小家庭

第一章 緒論

住宅本身昰一個多屬性的財貨，消費者在選擇一個住宅來消費時，考慮 住宅本身的價值、區位及交通便利性等等住宅本身的屬性。而住宅的消費 也受到消費者自身的經濟能力、個人偏好等個人屬性因素影響。本研究將 分析住宅消費中的影響因數，進而探討家戶的住宅選擇行為，並建立家戶 住宅選擇模型。

第一節 研究動機與目的

一、研究動機

住宅價格長期仍屬上漲趨勢，由以民國76年至民國82年間，房價呈現急 驟上漲現象。以台北市為例，中位數房價由252萬元上升至675萬元，上升2.67 倍，同期每戶家庭平均可支配所得則由47.07萬元上升至95.54萬元，僅上升 2.03倍，尤其民國78年房價飆漲，台北市中位數房價所得比高達8.58倍(薛立 敏 、陳誘里,1997)，所得增加的速度還不及房價上漲速度。就趨勢來看，

在75年以前是維持一個平穩的趨勢，在76年至78年，平均每戶總價大幅上 漲，雖然在79年總價略有下降，但80∼81年仍有一段小幅上漲，82年以後呈 現緩慢下滑的趨勢。就標準住宅平減單價來看(85為基期)，由82年的26.31 萬/坪下降到88年21.5萬/坪，但84至88年平減單價則在21.01萬/坪至22.91萬/

坪小幅變動，趨勢上有漲有跌，呈現相對穩定的狀態(1999年，住宅資訊季 報)。

至今，住宅價格仍然居高不下，購屋者往往必須「縮衣節食」，仰賴長 時間之儲蓄，始能有購屋能力。且昂貴的房價亦使得大多數的購屋者無法 購得適合家戶需求的住宅。其中，耗費家庭所得五成以上於償還購屋貸款 者比比皆是，其結果將使得生活品質降低。

我國住宅自有率在91年時達到85.4%的高水準，反應過去政府「住者有 其屋」的住宅政策目標，期望透過政策執行，使每個人皆擁有自己的房子。

與傳統國人「安土重遷、購屋保值」的觀念深深結合。在過去每戶均以擁 有自己住宅為當然目標，原因有三：一、出自傳統農業社會價值，非擁有

房產不足安居；二、出於保值與投資，視購屋增值為當然。為此除自用外，

若有能力再買第二屋、第三屋，然後翹首盼望下一波漲潮；第三個原因更 為直接，台灣並無健全租賃市場以供不同家戶之需，因此人人被迫購屋。

但在國內當前人口不斷增加，土地資源有限，地價、房價不斷上漲情勢 下，住者真能有其屋的理想能否實現，是乎需要重新檢討定位。華昌宜(1999) 指出過高的住宅自有率正是一個尚未達到現代社會的標誌。多數先進國家 都市地區約有40%的租賃住宅比例，以美國為例，四十年來住宅自有率始終 維持65%，歐洲各國住宅自有率尚低於此。顯示我國租賃住宅市場仍有相當 大的發展空間。目前政府已將健全租賃住宅市場的發展列為未來重要住宅 政策之一，住宅租買選擇課題的探討益顯重要。

基於上述及政府近年提倡「住者適其屋」的觀念，引發本研究欲探討住 宅選擇行為的動機，除了分析家戶住宅選擇外也將租買選擇一併討論。以 往對住宅選擇的相關研究中，於家戶影響因素方面，大多是以家計負責人 及依賴人口變數(人口數、年齡層分佈)為住宅選擇之影響因素(李信佩＆林 元興，1986、黃若凡＆胡志平，2002)。家庭組成這個變數則較少被考慮到。

歐美國家的研究資料並不重視家戶的組成，因為所有國家的家庭組成幾乎 都是以核心家庭為主，成年子女與父母同住的清況相當少見。但亞洲國家 中，家庭的組成迴異於歐美，在日本，成年子女與父母同住的家庭有 30%(Hayashi, 1995)，在台灣則超過35%，由於東方家庭的家戶組成特性，使 得擴張家庭成為普遍現象。而子女是否與父母同住也是選擇的行為，待別 是在房價居高不下的情況，二代以上同住的擴張家庭可能更有規模經濟的 考量。過去研究顯示，住宅為家庭中最主要的持有資產，購買房屋往往成 為家庭的重大決策，因為住宅的選擇決策必然衝擊家庭其他方面的消費支 出。其中人口組成結構常是影響家庭消費行為的重要因素，也是引發本研 究的另一個動機。

二、研究目的

基於上述動機，本研究將探討家戶組成與住宅選擇行為，並分析住宅選 擇行為的選擇程序。將家戶按照其人口組成型態區分為小家庭(一代)與大家 庭(二代、三代)，分析上述兩種組成型態之家戶於住宅樣式選擇及住宅租買 選擇之程序關係。本研究的目的如下:

(一)利用資料收集與調查方式，分析家戶及住宅屬性，期望瞭解不同家戶類 型之選擇行為是否有所差異；

(二)透過實證資料分析，瞭解家戶組成與住宅選擇間之影響關係，並分析家 戶於選擇住宅時其考慮之因素；

(三)應用巢式Logit模型，建立程序性住宅選擇模式。並分析模式對於現象的 合理性，建構適當的住宅選擇模式。

第二節 研究範圍與名詞解釋

一、研究範圍與對象 (一)、空間範圍

本研究之範圍、對象受限於時間、資料獲取與研究人力等因素，以新竹 市為研究之空間範圍。

(二)、研究對象

以設籍在新竹市之家戶為探討對象，排除因工作、就學、流動人口等因 素暫時居住之住戶及閒置的家宅或空屋。

二、名詞定義

(一)、家戶(Household)

嚴格的家戶定義是指結合了家庭成員問的親屬關係，同時強調空間接近 之性質。家戶係揩以家庭各份子為主體，在同一處所、同一主持人之下共 同生活之親屬及戶內受顧人與寄居人所組成之戶，即戶口普查資料中所定 義的普通住戶而言。

(二)、家戶世代組成(Generation Construction)

本研究於家戶的分類以不同家戶世代組成為分類依據，以戶長為註標，

然後參酌Hayashi(1995) 的定義與戶長同住的25歲以上的直系血親，不管有 無所得，或是不到25歲已有所得且與父母同住的子女是為一個世代。由於 相關的官方統計資料多為五年、十年調查一次。故本研究擬以問卷調查方 式獲得所需之相關資料。

(三)、住宅(Housing)

住宅可以是附著於土地上之建築物，也可以是一個封閉並提供居住的空 間或實質環境，具備有臥室、客廳、衛浴、廚房等設備。住宅是生存的基

本需求，其提供民眾居住空間及棲身之處。然而，隨經濟發展、所得提高，

住宅亦被視作投資獲利的工具。近年來先進國家更將住宅的定義延伸為居 住環境，將街道噪音、是否聞到垃圾味，列入住宅品質的考慮。本研究以 戶口普查之資料定義為基礎，將「住宅」界定為住戶居住之處所，包括兼 各種用途之住宅，但不包括宿舍、醫院、旅館、學校、軍營、寺廟等。

(四)、租買選擇(Tenure Choice)

住宅由於價格昂貴、耐久性及不可分割性，使得分析家計單位之住宅 需求分外複雜。其中主要問題之一是住宅消費之調整成本(如搬家成本)相當 高，因而人們在選擇其住屋之消費大小時，通常也會一併決定其消費型態，

即選擇租賃房屋或是購置自有住宅，即租買選擇，亦可稱為租購選擇或是 租擁選擇。

第三節 研究內容與方法

本研究擬以個體選擇模式探討各家戶組成特性對住宅需求的選擇行 為。模式構建所需的資料乃利用問卷收集的方式，調查新竹地區家戶的基 本資料、組成特性及住宅選擇行為。採以文獻回顧、問卷、統計分析、模 型建立等方法進行，利用Limdep軟體進行模式參數校估。本研究之內容架 構分述如下:

一、研究內容與方法 (一)、緒論

研究動機與目的、研究內容、架構與流程說明。

(二)、相關文獻、理論回顧

此一部份針對與本研究有關之家戶組成、住宅選擇、住宅政策、選擇理 論、分析方法等相關文獻進行整理回顧。藉以文獻之分析整理，歸納住宅 租購選擇變數、影響因子的選取及模型選擇之決定。

(三)、資料統計分析

本研究利用問卷調查方式獲得所需之相關資料，輔以89戶口普查及收支 調查等官方資料來源，進行彙整與分析。並利用統計方法檢定模式適合度 及資料相關性等問題，以便瞭解因子間的影響關係與模式是否適合。

(四)、理論模型建構

住宅的選擇使一種不連續性的選擇行為，其被探討的解釋變數(即應變數) 屬虛擬變數，不適合採用複迴歸方法來分析。McFadden(1981)以不連續選擇 模型的Logit模型為研究方法，分析住宅選擇行為，成為爾後分析住宅選擇 行為的主要方法。本研究亦採用機率選擇模型一Logit模型進行實證分析，

以抽樣資料進行相關變數之估計、檢定，並求的各類型家戶於住宅租買選 擇之機率。

(五)、結論與檢討

對本研究之結果作成結論，並檢討缺失及誤差之可能，供後續研究參考。

二、研究流程

本研究之流程架構如(圖 1-1)所示:

『研究主題』

程序性住宅選擇模式建 構－巢式 Logit 模式

研究動機與目的

研究內容與方法

相關文獻、理論回顧

『相關文獻』

家戶組成特性、住宅租購 選擇、住宅需求

『理論回顧』

效用函數理論、個體選擇 模式、Logit 模型

Logit 模型之應用 官方資料分析整理 問卷訪談資料取得

建立各家戶組成於住宅 租購選擇行為之模式

新竹市各家戶組成對住 宅租購選擇之分析

結論與建議

第二章 相關文獻回顧

本章節主要回顧有關家戶組成及影響住宅選擇因素之相關文獻與理 論，用以歸納對住宅租買選擇變數之選取。故將本章劃分為三個部份，第 一.回顧國內外於住宅議題之相關研究；第二.探討有關住宅選擇方面之理論 基礎；第三.整理分析家戶租購選擇決策分析。

第一節 住宅議題相關文獻回顧

住宅研究領域中可分為幾個主流：第一，同時考慮租買選擇與住宅需 求，例如 Goodman (1988),Goodman and kawai (1982),Mayo (1981)、林祖嘉(1990) 等；第二，同時考慮房價、住宅需求及租買選擇，例如 Gillingham and Hangemann (1983),Goodman (1988)、林祖嘉(1994)等；第三，強調租買選擇及 遷移，例如 Boehm (1981),Jones (1995)等；第四，著重住宅需求、賦稅或通貨 膨脹，例如： Rosen (1984),Seko (1991)、謝文盛 林素菁(1998)等；第五，於 住宅決策模型中，加入所得或頭期款影響因素，例如，Haurin (1991),Jones (1990)、薛力敏 陳誘里(1997)等。

一、國外文獻

Gillingham and Hangemann (1983)提到傳統的住宅需求分析之文獻，租購 選擇常被忽略，租屋者與購屋者經常被分開來討論，不曾考慮兩種房屋市 場之間的相關性，所以在估計住宅需求時，會造成某種程度上得誤差。

Lerman (1977) 指出家戶區位選擇昰一種「住宅、運具擁有與使用何種運 具去工作」的聯合決策行為。以多項 Logit 模型為理論基礎，以 1968 年 Washington , D.C.都會區為實證地區，使用變數包括：區位屬性、住宅屬性、

上班所使用之運具服務水準、購物旅次的空間分佈、運具擁有的屬性與家 戶社經屬性。研究結果，其模型可以用來預測住宅區為分不與土地使用預 測。

Kain and Quigley (1975)利用聖路易市住宅市場的抽樣調查資料，研究種 族歧視對住宅需求的影響。選擇家戶之所得、戶長教育程度、戶長就業年 數、家庭工作人數、戶長年齡、戶長性別、戶量及家庭型態等自變數，利 用多項回歸模式來探討不同種族對各種住宅屬性及住宅形式的影響，其中 以所得、戶長教育程度、戶量等三項變數呈現顯著影響。該研究發現黑人 區之自有及租賃住宅的花費都比白人區昂貴，其差異隨住宅品質而增加。

顯示種族歧視對住宅選擇亦有所影響。

Li (I977)以Logit模型估計波士頓及巴爾的摩地區之家戶租購住宅比例。

模型中納入家戶所得、家庭人數、戶長年齡及戶長種族等四項變數。結果 發現，家戶所得越高、戶長年齡越長，其住宅自有率越高。雖然家庭人數 越多住宅自有率越高，但當家庭人數在六人以上時，其住宅自有率反而下 降。探究其原因為家庭所得的限制，人數較多時非住宅消費支出亦較多，

因此必須犧牲住宅消費上的支出。

Quigley (1985)將解釋變數分別以城市、鄰里與住宅三個層次建立三巢層 之巢式Logit出模型，變數包括:屋齡、建材、衛浴設備、房間數、所得、房 租，其中僅屋齡與建材兩變數不顯著。研究顯示，以往關於住宅市場不相 關替選方案間獨立的假設可能是不適當的，並且發現住宅選擇對於工作地 點的可及性變化是比較敏感的。

二、國內文獻

傅美生(1984)利用民國69年台閩地區戶口及住宅普查統計資料(台北市及 台北縣地區，建立住宅類型與住宅權屬選擇Logit模型，分析主要家計負責 人屬性對住宅類型與住宅權屬的影響。研究發現，在權屬方面，家計負責 人的年紀較輕、教育程度較低、家庭人口數較少者選擇租賃住宅的比例較 高，婚姻狀況及職業對住宅權屬選擇頃向的影響並不顯著。

蔡宜哲(1996)以1993年住宅狀況調查為主要資料來源，建立Logit模型，

雄市、省轄市及其他縣市四個住宅子市場，指定住宅權屬(租、買)與住宅型 態(透天專用、透天併用、公寓專用與公寓並用)為替選方案進行實證分析。

研究發現，1.住宅在台灣地區仍為必需品，屬於價格缺乏彈性的財貨。2.家 庭剩餘所得與平均每間居住人數對住宅選擇有顯著影響。3.住宅結構、屋齡 與居住戶數則因地區特性差異而有不同影響。其中，租屋怎對住宅品質的 要求不如購屋者嚴格。

李信佩(1997)利用民國79年台閩地區戶口及住宅普查為母體資料，以巢 式Logit模型分析家戶組成對住宅租購選擇影響。結果發現，各類型家戶在 低教育程度下選擇購屋之機率較中、高教育程度來的低，此說明教育程度 高者，其選擇購屋之動機也越高，也說明教育程度可反映出家戶所得情形，

而教育程度可做為所得之代理變數。

陳彥仲(1997)家戶對住宅選擇可視為一連串的決策過程，包括租買選 擇、住宅形式、區位等等選擇決策。其以 1980 年美國公用個體抽樣資料為 基礎，選擇聖地牙哥都會區進行實證分析。研究依巣式 Logit 模型架構建立 住宅選擇模型，並透過對包容值係數之檢定推論住宅選擇之決策程序。其 結果顯示家戶將住宅租買列為最優先的決策，其次決定住宅類型，包括住 宅形式、室內空間、住宅區位及住宅品質，最後在各住宅類型中挑選最適 當之住宅單元。

薛立敏 、陳誘里(1997)假設擁有及租有住宅對家計單位的消費型態會有 不同影響，在房價高漲下，購屋時間的長短也會有不同影響。研究以年齡 作為擁屋時間長短的代理變數，估計各年齡層的所得彈性。結果顯示，擁 屋者願意將所得配置在增進全家生活品質得消費上，租屋者則較重視生活 便利及個人性的消費支出。而在高房價之下，年輕人購屋者的負擔相對較 重，所得彈性均較低，而購屋、租屋者不同的婚姻狀態、都市化程度及居 住地，亦對其消費型態造成影響。

陳淑美、張金鶚(1998)檢驗戶長及其配偶屬性對住宅區為選擇的影響，

企圖揭露以戶長為中心的住宅區位選擇不一定能完全反映家戶決策。其使 用 1990 年台閩地區戶口及住宅普查台北市的資料，建構個體家戶住宅區位 選擇模型，納入變數包括：性別、年齡、省籍、從業身分等等。結果顯示，

台灣仍屬傳統社會，決策仍以戶長(男性)為主，配偶(女性)雖有影響力但卻 不明顯，最終決策者仍為戶長(男性)。

謝文盛、林素菁(2000)利用民國 85 年個人所得分配調查報告資料，探討 租稅因素對住宅租買需求的影響。以 prodit 及 logit 兩種模型進行實證分析，

其結果顯示，台灣地區之財產稅賦的確對家計單位的租買選擇有相當程度 的影響。當財產稅增加時，家計單位會傾向以租賃方式消費住宅，減少購 屋需求；而當恆常所得增加或房屋租賃價格上漲時，家計單位會傾向以自 有方式消費住宅，減少租賃房屋的需求。

彭建文、花敬群(2000)以往住宅租買選擇相關文獻，多以預期資本利得 解釋住戶於租買選擇時傾向購屋，卻忽略出租住宅市場及自有住宅市場再 住宅服務品質的差異。其研究認為預期資本利得可能僅能解釋部分以投資 為主的家戶的住宅租買選擇，不同權屬型態所能享受的住宅服務品質有明 顯差異，家戶透過所有權保障的方式享有較高品質住宅服務，才是引導家 戶購買住宅的重要原因之一。

陳建良、張郁鶴(2000)家庭儲蓄行為及住宅租擁選擇其實與家庭世代組 成密不可分，研究目的，是希望透過詳細個體資料的整理分析，觀察台灣 家計單位的儲蓄，在不同的家庭人口結構與住宅租擁選擇的交互影響下，

所呈現的個別趨勢，並嘗試估計各種不同家庭結構下可能的強迫儲蓄水 準。結果顯示，擁屋貸款家庭儲蓄率低於擁屋無貸款及租屋家庭，其實是 因為負擔購屋的貸款支出。而租屋家庭儲蓄率雖高，但只有一代家庭的儲 蓄中有半數是為了購屋而準備的強迫儲蓄，二代及三代家庭遠低於購屋貸 款和一代租屋家庭的強迫儲蓄行為。

表 2-1 住宅議題相關文獻整理表

資料來源：本研究整理

作者(發表年份) 被解釋變數 選取之變數 應用方法

Kain&Quigley (1975) 住宅需求 所得、教育程度 戶量、性別…等

多項回歸模式

Li (I977) 租購住宅比例 所得、家庭人數 戶長年齡、種族

Logit 模型

Gillingham and Hangemann (1983)

租購、住宅需求 所得、價格、住 宅屬性

Heckman 二階段回 歸估計法

Quigley (1985) 住宅需求 屋齡、建材、房 間數、所得…等

巣式 Logit 模型

傅美生(1984) 住宅類型、 教育程度、年齡 人口數、職業…

Logit 模型

林祖嘉(1990) 租購、所得 家戶、住宅屬性 旅居時間

巣式多項 Logit 模 型

蔡宜哲(1996) 租購、住宅類型 所得、家戶人數 住宅屬性

Logit 模型

李信佩(1997) 租購 教育程度、性別 婚姻狀況…等

巣式 Logit 模型

陳彥仲(1997) 權屬、區位、住宅 類型

家戶、住宅屬性 所得

巣式 Logit 模型

薛立敏 、陳誘里 (1997)

租購對消費支出 家戶屬性、區位 所得、租購

複迴歸分析法

謝文盛、林素菁 (2000)

租稅對租買選擇 恆常所得、租金 財產稅

prodit 及 logit 模型

第二節 理論基礎回顧

本節介紹，1970 年代逐漸發展成熟的個體不連續選擇理論(Disaggregate Discrete Choice Analysis)，其理論依據近代經濟學理論非常重要的效用理 論。個體不連續選擇理論起源於心理學，起先用於交通需求模式之分析，

後來成為 1980 年代顗來住宅經濟領域中住宅選擇行為模式的主流。以下則 分別簡述效用理論及選擇行為理論：

一、效用理論 1.傳統效用理論

假設消費者在所得限制下，購買能使其產生最大效用的商品組合。其效 用所指為消費個體由商品所得到的主觀上的滿足，且其滿足程度決定於商 品數量。所以，傳統效用理論視貨品本身的消費量對消費者產生效用，效 用隨商品數量增加而增加。也因為效用是消費者個人主觀上的滿足，因此，

只能比較各種商品對於某一個人有哪些不同效用，而不能比較兩個人之間 的效用。

2.Lancaster 理論(新效用理論)

Lancaster (1966)則一反傳統效用理論，認為傳統的效用理論完全忽略了 商品所具有的固有特質或無法有效解釋商品之品質改變對消費者行為的影 響。所以，Lancaster 提出新的效用理論，即是將商品之特質直接納入效用 函數中，他認為消費者購買商品乃是因為商品所提供的服務，而商品是由 許多特性組成，消費者藉由商品所蘊含不同特性組合以產生效用獲得滿 足。新效用理論的基本要點與傳統效用理論不同之處有三：

(1).貨品本身並不對消費者直接產生效用，而是貨品所含的許多特質，藉由 這些特質產生效用；

(2).通常每一種貨品接包含很多特質，稱為特稱組合，而不同貨品間亦會包 含許多相同特質；

(3).組合起來的貨品所具有的特質與獨立的個別貨品所具特質不同。

如將購屋或租屋活動視為一種消費活動，傳統的消費理論以貨品的消費 量為效用的函數，無法解釋新貨品'引進，以及貨品之品質改變對消費者行 為之影響，就如一種新的住宅引進時，依典型理論在估計一新貨品對原有 平衡狀態的影響之前，必須重新建立比原來維度更大的效用函數，也就是 說在新的貨品引進前，沒有其他的方法可估計其導致效用函數的改變。

Lancaster (1966)提出新的效用理論，解決了上述缺點，並利用特徵價格法來 決定各種產品的價格。Rosen (1974)對於標準組合財貨需求分析的文章開啟 了近代住宅需求分析的大門。在家戶在效用最大化的前提下，將他們的所 得花費在住宅與非住宅財貨之上。住宅是由不同的屬性所組成，例如:住宅 規模、區位與結構以及鄰里居住品質等等(Ellickson, 1981)。住宅即視同組合 財貨，晚近的住宅經濟領域就是基於這樣的一種效用理論作為分析的根木 理論。

二、選擇行為理論

在心理學方面，有一種理性的選擇行為(Rational Choice Behavior)理論，

認為一個決策者，對於一組「互斥」替選方案的選擇，可按照其個人的偏 好排列出優先順序，而選取一個最能滿足其偏好的最適方案。滿足偏好的 程度可以稱為效用水準，則一個方案對一位具有(S)社會經濟特性者的效 用，可用數學函數表示如(2-1)式：

U_j=_{f (Z ,S )}

j

j ...(2-1) 其中，_Uj：方案 j 對決這者的效用水準

_Zj：方案 j 的屬性向量

S ：決策者的特性向量

決策者在各替選方案中係選擇最大效用的方案，換言之，如果決策者 選擇方案j，則第j個方案對他的效用最大，如(2-2)式：

k C j U j

U _j > _k,∀ ≠ , ∈ _i………..…(2-2) 其中，Ci 為選擇者 i 可選擇之替代方案集合。

由於從實際應用資料中，決策者的社會經濟特性(S)及替選方案的屬性 (Z)不可能完全又準確地獲得，因此難以確切的預測決策者的行為，亦即效 用函數U(Z,S)包含有隨機元素在內;應該運用機率的觀念加以處理。

決策者選擇方案J的機率P(j)等於方案J對決策者的效用大於其他方案的 效用之機率，如(2-3)式：

) ,

, (

Pr )

(j obU U j j k C

P = _j > _k ∀ ≠ ∈ _i ………..(2-3) 此外，個體選擇行為理論又有，一種「不相關替選方案的獨立性」

(Independence of Irrelevant Alternatives :IIA)的假設，即兩替選方案的相對優劣 與其他替選方案無關，即(2-4)式

) , , ) (

( ) (

S Z f Z

k P

j P

k j

= ij ………(2-4)

此種心理學上的選擇理論後來被應用於運輸需求分析中。而發展成個體 旅運需求模式，尤其在運具選擇方面應用得很普遍。而隨後亦有經濟學者 將此一選擇理論應用於住宅需求選擇之分析上，其中被廣為應用的Logit模 式即由個體選擇模式推導而來，依效用最大原理，來求所選擇各替選方案 的機率。

第三節 家戶住宅選擇決策分析

本節進一步探究影響家戶住宅租購選擇之因素，不僅瞭解家戶組成對住 宅租購選擇之影響，並從心理層面去探討家戶為何選擇購屋或是租屋，且 將所有可能影響家戶住宅租購選擇之因素加以整理與分析，以便瞭解家戶 住宅租購之選擇行為。下列將從個人的'心理因素與外在環境因素等部分說 明如下：

一、心理因素

國人傳統「有土斯有財」的觀念，使得許多人都想要擁有自己的房屋，

導致台灣地區住宅自有率逐年上升，即使房價居高不下，人們也努力工作，

希望能購買房屋；如此一來，人們為了購屋造成生活品質的降低，然而，

租屋亦能滿足居住之需求，且不須為了購屋，而負擔貸款及各種稅費，可 以維持理想的生活。不過，因租屋給予人們不安定咸，故大多數人亦希望 能購買房屋，一圓擁有家的夢想。

由於「住」為生存約基本需求之一，有人選擇租屋，另有人選擇購屋來 滿足居住之需求；其原因除了所得的限制外，個人的心理因素影響極為深 遠。按'心理學家馬斯洛(Maslow)的理論，個體發展的內在力量是動機，只是 動機是由許多不同性質的需求所組成，而各種需求之間，有先後順序與高 低層次之分，如下圖2-1，每一層次的需求與滿足，將決定個體人格發展的 境界或程度。

圖2-1 需求層次圖

資料來源:Maslow, 1968

生理需求 安全需求 尊重需求 愛與隸屬需求

自我實現

基 本 需 求 衍 生 需 求

1.生理需求

包括維持生存的需求，如飲食、睡眠等屬之;且只有在生理需求滿足後，

才會產生高一層坎的需求。

2.安全需求

包括希望求得保護與免於恐懼從而獲得安全感的需求;當生理與安全兩 種需求滿足後，高一層次的需求始能相繼產生。

3.愛與隸屬需求

包括被別人接納、愛護、欣賞、鼓勵等需求;且滿足包括此一層次在內的 三種需求後，才會產生在高一層吹的需求。

4.尊重需求

包括受人尊重與自我尊重兩方面。而只有在包括此一層次在內的四種需 求獲得滿足，最高層次的需求始產生。

5.自我實現需求

包括自我理想的實現與精神層面臻於真善美境界的需求。因為前面四層 需求的滿足是構成最高層次需求產生的基礎，因此，前面回個層次的需求 合在一起稱為基本需求;而最高層吹的自我實現需求則稱為衍生需求(張春 興，1994)。

雖然住宅為生存的基本需本，但亦可作為投資理財之工具；家戶在低所 得的情況下，無法購置房屋，只能藉著租屋方式來滿足基本需求;當所得提 高，人們便希望能夠擁有自用住宅，其不僅因傳統觀念的影響，另由上述 Maslow的需求層次理論中可看出最高層次一自我實現之需求，許多人將購 屋視為理想生活目標，因此，希望能夠達成此一目的，故大多數人仍希望 擁有自己的房屋，也造成台灣地區的住宅自有率居高不下。不過，也會有 人在購屋能力提昇後亦不願購買房屋而仍選擇租屋，因每個人對購屋或租 屋效用之看法是主觀上的認定，或許有人會認為租屋的效用比購屋的效用 來得高，故寧願達擇租賃房屋。由此可看出個人內在的心理因素影響其選 擇行為極為深遠，因此在探究住宅租購選擇行為之影響因素時，不可忽略 個人的心理因素。

二外在因素

在影響家戶住宅粗購之選擇行為方面，除了內在因素即個人心理因素 外，亦有許多其他外在因素影響家戶之選擇行為，如所得、房價、房租等 因素，茲說明如下。

1.所得

所得為家戶住宅租購選擇之重要影響因素，由於住宅的特性．在一般人 的心目當中，其顯然屬於奢侈品，因而無視於購屋與租屋相對價格的變動。

當所得上升，相對的房價降低，人們的購屋能力則提高，故選擇購買房屋 的機率將增加，反之選擇租屋之機率則提高。

2.住宅價格(房價與房租)

影響家戶住宅之租購選擇除所得之外，房價與房租亦是很重要的影響因 素；當房價上升時，人們多選擇租賃房屋，相反地，房價下跌則易傾向擁 有自有住宅。

3.利率

利率的變化亦影響著家戶的住宅租購選擇行為，困住宅的價格較一般商 品而言屬於高價位，人們通常需向金融機構申請貸款，故貸款利率的高低 會影響家戶是否選擇購買房屋或是租屋。

而上述三項綜合起來也可統稱為購屋能力，當房價上升將使得購屋能力 下降，但是房價的降低、所得的提高、貸款條件(如利率、期限等)的改善等，

將會提升購屋之負擔能力。

4.家庭因素

家庭人口組成對住宅租購選擇亦有很大的影響，例如已婚或已有小孩的 家庭會認為選擇自有住宅較有安定感，而主要家計負責人的職業亦影響住 宅租購之選擇，若職業屬於當需遷徙者，則家戶較不會購置自有住宅，傾 向選擇租屋之方式，以符合其需求。

5.預期因素

對於未來的預期房價也會影響住宅的租購選擇，在預期房價上升時，擁 有住宅不僅提供居住之服務，同時亦可作為投資之工具，故會影響家戶的 選擇行為。

6.其他因素

如政治的安定與否，親友的資助(例如：繼承財富或父母在自備款的贈 與)、社會文化背景、區位因素之考量等因素。

綜合上述，本研究將影響家戶住宅租講選擇之各相關因素以下圖 2-2 來 表示，並瞭解影響因素之間的闢係。

資料來源:薛立敏、陳誘里，1996 圖 2-2 各影響因素關係圖

房

價 購屋負擔能力

家庭所得或親 友資助

家庭因素(人口 組成、職業)

替選方案之評 決定租屋或購

預期因素(房價

上漲或下跌) 心理因素 貸款利率、期限 其他因素

等條件

第四節 討論

早期住宅研究，著重對於住宅需求之推估，採用競租理論推求住宅需求 問題，假設消費者在所得的限制下追求效用極大化，住宅需求即為住宅價格、

組合商品價格與所得的函數，其應變數所衡量的乃昰在各種所得與價格水準 下，消費者對於住宅服務的需求量。影響住宅需求的因素，包括住宅本身屬 性，例如：住宅區位、類型…等等。以及家戶本身屬性，如戶長性別、年齡、

家戶人口數。另外，有些研究則著重設施的可及性，如距市中心距離對於住 宅價格的影響。

相較於早期競租理論所推求住宅需求問題，後來的不連續選擇理論則昰 將家戶(i)選擇住宅方案(j)的選擇機率乘以家戶數，再經過加總即可推算第 j 種住宅方案之期望住宅需求量。但是期望需求量昰推算選擇機率之加總，並 不等於市場上實際交易的住宅數量。從住宅選擇(樣式或區位選擇)的關文獻 得知，影響家戶決策的主要變數有兩類：「家戶屬性變數」如家戶所得、戶長 年齡、性別、職業、婚姻況況及家庭人口數…等，以及「住宅屬性變數」如 住宅面積、房間數…等。

國外的家戶選擇行為研究，有一大部份在於分析種族差異的選擇行為(例 如：黑人與白人)(Kain and Quigley, 1975、Painter, 2001)。而國內文獻採用 Logit 模式來架構家戶住宅選擇行為，例如，傅美生(1984)、蔡宜哲(1996)以住宅類 型界定住宅次市場來做為替選方案，陳淑美、張金鶚(1998)則以地理空間次市 場，研究家戶之區為選擇，林祖嘉(1990)以家戶所得為影響住宅選擇行為的重 要因素，李信佩(1997)當所得變數缺乏時以戶長教育程度代替。

第三章 理論模型與研究資料說明及分析

前述章節已介紹效用理論及選擇行為理論，並回顧國內外住宅相關文 獻。本研究於住宅選擇屬於不連續的選擇行為，因此，不適合採用迴歸估計 法來分析，一般較常運用為多項 Logit 模型來估計住宅之租購選擇。不過，其 缺點在於其具有 IIA(independence form irrelevant alternatives,IIA)特性，當方案間 具有相關性存在時，多項 Logit 模型就會有偏誤。本研究為解決替選方案相關 性之問題，採用巣式 Logit 模型進行分析。

第一節 理論模型與架構

一、多項 Logit 模型的理論架構(Multinomial Logit Model:MNL)

Logit 模型的基本架構是根據選擇行為理論推導而得，其隨機變異項假設 為 Gumbel 分配。認為在理性的經濟選擇行為下，選擇者 i 在面對眾多替選方 案 j，必然選擇效用最大的替選方案。所以，此模型即依效用最大化原理，求 出各替選方案之機率。替選方案的效用為了方便起見，一般都假定效用函數 為線性，以數學式表示如(3-1)式，若對不可能衡量效用做不同假設，則可導 出不同的個體選擇模式，例如多項 Logit、多項 Probit 等不同模式。：

ij ij ij =V +ε

U ………..(3-1)

Uij：替選方案效用

V

ε

在不連續選擇理論中一般常用的機率分配假設為常態分配及 Gumbel 分 配。若假設不可能衡量效用為常態分配，則可以推導出 Probit 模型; 若假設呈 相同且獨立且第一型的極端值分配(Type I Extremr Value Distribution ,IID)，即 Gumbel 分配，則可以推導出 Logit 模型。

Logit模式理論有下列三項基本假設，(1).隨機效用理論、(2).效用最大為 原則及(3).效用函數之不可能衡量效用為具獨立一致的Gumbel分配。選擇者i 選擇替選方j案的機率取決於該替選方案所帶給選擇者的效用水準大小。當某 一替選方案的效用越大時，該替選方案被選擇選中的機率就越大。假設有m 個替選方案以j=1、2…、m表示則選擇者i基於效用最大化原則選擇j方案，其 選擇之公式推導表示如下(3-1)式至(3-5)式：

(1).由效率最大化原則

) ,

(

Pr _{ij im i}

ij obU U m j A

P = ≥ ≠ ∈ ...(3-2) (2).將(3-1)式帶入(3-2)式則可得：

) ,

(

Pr _{ij ij im im i}

ij obV V m j A

P = +ε ≥ +ε ≠ ∈ …………..………..……….(3-3) )

, (

Pr _{im ij im ij i}

ij ob V V m j A

P = ε ≤ − +ε ≠ ∈ ………...…….………(3-4) (3).微分(3-4)式，則

∑

=

∈

−

Ai j

Vim uj vj ij

e P e

) λ(

………(3-5)

(3-5)式即為多項 Logit 模式，若只有兩種替選方案供選擇時，則稱為二 項 Logit 模式。

Pij：選擇者 i 選擇替選方案 j 之機率。

A ：選擇者 i 選擇所有替選方案支集合。 i

選擇者

替選方案

圖 3-1 多項 Logit 模型選擇結構圖

．．．

選擇者 i

j=1 j=2 j=3 j=m

二、巣式 Logit 模型的理論架構(Nested Multinomial Logit Model: NMNL) 巣式 Logit 模式(NMNL)昰最常被用來克服不相關替選方案獨立特性的模 式，其優點在於能找出個替選方案間之相關性。巣式 LogitL 模式將相似的方 案置於同一巢，考慮巢內方案間的相關性，以解決多項 Logit 模式之 IIA 特性 所帶來之問題。如圖 3-2 所示：

選擇者

替選方案

圖 3-2 巢式 Logit 模型選擇結構圖

圖 3-2 即 NMNL 模式之架構，表示方案 E、F、G 之間彼此相關，但替選 方案 A、B、C、D 之間彼此獨立。NMNL 模式一般採用兩步驟估計法估計參 數值。首先採用 MNL 模式估計替選方案 E、F、G 之間的相對選擇機率。第 二步驟則利用包容值(Inclusive Value)的觀念與替選方案 E、F、G 共有之屬性，

可得出綜合效用 VD。包容值的定義 ID如(3-6)式表示：

] ) exp(

ln[

1

= ∑

= M

n n

D V

I ...(3-6)

本文以兩層巢式模式為例說明，擴大到兩層以上的情況亦雷同。假設一 兩層巢式 Logit 模式有 M 個巢，巢 m 有 Nm個方案，方案 i 在巢 m 被選到的 機率可表示為(3-7)式：

m m i

i P P

P = _/ × ...(3-7)

∑

=

m j

m i

V V m

i

e

P e _µ

µ

/ /

/ ...(3-8) 選擇者 i

j=1 j=2 j=3 ．．． j=m-1 j=m

A B C D

E F G

∑

= _Γ

Γ

K

m K K

m m

e P e _µ

µ

...(3-9)

= ∑

Γ = _m

m j

N j

V

m e

µ /

ln ...(3-10)

m

Pi_/ ：為巢 m 之方案 i 被選到的機率，如(3-8)式表示。

Pm ：為巢 m 的選擇機率，如(3-9)式表示。

µm ：為巢 m 的包容值參數。

Γ ：為巢 m 的包容值變數，如(3-10)式表示。 m

ςm ：(1−σ_m)為衡量巢 m 內方案間的相似性指標。

McFadden(1978)指出當包容值參數(µ_m)需介於 0 與 1 之間，則巢式 Logit 模式才滿足效用最大原則。當µ_m等於 1 時，巢式 Logit 模式即成為多項 Logit 模式。µ_m值越接近 0 時，則方案間的相關性越高。因此，欲滿足效用最大之 假設，個包容值之參數值虛為於 0 與 1 之間，若條件不能滿足，則將獲致不 合理的結果。

三、Logit 模式的特性

(一)不相干替選方案獨立性(IIA 特性) ，由(3-5)式可導出(3-11)

ik ij

V V

ik ij

e e P

P = ...(3-11)

此式係說明選擇二替選方案之相對比值，僅與此二方案效用差有關，與 其他替選方案是否存在無關。此IIA特性的優缺點如下：

1.優點一:可節省資料蒐集及參數校估所需時間及成本；

2.優點二:新替選方案加入時之估計較為方便；

3.缺點:各替選方案間完全獨立之假設，使定義"何謂相異的替選方案"成為難 題。

一般利用市場區隔的方法可略改善部份替選方案間非彼此獨立之問 題，但最佳解決方法，即利用巢式Logit模式。

(二)若假設效用函數為線形，則個人之社會經濟變數對選擇機率不影響。因 為同一個人選擇不同方案時，對其選方案而言，社會經濟特性一定相 同。事實上，不同社會經濟特性可能會影響個人的選擇，為解決此問題，

可將社會經濟特性指定為替選方案特定變數，或與一般變數結合，以分 析社會經濟變數對選擇機率的影響。

(三)效用函數中放入替選方案特定虛擬變數，藉以吸收效用函數指定時所造 成的誤差，虛擬變數將以「與參考替選方案之虛擬變數差值」的形式存 在。因此，虛擬變數的個數最多僅能指定到可替選方案數減一，其參考 替選方案之虛擬變數將為零。當可避方案有N個時，則指定虛擬變數最 多只能有N一I個，否則將產生共線，此稱為飽和模式。

四、Logit 模式參數之測定─「最大概似法」

測定參數之方法甚多，如線性最小平方法、非線性最小平方法及最大概 似法等。目前最廣為使用者為最大概似法，此種方法乃對所有可供選擇的集 合中之每一元素加以組合，將每種組合視為一種替選方案，在參數的估計上，

對於未知參數(α,β,σ )利用最大概似法求出使對數概似函數值為極大之參數 值，其概似函數為(3-12)式：

) , , , , ( )

, , (

1

Y X P

L

i ij

c j

y ij N

i

σ β α σ

β

α = ∏ ∏

∈

= ………(3-12) 其中N：為樣本數(例如:家戶i之個數) 。

C ：選擇者i可選擇之替選方案集合。 i

Pij：選擇者i選擇替選方案j之機率。

X與Y表示所有替選方案對樣本j之屬性向量。

yij=1，表示選擇者i選擇了替選方案j。

=0，則為其他情形。

一般，將(3-12)式轉換成對數概似函數，如下式(3-13)：

) , , , , ( ln )

, , ( ln

1

Y X P

y

L _ij

j ij N i

σ β α σ

β

α = ∏ ∏ ×

= ………..(3-13)

由於巢式結構下其概似函數有可能不昰凹向的，估計上將產生困難。故 一般採二步驟估計法或部份資訊最大概似法。二步驟估計法事先估計下巢層 參數，再估計上巢層參數，因此(3-13)可寫成邊際對數概似函數及條件對數概 似函數，如下(3-14)式至(3-16)式表示：

條件

邊際 L

L

L ln ln

ln = + ………..(3-14)

) , ( ln )

(

lnL y _/ p_i/k X

k

l l k

條件 α =∑i ∑ × α

∈ ………...(3-15) )

, , , , ( ln )

, (

lnL y p_l X Y

kl l

l i

邊際 β σ =∑ ∑ × α β σ

∈ ……….(3-16)

上列各式中l為次市場下個替選方案，k為各市場，向量X表示次市場下 個替選方案之屬性向量，向量Y表示各次市場的方案之屬性向量，(α,β,σ ) 則為待估計之參數向量。同樣的，當y_l/k=1時，則表個體於替選方案k中選 擇了l，否則y_l/k=0；當y =1時，則表個體選擇了l，否則_l y =0。利用二步驟_l 估計法估計參數時，由於每一步驟僅需求出部份參數值，且參數為線性，故 步驟估計法較為簡便，也較容易求得參數之最佳解，而所估計之參數值具一 致性，即隨著樣本數增加，參數的估計值將為精確。因此，一般研究多採用 此方法來估計所須之參數值。

五、Logit 模式之統計特性

在模型參數校估完成後，必須透過一些統計上的檢定方法來判斷模型的 好壞。多項及巢式Logit模式的統計特性，主要有概似比指標、概似比統計量、

漸進t檢定及預測成功率，其說明如下：

(一)概似比指標

一般個體模式無法計算觀察值與預測值之殘差，因此無法用諸如最小平 方法中的判定係數R來衡量模式與數據的配合度。所以用概似比指標ρ ² 來衡 量，在Logit模式中觀測之選擇機率僅有選擇(y_ij =1)或未選擇(y_ij =0)兩種情

形，並不能知道選擇者i真正選擇替選方案j的機率為多少，故一般以來ρ²來 撿定模型之優劣，定義ρ²為下式(3-17)：

) 0 ( ) (

) 0 ( ) (

2

InL p InL

InL InL

−

= β −

ρ ...(3-17)

) (β

InL ：表所測定模式參數估計值為β之對數概似函數值。

) 0 (

InL ：表示所有參數值皆為零之對數概似函數值，此模式一般稱為等佔有 率模式。

) (P

InL ：理想模式之對數概似函數值，所謂理想模式就是所預測的選擇機率 與所觀察的選擇機率完全相同的模式。在個體選擇的情況下，可得

) (P

InL =0，因此上式的概似比指標可簡化為下式(3-18)：

) 0 (

) 1 (

2

InL InL β

ρ = − ...(3-18)

上式的ρ²值介於0與1之間，越接近1表示模式與資料的配合性越高。

若所測定的模式為飽和模式，則可與市場佔有率模式(即僅含替選方案特 定虛擬變數而不含任何解釋變數的飽和模式)做比較，其概式指標 m

ρ2 可表示 為(3-19)式：

) (

) 1 (

2

MS InL

InL

m β

ρ = − ...(3-19)

InL(MS)表市場佔有率模式之對數概似比函數值 m

ρ2 在0.2到0.4之間，即 表示所測定的模式與數據有相當高的配合度。

(二)概似比統計量

該統計量最常被用來做檢定的即為等佔有率模式與市場佔有率模式，亦 即用以檢定模式是否接受所有參數均為零之虛無假設。此方式昰以概似比檢 定為基礎，檢定所有參數是否顯著。其定義如下(3-21)式：

L k

L λ α

ˆ ) 0

= ( ...(3-20)

其中，L(0) ：等佔有率之概似函數。

L(αˆ_k)：所測定模式之概似函數。

k：變數個數。

λ 經過運算，得到統計量：

ˆ )]

( ) 0 ( [ 2

2Inλ =− InL −InLα_k

− ...(3-21)

當樣本數很大時，統計量(-2Inλ)之數值將會趨近於自由度為所有估計模 式中所有參數之總數k之卡方分配，此值稱為概似比統計量。對應卡方分配 表，若概似比統計量大於卡方統計量，則拒絕虛無假設，否則則接受參數不 顯著之假設。

(三)漸進t檢定

概似比檢定乃針對整個模式之所有參數是否全部等於零作檢定，而漸近 t檢定則是對每一參數是否等於零作個別之檢定。對概似函數的二次導數乘上

(-1)之反函數。即為各參數之變異數一共變異數矩陣，其對角線數值開根號即 為各參數估計值之標準差(Se )。各參數(_k αˆ_k)之顯著性即由下式(3-22)之t統計 量加以檢定：

k k

t Se

k

ˆ 0

ˆ

= α −

α ...(3-22)

(四)預測成功率

評估所測定的模式是否能反映選擇行為的方法，即昰看此模式能準確的 預測多少選擇行為。以下分別定義並加以說明：

〔定義〕N_jm：實際觀測替選方案j，但模式預測為替選方案m之選擇者總數。

Nj：選擇替選方案j之選擇者之實際觀測總數。

N)j

：模式所預測選擇替選方案j之選擇者總數。

N：選擇者i之總數。

Njj：模式預測選擇替選方案j，而實際選擇替選方案j之選擇者總數。

1.單位加權

將各替選方案中被選擇機率最大者的機率定為1，選擇其他方案的機率定為 0，然後再將加權過的機率相加而得。

2.機率和

將各個選擇者所選擇個替選方案的機率直接相佳而得。

3.實際觀測之市場佔有率

N N_j

=

選擇者i選擇替選方案j的屬性(Xⁱ_jk)平均值為(3-23)式表示：

i jk C

j i

j N

i

X N ∑ ∑_i y ×

∈

=1

1 ...(3-23)

i

Xjk為方案j之特定虛擬變數，即選擇方案j為1，其餘則為0。當模式設定為 飽和模式時，Xⁱ_jk之屬性平均值可以稱為「方案j之市場佔有率」；若有j 個方案，最多則可指定(j-1)個方案特定虛擬變數。

4.模式預測市場佔有率

N N)_j

=

選擇者i選擇替選方案j的屬性(Xⁱ_jk)期望值為(3-24)式：

i jk C

j i j N

i

X N P

i

∑ ×

∑=1 ∈

1 ...(3-24)

5.預測成功率

預測成功率

j jj

N N)

= ，對所有替選方案預測成功率

j jj

j N

N)

=∑ ，又稱預測百分

比，其值介於0至100之間，預測百分比值越高，表示模式越具代表性。

六、Logit 模式之變數

效用函數之輸入變數，可分為下列三種型式:

(一).替選方案特定虛擬變數:

此種變數為替選方案特定變數之特例，其值只有0與1兩種。當該變數存 在於某一替選方案時，其值為1，而對其它替選方案而言，其值為0，若有N 個替選方案，則該變數最多可指定N一1個變數，否則將造成共線。

(二).替選方案特定變數

當某個變數對所有不同替選方案具有不同的重要程度，則該變數對所有 替選方案之效用函數中產生不同的效果，此時，該變數雖存在於所有替選方 案之效用函數中，但其參數值應不同。

即該變數X 僅存在於替選方案i之效用中，而其他替選方案中皆為零，即該_it 變數X =0，_it j≠i∈At此種變數即為替選方案特定變數。

(三).共生變數

當某個變數對所有不同替選方案其有相同的重要程度，(該變數對所有替 選方案效用函數中產生相同的效果)，此時所有替選方案之效用函數中均具有 該變數且其參數值均應相同。此種變數為共生變數。

第二節 實證資料說明與基本敘述統計分析

第二部份主要說明實證資料的來源，包含資料來源、調查對象與資料的 抽樣過程等，並對該資料做進一步的整理與分析。一來可以藉此了解目前新 竹市的住宅市場現況；再者，配合先前的文獻回顧與考量問卷資料上可用的 問項限制，篩選建構不連續選擇模型中效用函數所能使用的變數。

一、資料來源

本研究以新竹市民為研究對象，建購住宅租買選擇模式。資料的調查整 理主要以問卷方式獲取，輔以政府統計資料。調查範圍包含新竹市三個行政 區，包括：東區、北區及香山區，調查對象為設籍新竹市之家戶，問卷內容 包含住宅屬性資料以及家戶的社經背景資料，調查家戶基本資料的租購屋決 策行為，以下則針對資料來源做說明：

(一)問卷設計

本問卷參照內政部家庭收支調查問卷設計，調查新竹市家戶組成資料與 住宅屬性資料，並對住宅租買選擇設計顯示性偏好問卷，由受訪者就以往經 驗與認知而作答，可獲知受訪者的實際行為。

1.問卷內容

問卷包含家戶資料及住宅相關資料。此問卷分為四個部分，第一部份為 家戶組成基本資料，調查家庭人口數、成員組成、職業、教育程度及家戶總 收入與支出；第二部份則為住宅概況的調查，內容包含住宅所屬、用途、建 築樣式、住宅面積、格局、房價及貸款等問項；第三部份則針對受訪者進行 租賃或購買住宅時的影響因素進行認知程度調查；最後第四部份則為受訪者 的基本資料。問卷調查表參見附錄一。

2.問卷抽樣方式

一般可考慮三種抽樣方式：(1).簡單隨機抽樣(2).屬性基礎分層抽樣(3).

選擇基礎分層抽樣。本研究基於抽樣成本與回收效率因素考量，選擇基礎分 層抽樣，分別至新竹市各個不同行政區進行調查。然因基礎分層抽樣為一種

偏誤抽樣方法，將其應用於模型中，所校估的參數將不具一致性，因此需與 母體市場分布相互配合，如此方可解決基礎分層抽樣對參數校估所產生的偏 誤予以校正。

(二)調查計畫 1.調查時間與地點

本研究計畫時間為民國 92 年 8 月至民國 93 年 7 月，問卷調查日期為民 國 93 年 4 月，為期 1 個月。調查範圍為新竹市境內，以設籍新竹市之市民為 抽樣母體，參照 91 年度新竹市家戶收支調查報告，本研究預期進行 300 份問 卷，依行政區域總人口數分配，預計進行新竹東區 150 份北區 104 份香山區 46 份，如下表(3-1)所示。

表 3-1 民國 92 年新竹市人口狀況表

戶 數 人 數 戶 量 百 分 比 預 期 份 數 新 竹 市 120,984 382,897 3.16 100% 300 東 區 59,192 183,381 3.10 49.89% 150 北 區 42,436 131,919 3.11 34.45% 104 香 山 區 19,356 67,597 3.49 17.66% 46

資料來源:新竹市民政局 、本研究整理

2.調查方式

本研究採用直接問卷方式，此方式的優點在於時間及人力的節省。惟問 卷結果將受限於訪問者的訪問技巧及受訪者之知識水準與合作態度。

3.問卷結果

本研究回收問卷 330 份排除因就學及工作因素短暫居住之家戶，實際取 得有效問卷 255 份，東區 123 份、北區 84 份及香山區 48 份。問卷有效率為 77.27％。

二、資料的統計分析

本研究以問卷方式獲取新竹市家戶組成及住宅相關資料，下面將針對此 資料來源進行住宅屬性及家戶屬性的基本統計分析。

(一)住宅選擇考慮因素

問卷設計主要詢問受訪者，即家計負責人，於選擇租賃或選擇購買住宅 時，影響其決策的因素之影響程度，利用顯示性偏好問卷設計方式，獲得家 計負責人主觀之判斷。依先前相關文獻的回顧，本問卷舉例列出十項影響決 策的因素，分別有家戶因素及住宅因素，其分別敘述如下，以表(3-2)表示：

1.家戶屬性因素

在租購選擇考慮因素的家戶因素中，本問卷擬定婚姻狀況、家戶人口 數、家戶收入所得、配偶意見及立場…等，共六項。其中以所得因素及家 庭人口數兩項，為家計負責人於租購選擇行為過程中，被認為是最有影響 的因素，其比例分別為 91.0％及 72.1％。而父母及子女的意見及立場僅佔 36.9％與 25％。

2.住宅屬性因素

問卷中設計包含住宅樣式、住宅價格或租金、有無貸款補助及有無親友 資助四項因素。其中以價格因素佔 87.8％，顯示所有家計負責人均將住宅 價格視為其租購選擇的一重要因素。此外；樣式即有無貸款，分別為 77.6

％及 73.7％，僅有無親友資助一項只有 30.2％認為有影響。

表 3-2 家戶於住宅選擇之決策影響因素 單位：%

資料來源:本研究整理

婚姻狀況 家戶人數 配偶意見 父母意見 子女意見 有影響 66.6 72.1 70.9 36.9 25.1 無影響 7.9 11.4 9.9 33.3 45.1 無意見 25.5 16.5 19.2 29.8 29.8

親友資助 貸款補助 價格因素 所得因素 住宅樣式 有影響 30.2 73.7 87.8 91.0 77.6 無影響 14.1 12.2 7.8 5.1 19.6 無意見 65.7 14.1 4.4 3.9 2.8

(二)家戶組成基本資料 1.家戶成員組成

經問卷整理後，有效問卷 255 份。其中核心家庭 186 戶，佔總家戶數 72.94％；非核心家庭 69 戶，佔總家戶數 27.06％。其中，依家庭成員組成 條件區分核心家戶（小家庭）及非核心家（大家庭）。其定義參酌 Hayashi(1995) 對於家戶世代組成之定義，將一代家戶（例如：年輕夫妻家庭、家戶主夫 妻及無收入子女或父母之家庭）歸類為核心家戶；二代及三代家戶（例如：

家戶主夫妻及有收入之成年子女或父母之家庭），歸類為非核心家戶，分 析結果如下表(3-3)。

表 3-3 家戶組成與住宅租買選擇分析表

資料來源:本研究整理

2.家戶人數

91 年家庭收支調查資料顯示，新竹市平均戶內人口數為 3.69 人。本問 卷經整理，家戶人數最少為 1 人（12 戶）；最多為 8 人（2 戶），平均家戶人 口數為 3.91 人。其中，少於 3 人之家戶為 89 戶，佔總有效問卷 34.91％，4 至 6 人之家戶為 156 戶，佔總有效問卷 61.17％，7 人以上之家戶僅 2 戶，

佔總有效問卷 3.92％，如表(3-4)所示。

表 3-4 家戶人口數與權屬交叉分析表

住宅權屬 總合

權 屬

家 戶 自購 租賃 承繼 數量 百分比

核心家戶 140 37 9 186 72.94 非核心家戶 48 6 15 69 27.06

總合 188 43 24 255

百分比 73.7 16.9 9.4 100

住宅權屬 總合

權 屬

人 數 自購 租賃 繼承 數量 百分比

3 人以下 54 33 2 89 34.91

4-6 人 127 10 19 156 61.17

7 人以上 7 0 3 10 3.92

3.家計負責人基本資料

資料顯示，新竹市之家計負責人以 30 歲至 59 歲間居多，其中，30 至 39 歲佔 27.84％；40 至 49 歲佔 25.88％；50 至 59 歲佔 29.41％。資料也顯示，

越年輕之家計負責人，所受之教育程度越高，如表(3-5)所示。

表 3-5 家計主年齡與教育程度交叉分析表

資料來源:本研究整理

新竹市之主要家計負責人，仍以男性為主，佔 87.84％，女性僅佔 12.16

％，如表(3-6)顯示。住宅權屬部份表(3-3）表示，家計主自購住宅為 73.7％，

選擇租賃者為 16.9％，承繼上一代留下之住宅者佔 9.4％。租賃住宅之家戶 僅佔 16.9％，自有住宅者站 83.1％。承繼者多以男性為主佔總數 87.5％，女 性家計主於住宅租購選擇之比例為 5：2；男性則將近 5：1。上述資料顯示，

目前社會仍以自購住宅為目標，而女性選擇租賃住宅比例較高的原因，可 能與婚姻狀況及女性所得普遍較低有關。

表 3-6 家計主性別與住宅權屬交叉分析表

資料來源:本研究整理

家計負責人教育程度 教 育

年 齡 中學以下 中等教育 高等教育

總和 百分比

29 歲以下 1 12 14 27 10.59 30-39 歲 0 21 50 71 27.84 40-49 歲 1 28 37 66 25.88 50-59 歲 7 51 17 75 29.41

60 歲以上 11 4 1 16 6.28

合計 20 116 119 255

百分比 7.84 45.49 46.67 100

住宅權屬 總合

租購

性 別 自購 租賃 承繼 數量

男 性 168 35 21 224 百分比 65.88 13.72 8.24 87.84

女 性 20 8 3 31

百分比 7.84 3.14 1.18 12.16

家計主要負責人之職業類別，其中已製造業為多數，佔總家戶數 51.4

％，其次軍公教及服務業，分別為 16.9％及 15.6％，如表(3-7)表示，。此外，

表(3-8)也顯示婚姻狀況與住宅租購選擇間的關係，表示已婚之家計主傾向於 買屋的比例遠大於未婚之家計主。

表 3-7 家計主職業與住宅權屬交叉分析表

資料來源:本研究整理

表 3-8 家計主婚姻狀況與住宅權屬交叉分析表

資料來源:本研究整理

4.家庭所得收入

經問卷資料整理，雙薪家庭最多佔 60.8％，單薪家庭則佔 20.0％，其 餘則佔 20％（三薪 11.4；四薪 5.9…等.）。顯示，目前家庭收入人口以兩人 之雙薪家庭為主。表 3-9 表示資料整理後之家戶收入組距，以高所得家戶（十 萬以上）、中所得家戶（五至十萬）及低所得（五萬以下），將所有家戶區 分為三個收入組距，結果顯示，收入與住宅權屬有顯著的相關性其結果分 配顯示如下表(3-9)：

住宅權屬 總合

權 屬

職 業 自購 租賃 繼承 數量 百分比

農林漁牧 8 4 0 12 4.7

製造業 96 40 15 131 51.4 批發零售 23 02 0 25 9.8

服務業 24 9 7 40 15.6

軍公教 34 7 2 43 16.9

其他 3 1 0 4 1.6

住宅權屬 總合

權 屬

婚 姻 自購 租賃 繼承 數量 百分比 已婚 179 34 19 232 90.98

未婚 9 9 5 23 9.02

表 3-9 家庭收入與住宅權屬交叉分析表

資料來源:本研究整理

所得收入對於家戶進行住宅租買選擇行為，有重要的影響。當家戶所 得顯示為低收入時，選擇租賃住宅的比例為 48％；當家戶所得為中等收入 家戶，其比例降為 9.71％；當家戶為高所得收入，選擇租賃的比例則更低，

為 5.79％。

(三).住宅屬性基本資料 1.建築式樣

分析有效問卷 255 份，將繼承上一代留下住宅之家戶，歸為自有住宅。

得知住宅自有率約為 83.14％。其中，以購買透天住宅為主要，佔總自有住 宅比例 57.75％，公寓次之佔 23.58％，電梯大廈則佔 16.03％。租賃住宅以 公寓為多，佔所有選擇租賃住宅之家戶總數的 62.79％，如表(3-10)所示。

表 3-10 住宅式樣及所在區位交叉分析表

資料來源:本研究整理

住宅權屬 總合

租購

收 入 自購 租賃 承繼 數量 百分比

五萬以下 13 12 0 25 9.80

五至十萬 110 27 18 155 60.79

十萬以上 65 4 6 75 29.41

合計 188 43 24 255 100

建築式樣 總合

式 樣

權屬 區位 透天 別墅 公寓 電梯大廈 數量 百分比 自有 121 7 50 34 212 83.14 租賃 10 1 27 5 43 16.86 合計 131 8 77 39 255 100

北區 43 3 26 12 84 32.94 東區 60 1 43 19 123 48.24 香山區 28 4 8 8 48 18.82

2.住宅面積

經問卷資料整理，29 坪以下之小坪數住宅，以公寓及電梯大廈為主，

合計佔總有效戶數 18.05％。30 至 59 坪間的住宅最多，佔 42.74％，主要還 是以公寓及電梯大廈為主。透天僅佔 14.51％，且多數面積大於 50 坪。60 坪以上之住宅，則均為透天及別墅，如表(3-11)所示。

表 3-11 住宅式樣及住宅面積交叉分析表

資料來源:本研究整理

3.自購住宅總價

選擇購買住宅之家戶，其住宅樣式及房價之關係，如表(3-12)表示。資 料顯示，選擇自購住宅之家戶數為 188 戶，繼承上一代住宅為 24 戶。本研 究以自購住宅之家戶進行房價分析。發現，新竹市房價主要集中於 400 萬 至 700 萬間，佔 50.53％。

表 3-12 住宅式樣及房價交叉分析表

建築式樣 總合

式 樣

坪 數 透天 別墅 公寓 電梯大廈 數量 百分比 29 以下 0 0 37 9 46 18.05

30-59 37 2 40 30 109 42.74 60 以上 94 6 0 0 100 39.21

數量 131 8 77 39 255 百分比 51.4 3.1 30.2 15.3 100

建築式樣 總合

式 樣

房 價 透天 別墅 公寓 電梯大廈 數量 百分比 400 以下 18 0 32 11 61 32.45

400-700 55 0 18 22 95 50.53 700 以上 24 7 0 1 32 17.02

數量 97 7 50 34 188 100

4.租賃住宅租金

選擇租賃住宅之家戶，其住宅樣式及租金之關係，由表(3-13)表示。資 料顯示，選擇租賃住宅之家戶數為 43 戶。本研究以選擇租賃住宅之家戶進 行房租分析。發現，選擇租賃住宅的 43 戶中，坪數在 29 坪以下者為 18 戶；

30 坪至 59 坪者為 18 戶；大於 60 坪者為 7 戶。新竹市房租主要集中於 1 萬 以下，佔 67.44％，其住宅坪數多為 29 坪以下，佔 48.28％。

表 3-13 租賃住宅式樣及房租交叉分析表

資料來源:本研究整理

5.貸款及親友資助

自購住宅之家戶數 188 戶中有貸款之家戶 135 戶，佔 71.81％。其中，

有貸款沒有接受親友資助之家戶數有 114 戶，佔 60.64％。接受資助之家戶 35 戶，佔總自購住宅家戶數 18.61％，如表(3-14)表示。

表 3-14 自購住宅家戶其貸款及接受資助交叉分析表

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資料來源:本研究整理

建築式樣 總合

式 樣

房 租 透天 別墅 公寓 電梯大廈 數量 百分比 1 萬以下 8 0 20 1 29 67.44 1 萬-1.5 萬 2 0 6 2 10 23.26 1.5 萬以上 0 1 1 2 4 9.30

數量 10 1 27 5 43 100 29 坪以下 0 0 17 1 18 41.86

30-59 坪 4 0 10 4 18 41.86 60 坪以上 6 1 0 0 7 16.28

有貸款 無貸款

貸 款

房 價 有資助 無資助 百分比 有資助 無資助 百分比 400 以下 3 40 22.87 6 10 8.51

400-700 12 54 35.11 6 25 16.49 700 以上 6 20 13.83 2 4 3.29

數量 21 114 14 39

百分比 11.17 60.64

71.81

7.45 20.74 28.29