这个是原自论文，下面节录论文第四段实证分析 也有表格整理在最下面，看数据就知道影响最大的是哪些了 出乎意料的房价影响并不大 反而是迁移率最大 然後是老人比例，接着是有偶率 下面是全篇论文的连结 http://203.68.128.52/rebe/study_4_document/vol.8-2/1-20.pdf 各变数之系数符号均符合原先的预期，除房价所得比仅达到10%的显着水准外， 其余变数之系数都达到1%以上的显着水准，其中房价所得比（Rt）对於住宅自 有率的影响为负（-0.0062）注20，显示房价所得比愈高，拥屋负担增加，民众 自有意愿低落，将转而考虑租赁市场以替代，故住宅自有率将随之下降。此外， 迁徙率（It）对住宅自有率的影响亦为负（-1.3762），显示迁徙率愈高，在考 量高迁移成本下，家户将较倾向租屋，故与住宅自有率呈反向关系。至於有偶率 （Mt）、老年人口比率（Ot）等变数对住宅自有率则有正向影响，显示有偶率、 老年人口比率愈高，需要安定的居住环境，对於购屋的意愿愈高，与住宅自有率 呈正向关系。 此外，由各县市1991-2001年的实证结果来看，R2为0.4733，模型的解释能力较 1980-1990年略低，显示国内住宅市场在1991-2001年期间可能有明显的变化。除 房价所得比未达90%的信心水准外，其余各变数之系数符号则均符合原先的预期 且非常显着。此外，从各县市1980-2001年的实证结果可发现，R2为0.4541，整 体模型的解释能力尚可，且各变数的预期符号之大致与1980-1990年、1991-2001 年的结果相同，上述结果显示本文中的假说，大致均能获得印证。从表六住宅自 有率影响因素的标准化系数值来看，我们可以发现在1980-1990年、1980-2001年 此二时期，迁徙率与老年人口比率一直是影响住宅自有率最重要的两个因素，且 有偶率的解释能力皆远大於房价所得比。至於1991-2001年时，住宅自有率受迁徙 率的影响最大，有偶率与老年人口比率之影响能力相当，且较房价所得比之影响 力高出许多。 实证假说成立後，本文再以现况与假说加以验证，从表三可清楚发现平均住宅自有 率在90%以上之县市包括云林县（91.90%）、嘉义县（90.87%）、彰化县（90.43） 、苗栗县（90.03）等四县市。若以客观购屋能力变数观之，这些县市的房价所得比 并未较低，其中云林县的房价所得比更居22县市中第三位。反观社会属性变数方面 ，此四县市的平均迁徙率皆位於8%以下，较一般县市的10%为低，属於迁徙率最低的 四个县市。在老年人口比率方面，除彰化县的6.91%外，其余三县市皆在8%左右，较 一般县市之7%略高，均属於老年人口比率较高的县市；有偶率方面，四县市平均约 59%较一般县市约高7%，属於有偶率较高的县市。此外，平均住宅自有率未达80%的县 市，包括台北市（71.01%）、台南市（71.50%）、高雄市（72.14%）、台中市 （72.50%）、新竹市（75.89%）、嘉义市（76.00%）、台北县（78.36%）等八个县市 ，若以客观购屋能力变数观之，除新竹市、基隆市房价所得比较低外，其余六个县市 的房价所得比均明显较高，大致可符合假说一。再就社会属性变数方面来看，这些县 市的迁徙率高居前八名，属於迁徙率较高的县市；老年人口比率方面，除新竹市 （7.17%）略高於一般县市之平均外，其余县市皆属老年人口比率较低的县市；有偶率 方面，八县市有偶率平均约57%较一般县市约低5%，均属有偶率较低的县市。由此观之 ，本文相关社会属性变数之假说与实证结果对於不同县市住宅自有率有相当良好的解 释能力，亦即各县市迁徙率、老年人口比率、有偶率可完整解释各县市住宅自有率具 有显着差异的现象。 表六　住宅自有率影响因素之标准化系数值 1980－1990年 1991－2001年 1980－2001年 房价所得比(Rt) -0.09426 -0.04735 -0.06195 迁徙率(It) -0.52782 -0.41434 -0.44518 有偶率(Mt) 0.26259 0.25406 0.21825 老年人口比率(Ot) 0.30378 0.25032 0.33101 -- 彰_鹿_福_埔_溪_二_竹_西_虎_土_元_北_新_太_朴_布_义_ 化 港 兴 盐 湖 林 塘 螺 尾 库 长 港 港 保 子 袋 竹 签名档请自行取用 ◎ ---★----高铁-----★ 盐_学_麻_佳_西_安_安_大 请支持中南二铁 中南部人要为自己发声 水 甲 豆 里 港 定 顺 桥 中南海线铁路 http://0rz.tw/2b3Lo ◎ 横跨四县全长125KM 经费900亿(捷运松山线8.5KM共499亿) --

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