪）土地面積（坪）土地使用分區屋齡（年）交易樓層. 義. 土地及建築改良物合計價格除以建物面積申報移轉主建物和附屬建物面積的總合申報移轉的面積虛擬變數，1：住宅區、2：商業區、3：工業區。4：其他（含公共設施保留地）不動產交易年月與其建築完成年月的時間差距本交易位於的樓層. 分離後土地價格（元）土地公告地價估價比率（%）與市中心距離（公里）學區公園. 依聯合貢獻說計算出的土地價格. 車站. 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內有無捷遲站、火車站，是： 1、否：0 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內有無百貨公司、賣場、超市，是：1、否：0 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內有市立圖書館、閱覽室、藝文中心、藝文特區、體育場或體育館，是：1、否：0 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內是否有河岸，是：1、否：0 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內是否有醫院，是：1、否：0 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內有無殯儀館，是：1、否：0. 計算該地與新北市政府步行的最小距離. ‧ 國. 學. 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內有無學校，是：1、否：0 虛擬變數，環繞該地 300 公尺內有無公園，是：1、否：0. ‧. y. sit. n. al. er. io. 公益性設施. 立. 政治大. Nat. 商場. 該地的地價總額土地公告地價占分離後土地價格的比率. 河岸醫院負面設施. Ch. engchi. 37. i n U. v.

(38) 表4 變數. 所有樣本的敘述統計. 平均數. 標準差. 最小值. 最大值. 22.21 10.2 18.06 0.02 1.12 1 9,385,930 10000 1,133,074 1322.314 11330.75 13.22 0.047 0.005. 230.8 480.1 4 198,600,000 24,056,860 240568.6 0.279. 每坪單價（萬元）土地面積（坪）土地使用分區分離後土地價格（元）土地公告地價地價稅額（元）估價比率（%）. 43.54 8.75 1.58 9,141,681 663492.9 6634.9 0.077. 與市中心距離（公里）學區公園車站商場公益性設施河岸醫院負面設施. 1.99 0.58 0.47 0.12 0.36. 1.17 0.49 0.49 0.33 0.48. 0 0 0 0 0. 10.1 1 1 1 1. 0.20 0.15 0.09 0.006. 0.40 0.35 0.29 0.079. 0 0 0 0. 1 1 1 1. 最小值. 最大值. 15.6 2.24 0.38 1 0. 98.7 102.75 24.88 4 49. y. 標準差. 38.07 27.57 6.24 1.17 24.26. 11.07 9.97 3.24 0.58 12.06. 9.23 5.56 8,837,075 500,000.5 4999.99 0.06 2.03 0.54 0.42. 7.52 5.26 4,470,617 278,098.4 2780.98 0.3 1.22 0.49 0.49. 2 1 627,276 30,023 300.23 0.01 0 0 0. 37 37 71,696,010 2,710,215 27102.15 0.23 10.1 1 1. 0.11 0.35. 0.32 0.47. 0 0. 1 1. Ch. engchi. 38. sit. 平均數. n. 總樓層數交易樓層分離後土地價格（元）土地公告地價地價稅額（元）估價比率（%）與市中心距離（公里）學區公園車站商場. al. 住宅的敘述統計. er. io. 每坪單價（萬元）建物面積（坪）土地面積（坪）土地使用分區屋齡（年）. ‧. Nat. 變數. 表5. 學. ‧ 國. 立. 政治大. i n U. v.

(39) 公益性設施河岸醫院負面設施. 0.20 0.14 0.08 0.004. 0 0 0 0. 1 1 1 1. Freq.. Percent. Cum. 都市土地住宅區. 2,549. 76.27. 76.27. 都市土地商業區都市土地工業區都市土地其他. 216 5 572. 6.46 0.15 17.12. 82.73 82.88 100.00. 表6. Total. 立. 0.40 0.34 0.27 0.06. 土地使用分區的分配概況. 3,342 治政大. 100.00. 土地的使用分區中，76.27%為都市土地的住宅區，為最大宗，符合本研究檢. ‧ 國. 學. 測住宅土地課稅公平性的目標。其次為 17.12%的其他分區，乃是純土地交易中，. ‧. 涵蓋眾多的公共設施保留地交易。平均屋齡達到 24.26 年，屋齡在 31 至 40 年交易的不動產的比重甚至占了 41.62%。推論由於本研究蒐集之樣本中，有 56.28%. y. Nat. n. al. Ch. er. io. 比率並不高，主要交易仍為老舊的不動產。. sit. 為公寓的交易，另外，屋齡 10 年以下的交易比重僅 15.37%，顯見新成屋交易的. i n U. v. 以下針對土地估價的部份做分析。分離後的土地價值，所有樣本的平均數. engchi. 914 萬元，住宅的部分為 883 萬元，但是土地公告地價平均數各為 66、50 萬元，差距各高達 13.84、17.66 倍，兩相比較，顯見住宅的估價明顯過低。估價比率平均數僅 7.76%，從圖 2 可知，估價比率主要皆小於 20%，整體的估價確實偏低。整體估價呈現多峰型的分布，有部分交易的估價水準集中於 4 與 8%，的確偏低。依表 8 的歷年新北市估價比率， 99 年至 102 年估價比率呈現下滑，但是本文發現板橋區的估價比率還是明顯偏低，未達所公告的平均值。為了探討估價比率的分布，本研究按建物型態及純土地繪製估價比率圖。從圖 3 可比較公寓、大樓、華廈與純土地估價比率的分布及特性。公寓的估價呈現較平坦的鐘型分布，比率主要集中在 5%至 10%之間。華廈呈現尖峰型的 39.

(40) 表7. 屋齡分配概況. 年數. Freq.. Percent. Cum.. 1-10 11-20 21-30 31-40 41-50. 424 685 410 1,113 42. 15.37 25.61 15.34 41.62 1.57. 15.86 41.47 56.81 98.43 100.00. Total. 2,674. 政治大. 立. ‧. ‧ 國. 學. n. al. 板橋區估價比率分布圖. er. io. sit. y. Nat 圖2. 圖3. Ch. engchi. i n U. v. 公寓、大樓、華廈與純土地估價比率分布圖 40.

(41) 表8. 新北市（含改制前台北郡）歷年公告地價占一般正常交易價格百分比. 年期. 89. 93. 96. 99. 102. 估價比率. 19.8. 20.9. 21.75. 22.3. 17.74. 資料來源：內政部地政司地價統計資料10. 表 9 分離後土地價值敘述統計觀察值. 平均數. 標準差. 最小值. 最大值. 公寓大樓. 1,505 868. 7,875,343 10,475,791. 2,950,084 6,032,273. 627,276 1,290,342. 26,744,192 71,696,010. 華廈土地. 301 668. 8,920,135 10,361,017. 4,107,194 18,955,589. 1,588,838 10,000. 25,685,939 198,600,000. 政治大. 鐘型分布，有 33%的落在 3%的估價水準，大樓主要小於 5%的區間，集中在 2%. 立. 的估價水準，可知大樓與華廈的估價比率明顯主要位在小於 5%的水準，大於 10%. ‧ 國. 學. 的估價比率主要是公寓。整體而言，公寓的估價水準較高。. ‧. 此三種建物型態相比，土地持分面積大小的排序為公寓、華廈及大樓。從表 9 可知，所有的土地交易價值平均值中，最大值是大樓，其基地的市場價值非常. y. Nat. io. sit. 高，但是大樓的估價比率卻明顯偏低，乃是公告地價過低所致。. n. al. er. 純土地交易的部分，整體估價比率明顯高於住宅的部分，主要落在 8%至 17%. Ch. i n U. v. 之間，最高峰為 14%。亦有部分估價高於 20%。可知相較於房地同時交易的估. engchi. 價，純土地的估價較能反應市場價格，其地價稅亦較高。. 10. http://www.land.moi.gov.tw/chhtml/content.asp?cid=14&mcid=194 41.

(42) 第四章. 實證結果. 第 4.1 節衡量指標的結果第一節是採用傳統指標分析板橋區的結果，包含估價水準的一致性、垂直公平與水平公平。第二節則為迴歸模型分析的結果，可看出公寓、華廈、大樓與純土地各年度是否符合垂直公平，與哪些變數造成水平不公平。首先，將樣本分為所有樣本與各別公寓、華廈、大樓、純土地，各別計算其估價比率的中位數，結果如表 10。除了純土地交易的中位數之外，其餘的中位數皆小於 10%，估價偏低。. 學. ‧ 國. 立. 政治大. 表 10 估價比率的中位數. 估價比率的估價比率的估價比率的 90%樣本的 95%位數. 區間距離. 7.00%. 1.88%. 16.94%. 15.06%. 7.90% 4.07% 2.94% 13.72%. 4.83% 2.56% 1.06% 6.99%. 12.75% 6.61% 6.06% 22.42%. 7.92% 4.05% 5.00% 15.43%. n. al. Ch. engchi. y. sit. io. 公寓華廈大樓純土地. er. 所有樣本. Nat. 5%位數. ‧. 中位數. i n U. v. 樣本數量. 3,342 1,505 301 868 668. 依 IAAO (2007) 的規定，表 10 內所有的樣本皆不符合估價比率分布的標準。例如所有樣本的中位數為 7.00%，可容許 90%的樣本區間為 0.775%之內，但實際上計算出的數值為 15.06%，表示分布的集中程度不理想。但是住宅交易的估價比率其 90%樣本的區間距離皆小於 8%，集中的趨勢明顯優於純土地的交易的 15.43%，可見住宅的估價比率一致性較高，純土地的估價水準雖然較高，但也較分散。. 42.