论文部分内容阅读
摘要：对2014年1月～2016年3月中国新房价格指数与二手房价格指数月度数据的协整分析结果显示，中国房地产市场的新房价格与二手房价格存在长期均衡关系；格兰杰因果检验结果表明，在1%的显著性水平下新房价格是二手房价格的长期格兰杰因，而二手房价格是新房价格的长期格兰杰因只在10%的水平下显著；PVECM模型、脉冲响应分析和方差分解的结果进一步证实，新房价格在这一因果关系中发挥主导作用，新房价格对二手房价格波动的冲击更大。
关键词：住房价格；互动关系；协整分析；PVECM模型
中图分类号：F293.3 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）016-000-04
一、引言
在我国，住宅的一级开发销售市场、二级存量房交易市场以及三级租赁市场共同构成了完整的住宅市场。随着新房价格的快速上涨，二手房的优势也逐渐显现出来，住房交易市场也因此由起初的新房为主逐步走向新房、二手房共同发展的格局。
关于新房价格与二手房价格关系的研究已有不少，但基本上没有形成统一的认识。究其原因，是因为住房市场与时代背景、住房政策以及经济大环境密切相关。在房地产市场方面，2014年可以看作是房地产市场的一个拐点，中国的房地产市场量价齐跌，进入了一个“白银时代”。而在大量的政策宽松与刺激之下，2015年以及2016年初房地产市场形成了一线城市房价暴涨与三四线城市库存严重的新局面。在住房交易结构方面，住建部政策研究中心主任秦虹认为，目前房地产正在进入存量房时代。据证券日报统计数据显示，一线城市和部分二线城市也开始全面进入存量房时代。2015年全年，在“北上广深”四大一线城市中，新房交易套数分别约为103889、121600、120257及75347套；二手房交易套数约为192251、337300、69957及126899套①，这意味着“北上广深”二手房交易套数对新房交易套数的比例分别为1.85、2.77、0.58及1.68。由此看出，人们的购房意愿有向二手房偏向的趋势。2015年以来，房地产去库存也是供给侧结构性改革的主要任务之一。理论上，良性的新房、二手房价格互动机制可以打通新房与二手房之间的转换通道，盘活开发商手中存量房，减少新楼盘的开发，提高已有住房的使用效率，从而达到去库存的目的。
已有的关于新房价格与二手房价格互动关系的研究似乎缺乏对现阶段该问题的解释力。那么，在新房地产时代背景下，新房价格与二手房价格之间究竟有什么样的互动机制？
二、文献回顾
对新房价格与二手房价格之间关系的研究，无论国内还是国外都相对少见。大部分文献都是以个别城市为例的小范围研究，并且大多只分析了二者的因果关系，得出的结论也没办法达成共识。直观上看，新房和二手房之间应该存在一定的替代关系，因而它们的价格波动就会相互影响，很多学者也是从这一角度出发，运用一些计量方法探索二者之间的关系。曹刚（2008）[1]通过对武汉市二手房市场价格进行分析，指出：以消费需求为主的二手房价格很容易受到新房市场的影响。同处一个市场，二手房与新房有很大的可替代性，正是由于这种替代性的存在，两者之间形成了相互制约、相互促进的关系。类似地，刘丽（2009）[2]使用2003～2007年广州二手房月度价格数据，通过协整检验的方法分析了影响广州二手房价格的因素。结果表明，一手房价格和二手房成交比重均对二手房价格变动有显著影响，广州市二手房价格的上涨主要来自于一手房价格上涨的拉升。张清勇等（2009）[3]以北京、上海、广州和深圳四个城市作为研究对象，运用格兰杰因果检验和脉冲响应分析方法，研究了住宅存量与流量价格的领先-滞后关系。通过研究发现，北京一手住宅价格领先于二手房价格；上海的一、二手住宅价格互为因果关系；广州和深圳则是例外，他们的一、二手房价间不存在显著的领先-滞后关系，与传统模型不完全一致。但是总体上，他们认为新房与二手房之间存在着一定的替代关系。而张云波（2011）[4]采用系统动力学原理和方法，剖析了二手房交易及其宏观调控政策与商品房市场发展的互动机理，并以 2000～2007年厦门房地产数据进行仿真实验，得出：虽然在短期内二手房的交易会抑制新房市场，但从长期来看，二手房的激烈交易转移了部分新房需求的同时，却又增加了新房的需求，从而推动了新房市场的发展。
相反，也有文献指出新房与二手房价格之间并没有长期稳定的关系。张玉英（2004）[5]以2001～2003年上海市住宅一级与二级市场价格为研究对象，结果表明：由于商品属性和价格形成机制存在很大的不同，上海市住宅市场的商品住宅销售价格与存量房交易价格之间不存在长期稳定关系。类似的，陈永霞（2009）[6]通过研究南京市2007年3月～2008年12月住宅一级、二级和三级市场之间价格的关系，得出三个住宅市场价格之间不存在长期稳定关系。
可见，国内研究基本上都是选取单个城市来解释新房与二手房价格之间的关系，并没有分析二者之间相互影响的内在作用机制，也没有探讨新房与二手房价格波动的规律。并且，大部分文献是以2014以前的房地产市场的时间序列数据作为研究对象。近两年来房地产市场出现了新面貌，以往的研究成果或难以说明新问题。本文基于2014年以来的中国省会城市的面板数据，利用协整、PVECM模型及脉冲响应分析方法考察影响我国新房与二手房价格之间的互动关系。
三、新房与二手房价格互动的理论基础
在西方经济学的理论中，当一种商品的价格发生变化，会对消费者产生两种影响。一是使消费者的实际收入水平发生变化，二是使商品的相对价格发生变化，这两种变化都会改变消费者对该种商品的需求量。其中，我们把由商品的价格变动所引起的商品相对价格的变动，进而由商品相对价格的变动所引起的商品的需求量变动，称之为替代效应。如果两种商品之间可以相互代替以满足消费者的某种欲望，我们称这两种商品之间存在替代关系，这两种商品之间互为替代品[7]。 对于新房和二手房，他们二者同处于住房市场，在满足居民居住需求方面有很多相似的特征。如果新房价格上升，其需求量会下降，进而二手房的需求量会相应上升，从而其价格也随之上升。因此，新房与二手房在一定程度上属于替代品，它们的价格之间存在一定的正相关关系。但与此同时，由于新房与二手房的新旧程度、交易成本、使用年限等的差异，使得他们之间的替代比例不是固定不变的，因此新房与二手房不是完全替代品。新房和二手房的价格互动机制可通过图1反映出来。
图1描绘了新房市场与二手房市场的供求曲线。假设起初二手房的价格低于新房的价格，其中，S1、D1为新房市场的供求曲线，S2、D2为二手房市场的供求曲线。E1、E2分别为新房市场和二手房市场最初均衡点，P1、P2为相应的均衡价格。假设现在新房的交易价格上升，二手房价格保持不变。一方面，房价收入比提高，居民对新房的有效需求减少，新房市场的需求曲线由D1下降至D3，相应的均衡点由E1移动到E3，均衡价格由P1下降为P3；另一方面，减少的这部分有效需求将转移到二手房市场，从而二手房交易增加，二手房市场需求曲线由D2上升至D4，相应的均衡点由E2移动到E4，均衡价格由P2上升为P4。这种变化将一直持续到两种价格比例关系恢复到合理水平，此时，新房市场与二手房市场达到均衡。
四、实证分析
1.数据来源与处理
为了研究新房价格与二手房价格的互动关系，本文选取了2014年1月～2016年3月全国4个直辖市、26个省会城市新房与二手房月度价格的数据（西藏的相关数据不全，所以被剔除）来进行分析。所有数据来源于中国房地产业协会、搜房网。为了便于数据的分析，我们 以2013年12月的住房价格指数作为基期，设定为100，其他月份数据在此基础上进行转化，并对转化后的价格指数取对数，以消除可能存在的异方差。其中，NHP代表新建商品住宅销售价格指数。它统计的范围是所有第一次在房地产市场进行产权交易及网上签约的住宅交易价格，是反映新房价格水平高低的指标；SHP指的是二手住宅销售价格指数。它统计的范围是进入房屋市场进行交易，第二次及以上进行产权登记的住宅，是反映二手房房价格水平高低的指标；lnNHP代表对数化了的新房销售价格指数；lnSHP指的是对数化了的二手房销售价格指数。全文的计量分析都基于Eviews8.0。
新房与二手房价格指数的基本走势如图2所示，其中横坐标代表的是不同月份对应的省会城市，纵坐标表示的是对数化了的房价指数。从图中我们可以看出，新房与二手房的价格走势在做一定的时滞处理后基本上一致。
2.平稳性检验
为了避免面板数据分析过程中出现伪回归，同时为了后面协整分析的方便，我们首先需要对面板数据的平稳性进行检验。本文利用ADF、LLC单位根检验方法验证序列的平稳性，并且分别对包含常数项、包含常数项和趋势项、不包含常数项和时间趋势项的三种模型进行了检验。三种模型中只要有一种通过平稳性检验，即说明该序列是平稳的。检验结果见表1。
序列平稳要使得ADF和LLC同时通过检验。由表1的检验结果得出：lnNHP和lnSHP在5%的显著性水平下都是不平稳的，存在单位根；一阶差分后，dlnNHP和dlnSHP均在1%的显著性水平下平稳，因此对数化的新房与二手房价格指数是一阶单整序列。
3.面板协整关系检验
协整是对非平稳的经济变量长期稳定的统计描述。协整检验是揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系的方法[8]。由于新房价格指数和二手房价格指数是一阶单整的，所以本文采用 Engle 和 Granger提出的 E-G两步法，检验两个变量之间是否存在协整关系。如果协整关系存在，则两个变量之间存在长期稳定的均衡关系。首先利用OLS进行协整回归，得到协整方程，分别称为新房价格模型和二手房价格模型：
lnSHP=C1 C2lnNHP εt
lnNHP=C3 C4lnSHP ξt
其次是对上述回归方程的残差序列εt和ξt分别进行ADF、LLC单位根检验，检验结果见表2。
表2的检验结果得出：无论采用哪种检验方式，残差序列εt和ξt均在1%的显著性水平下平稳，说明新房价格和二手房价格之间存在长期的协整均衡关系。
4.面板格兰杰因果关系检验
上述检验确定了新房价格和二手房价格同为1阶单整，并且存在协整关系，因此应采用基于向量误差修正模型的方法验证格兰杰因果关系。新房价格和二手房价格的误差修正模型如下：
在上述向量误差修正模型中，ECMt-1是误差修正项，θ1，θ2为调整系数，m，n，p，q为滞后阶数，由最佳滞后阶数判断可得：m=1，n=2，p=1，q=2。利用向量误差修正模型进行格兰杰因果关系检验，检验的结果见表3和表4。
从表3可知，β11的估计值为-0.0772，其P 值为 0.1203。说明在10%的显著性水平下，新房价格不是二手房价格变动的短期原因。同时，θ1的P 值为 0.0000，说明在 1%的的显著性水平下，新房价格是二手房价格变动的长期原因。
从表4可知，β12的估计值为-0.0113，其P值为0.6180。说明在10%的显著水平下，二手房价格不是新房价格变动的短期原因。而θ2的P值为0.0868，说明在10%的的显著性水平下，二手房价格是新房价格变动的长期原因。
虽然由格兰杰因果检验得到了二者之间有一定的关系，但它并未给出两者之间的影响的大小以及方向。为此，我们需要从其它维度做进一步分析。
5.VECM模型及脉冲响应分析
Engle 和 Granger将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模型[9]。根据表3和表4的结果，建立的VECM模型表达式如下所示： 在对VECM模型进行脉冲响应分析之前，需要先使用AR根估计的方法检验VECM模型的稳定性。根据AR根估计，如果VECM模型全部根的倒数值都小于1，即所有点都落在单位圆之内，则该模型是稳定的，否则是不稳定的。非稳定的VECM模型不可以作脉冲响应分析，只有通过剔除某些变量或增加其他变量来达到平稳的效果。
由图3可知，VECM模型是稳定的，所以可以在此基础上，通过脉冲响应来分析新房价格指数与二手房价格指数相互间的冲击响应，刻画出他们之间的动态变化关系。
图4描述的是全国省会城市的新房与二手房价格波动关系的脉冲响应函数图像。从中我们可以得知：
当给新房价格一个正向冲击后，新房价格从第一期开始快速上升，且在第八期达到最大值，之后开始平稳下降；对于二手房价格对二手房价格的冲击，该情况和新房价格对新房价格的冲击较为类似，只不过它在第六期达到最大，之后开始逐步下降；对于新房价格对二手房价格的冲击，第四期之后冲击开始显现，之后逐步上升，由于我们考查的时期较短，未能看到冲击力度下降的情况；对于二手房价格对新房价格的冲击，起初一直不明显，第七期之后有所上升，但上升的幅度以及冲击力度不如新房价格对二手房价格来的大。
综合上述分析，就全国范围内而言，新房价格对而二手房价格的冲击力度在滞后半年之后大于二手房价格对新房价格的冲击力度。
6.方差分解
lnSHP与lnNHP的方差分解结果如表5所示，通过分析发现：不论是新房价格还是二手房价格，其影响主要还是来自于自身。从对比分析来看新房价格变动对二手房价格变动的贡献程度大于二手房价格的变动对新房价格的变动贡献程度。表格中很明显可以看出，在第十期时，新房价格变动对二手房价格变动的贡献程度是二手房价格的变动对新房价格的变动贡献程度的2倍左右。
五、结论与政策建议
通过对我国2014年1月～2016年3月这一时间段的新房与二手房价格之间的互动关系进行实证分析，得出以下结论：
第一，从协整检验的分析结果来看，我国新房与二手房价格存在长期均衡关系。
第二，格兰杰因果检验结果表明：在1%的显著性水平下新房价格是二手房价格的长期格兰杰因，而二手房价格是新房价格的长期格兰杰因只能在10%的水平下显著。VECM模型、脉冲响应函数和方差分解结果进一步证实，新房价格的变动在这一因果关系中发挥主导作用。
对上述实证结果作如下解释：第一，住房市场由一、二、三级市场共同组成。我国与国外发达国家的住房消费习惯不同，中国人的传统文化观念中有很重的“家”概念，造成了住房一、二级市场远比三级市场繁荣。新房与二手房在某种程度上互为替代品，随着二级市场的完善，购房者的意愿可以自由地在新房与二手房之间相互转换，而价格就是他们转换的内在动力，这使得新房与二手房市场，进而它们的价格存在着长期的协整关系。
第三，2014年以来，房地产市场一改过去十几年“黄金时代”，进入所谓的“白银时代”。就全国总体来看，存在着大量的库存。2015年，住宅库存（施工面积与待售面积）为55.7亿平米，按照2015年的销售速度，去化时间为5年②，这意味着中国房地产市场进入了存量房时代。即便是进入了存量房时代，购房者长期形成的固有观念难以在短时间内改变。一方面，在购买新房时容易出现羊群效应，这时往往缺乏理性的思考。在“抢房”的热潮中，他们更趋向于对比当下的新房市场情况，而鲜有去考虑二手房市场。另一方面，在购买二手房时，往往需要考虑更多的诸如质量、权属、手续繁杂等因素，因此在对比其他二手房价格的同时，也会参考新房价格。综合这些因素，新房价格在房地产市场中依然起到引领作用，新房价格对二手房价格的影响大于二手房价格对新房价格的影响。
居于本文的研究，对于政策制定者来说，在新常态经济背景下，调控房价的时候不能孤立地只对新房或者二手房市场进行调控，而要充分考虑到新时代的房地产市场的特征，以及一、二级市场的价格互动机制，从而制定更为系统与全面的调控措施来保障房地产市场的健康发展。
注释：
①数据来源：证券日报 http：//www.crei.cn/。
②国泰君安证券研究， WIND。
参考文献：
[1]曹刚，杨巧芳.对二手房市场价格影响因素及其健康发展的思考——以武汉二手房地产市场为例[J].中国集体经济，2008（8）：75-76.
[2]刘丽，刘爱松.广州市二手房价格变动影响因素研究[J].价格理论与实践，2008（5）：42-43.
[3]张清勇.住宅存量与流量价格的领先一滞后关系——以北京，上海，广州和深圳为例[J].财贸经济，2009（5）：104-110.
[4]张云波，祁神军.二手房对商品房市场的影响机理及调控政策研究——以厦门市为实证[J].西安建筑科技大学学报（自然科学版），2011，43（5）：665-667.
[5]张玉英，韩国栋.上海市住宅两级市场之间价格关系的检验分析[J].华中科技大学学报（城市科学版），2004，21（002）：71-74.
[6]陈永霞，陈民强，康峰.南京市三级住宅市场价格关系的分析[J].建筑经济，2009（12）：126-130.
[7]高鸿业.西方经济学[M].第四版.北京：中国人民大学出版社，2011：46-47.
[8]张晓峒.应用数量经济学[M].第一版.北京：机械工业出版社，2009：360-361.
[9]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].第二版.北京：清华大学出版社，2006：276-277.
关键词：住房价格；互动关系；协整分析；PVECM模型
中图分类号：F293.3 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）016-000-04
一、引言
在我国，住宅的一级开发销售市场、二级存量房交易市场以及三级租赁市场共同构成了完整的住宅市场。随着新房价格的快速上涨，二手房的优势也逐渐显现出来，住房交易市场也因此由起初的新房为主逐步走向新房、二手房共同发展的格局。
关于新房价格与二手房价格关系的研究已有不少，但基本上没有形成统一的认识。究其原因，是因为住房市场与时代背景、住房政策以及经济大环境密切相关。在房地产市场方面，2014年可以看作是房地产市场的一个拐点，中国的房地产市场量价齐跌，进入了一个“白银时代”。而在大量的政策宽松与刺激之下，2015年以及2016年初房地产市场形成了一线城市房价暴涨与三四线城市库存严重的新局面。在住房交易结构方面，住建部政策研究中心主任秦虹认为，目前房地产正在进入存量房时代。据证券日报统计数据显示，一线城市和部分二线城市也开始全面进入存量房时代。2015年全年，在“北上广深”四大一线城市中，新房交易套数分别约为103889、121600、120257及75347套；二手房交易套数约为192251、337300、69957及126899套①，这意味着“北上广深”二手房交易套数对新房交易套数的比例分别为1.85、2.77、0.58及1.68。由此看出，人们的购房意愿有向二手房偏向的趋势。2015年以来，房地产去库存也是供给侧结构性改革的主要任务之一。理论上，良性的新房、二手房价格互动机制可以打通新房与二手房之间的转换通道，盘活开发商手中存量房，减少新楼盘的开发，提高已有住房的使用效率，从而达到去库存的目的。
已有的关于新房价格与二手房价格互动关系的研究似乎缺乏对现阶段该问题的解释力。那么，在新房地产时代背景下，新房价格与二手房价格之间究竟有什么样的互动机制？
二、文献回顾
对新房价格与二手房价格之间关系的研究，无论国内还是国外都相对少见。大部分文献都是以个别城市为例的小范围研究，并且大多只分析了二者的因果关系，得出的结论也没办法达成共识。直观上看，新房和二手房之间应该存在一定的替代关系，因而它们的价格波动就会相互影响，很多学者也是从这一角度出发，运用一些计量方法探索二者之间的关系。曹刚（2008）[1]通过对武汉市二手房市场价格进行分析，指出：以消费需求为主的二手房价格很容易受到新房市场的影响。同处一个市场，二手房与新房有很大的可替代性，正是由于这种替代性的存在，两者之间形成了相互制约、相互促进的关系。类似地，刘丽（2009）[2]使用2003～2007年广州二手房月度价格数据，通过协整检验的方法分析了影响广州二手房价格的因素。结果表明，一手房价格和二手房成交比重均对二手房价格变动有显著影响，广州市二手房价格的上涨主要来自于一手房价格上涨的拉升。张清勇等（2009）[3]以北京、上海、广州和深圳四个城市作为研究对象，运用格兰杰因果检验和脉冲响应分析方法，研究了住宅存量与流量价格的领先-滞后关系。通过研究发现，北京一手住宅价格领先于二手房价格；上海的一、二手住宅价格互为因果关系；广州和深圳则是例外，他们的一、二手房价间不存在显著的领先-滞后关系，与传统模型不完全一致。但是总体上，他们认为新房与二手房之间存在着一定的替代关系。而张云波（2011）[4]采用系统动力学原理和方法，剖析了二手房交易及其宏观调控政策与商品房市场发展的互动机理，并以 2000～2007年厦门房地产数据进行仿真实验，得出：虽然在短期内二手房的交易会抑制新房市场，但从长期来看，二手房的激烈交易转移了部分新房需求的同时，却又增加了新房的需求，从而推动了新房市场的发展。
相反，也有文献指出新房与二手房价格之间并没有长期稳定的关系。张玉英（2004）[5]以2001～2003年上海市住宅一级与二级市场价格为研究对象，结果表明：由于商品属性和价格形成机制存在很大的不同，上海市住宅市场的商品住宅销售价格与存量房交易价格之间不存在长期稳定关系。类似的，陈永霞（2009）[6]通过研究南京市2007年3月～2008年12月住宅一级、二级和三级市场之间价格的关系，得出三个住宅市场价格之间不存在长期稳定关系。
可见，国内研究基本上都是选取单个城市来解释新房与二手房价格之间的关系，并没有分析二者之间相互影响的内在作用机制，也没有探讨新房与二手房价格波动的规律。并且，大部分文献是以2014以前的房地产市场的时间序列数据作为研究对象。近两年来房地产市场出现了新面貌，以往的研究成果或难以说明新问题。本文基于2014年以来的中国省会城市的面板数据，利用协整、PVECM模型及脉冲响应分析方法考察影响我国新房与二手房价格之间的互动关系。
三、新房与二手房价格互动的理论基础
在西方经济学的理论中，当一种商品的价格发生变化，会对消费者产生两种影响。一是使消费者的实际收入水平发生变化，二是使商品的相对价格发生变化，这两种变化都会改变消费者对该种商品的需求量。其中，我们把由商品的价格变动所引起的商品相对价格的变动，进而由商品相对价格的变动所引起的商品的需求量变动，称之为替代效应。如果两种商品之间可以相互代替以满足消费者的某种欲望，我们称这两种商品之间存在替代关系，这两种商品之间互为替代品[7]。 对于新房和二手房，他们二者同处于住房市场，在满足居民居住需求方面有很多相似的特征。如果新房价格上升，其需求量会下降，进而二手房的需求量会相应上升，从而其价格也随之上升。因此，新房与二手房在一定程度上属于替代品，它们的价格之间存在一定的正相关关系。但与此同时，由于新房与二手房的新旧程度、交易成本、使用年限等的差异，使得他们之间的替代比例不是固定不变的，因此新房与二手房不是完全替代品。新房和二手房的价格互动机制可通过图1反映出来。
图1描绘了新房市场与二手房市场的供求曲线。假设起初二手房的价格低于新房的价格，其中，S1、D1为新房市场的供求曲线，S2、D2为二手房市场的供求曲线。E1、E2分别为新房市场和二手房市场最初均衡点，P1、P2为相应的均衡价格。假设现在新房的交易价格上升，二手房价格保持不变。一方面，房价收入比提高，居民对新房的有效需求减少，新房市场的需求曲线由D1下降至D3，相应的均衡点由E1移动到E3，均衡价格由P1下降为P3；另一方面，减少的这部分有效需求将转移到二手房市场，从而二手房交易增加，二手房市场需求曲线由D2上升至D4，相应的均衡点由E2移动到E4，均衡价格由P2上升为P4。这种变化将一直持续到两种价格比例关系恢复到合理水平，此时，新房市场与二手房市场达到均衡。
四、实证分析
1.数据来源与处理
为了研究新房价格与二手房价格的互动关系，本文选取了2014年1月～2016年3月全国4个直辖市、26个省会城市新房与二手房月度价格的数据（西藏的相关数据不全，所以被剔除）来进行分析。所有数据来源于中国房地产业协会、搜房网。为了便于数据的分析，我们 以2013年12月的住房价格指数作为基期，设定为100，其他月份数据在此基础上进行转化，并对转化后的价格指数取对数，以消除可能存在的异方差。其中，NHP代表新建商品住宅销售价格指数。它统计的范围是所有第一次在房地产市场进行产权交易及网上签约的住宅交易价格，是反映新房价格水平高低的指标；SHP指的是二手住宅销售价格指数。它统计的范围是进入房屋市场进行交易，第二次及以上进行产权登记的住宅，是反映二手房房价格水平高低的指标；lnNHP代表对数化了的新房销售价格指数；lnSHP指的是对数化了的二手房销售价格指数。全文的计量分析都基于Eviews8.0。
新房与二手房价格指数的基本走势如图2所示，其中横坐标代表的是不同月份对应的省会城市，纵坐标表示的是对数化了的房价指数。从图中我们可以看出，新房与二手房的价格走势在做一定的时滞处理后基本上一致。
2.平稳性检验
为了避免面板数据分析过程中出现伪回归，同时为了后面协整分析的方便，我们首先需要对面板数据的平稳性进行检验。本文利用ADF、LLC单位根检验方法验证序列的平稳性，并且分别对包含常数项、包含常数项和趋势项、不包含常数项和时间趋势项的三种模型进行了检验。三种模型中只要有一种通过平稳性检验，即说明该序列是平稳的。检验结果见表1。
序列平稳要使得ADF和LLC同时通过检验。由表1的检验结果得出：lnNHP和lnSHP在5%的显著性水平下都是不平稳的，存在单位根；一阶差分后，dlnNHP和dlnSHP均在1%的显著性水平下平稳，因此对数化的新房与二手房价格指数是一阶单整序列。
3.面板协整关系检验
协整是对非平稳的经济变量长期稳定的统计描述。协整检验是揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系的方法[8]。由于新房价格指数和二手房价格指数是一阶单整的，所以本文采用 Engle 和 Granger提出的 E-G两步法，检验两个变量之间是否存在协整关系。如果协整关系存在，则两个变量之间存在长期稳定的均衡关系。首先利用OLS进行协整回归，得到协整方程，分别称为新房价格模型和二手房价格模型：
lnSHP=C1 C2lnNHP εt
lnNHP=C3 C4lnSHP ξt
其次是对上述回归方程的残差序列εt和ξt分别进行ADF、LLC单位根检验，检验结果见表2。
表2的检验结果得出：无论采用哪种检验方式，残差序列εt和ξt均在1%的显著性水平下平稳，说明新房价格和二手房价格之间存在长期的协整均衡关系。
4.面板格兰杰因果关系检验
上述检验确定了新房价格和二手房价格同为1阶单整，并且存在协整关系，因此应采用基于向量误差修正模型的方法验证格兰杰因果关系。新房价格和二手房价格的误差修正模型如下：
在上述向量误差修正模型中，ECMt-1是误差修正项，θ1，θ2为调整系数，m，n，p，q为滞后阶数，由最佳滞后阶数判断可得：m=1，n=2，p=1，q=2。利用向量误差修正模型进行格兰杰因果关系检验，检验的结果见表3和表4。
从表3可知，β11的估计值为-0.0772，其P 值为 0.1203。说明在10%的显著性水平下，新房价格不是二手房价格变动的短期原因。同时，θ1的P 值为 0.0000，说明在 1%的的显著性水平下，新房价格是二手房价格变动的长期原因。
从表4可知，β12的估计值为-0.0113，其P值为0.6180。说明在10%的显著水平下，二手房价格不是新房价格变动的短期原因。而θ2的P值为0.0868，说明在10%的的显著性水平下，二手房价格是新房价格变动的长期原因。
虽然由格兰杰因果检验得到了二者之间有一定的关系，但它并未给出两者之间的影响的大小以及方向。为此，我们需要从其它维度做进一步分析。
5.VECM模型及脉冲响应分析
Engle 和 Granger将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模型[9]。根据表3和表4的结果，建立的VECM模型表达式如下所示： 在对VECM模型进行脉冲响应分析之前，需要先使用AR根估计的方法检验VECM模型的稳定性。根据AR根估计，如果VECM模型全部根的倒数值都小于1，即所有点都落在单位圆之内，则该模型是稳定的，否则是不稳定的。非稳定的VECM模型不可以作脉冲响应分析，只有通过剔除某些变量或增加其他变量来达到平稳的效果。
由图3可知，VECM模型是稳定的，所以可以在此基础上，通过脉冲响应来分析新房价格指数与二手房价格指数相互间的冲击响应，刻画出他们之间的动态变化关系。
图4描述的是全国省会城市的新房与二手房价格波动关系的脉冲响应函数图像。从中我们可以得知：
当给新房价格一个正向冲击后，新房价格从第一期开始快速上升，且在第八期达到最大值，之后开始平稳下降；对于二手房价格对二手房价格的冲击，该情况和新房价格对新房价格的冲击较为类似，只不过它在第六期达到最大，之后开始逐步下降；对于新房价格对二手房价格的冲击，第四期之后冲击开始显现，之后逐步上升，由于我们考查的时期较短，未能看到冲击力度下降的情况；对于二手房价格对新房价格的冲击，起初一直不明显，第七期之后有所上升，但上升的幅度以及冲击力度不如新房价格对二手房价格来的大。
综合上述分析，就全国范围内而言，新房价格对而二手房价格的冲击力度在滞后半年之后大于二手房价格对新房价格的冲击力度。
6.方差分解
lnSHP与lnNHP的方差分解结果如表5所示，通过分析发现：不论是新房价格还是二手房价格，其影响主要还是来自于自身。从对比分析来看新房价格变动对二手房价格变动的贡献程度大于二手房价格的变动对新房价格的变动贡献程度。表格中很明显可以看出，在第十期时，新房价格变动对二手房价格变动的贡献程度是二手房价格的变动对新房价格的变动贡献程度的2倍左右。
五、结论与政策建议
通过对我国2014年1月～2016年3月这一时间段的新房与二手房价格之间的互动关系进行实证分析，得出以下结论：
第一，从协整检验的分析结果来看，我国新房与二手房价格存在长期均衡关系。
第二，格兰杰因果检验结果表明：在1%的显著性水平下新房价格是二手房价格的长期格兰杰因，而二手房价格是新房价格的长期格兰杰因只能在10%的水平下显著。VECM模型、脉冲响应函数和方差分解结果进一步证实，新房价格的变动在这一因果关系中发挥主导作用。
对上述实证结果作如下解释：第一，住房市场由一、二、三级市场共同组成。我国与国外发达国家的住房消费习惯不同，中国人的传统文化观念中有很重的“家”概念，造成了住房一、二级市场远比三级市场繁荣。新房与二手房在某种程度上互为替代品，随着二级市场的完善，购房者的意愿可以自由地在新房与二手房之间相互转换，而价格就是他们转换的内在动力，这使得新房与二手房市场，进而它们的价格存在着长期的协整关系。
第三，2014年以来，房地产市场一改过去十几年“黄金时代”，进入所谓的“白银时代”。就全国总体来看，存在着大量的库存。2015年，住宅库存（施工面积与待售面积）为55.7亿平米，按照2015年的销售速度，去化时间为5年②，这意味着中国房地产市场进入了存量房时代。即便是进入了存量房时代，购房者长期形成的固有观念难以在短时间内改变。一方面，在购买新房时容易出现羊群效应，这时往往缺乏理性的思考。在“抢房”的热潮中，他们更趋向于对比当下的新房市场情况，而鲜有去考虑二手房市场。另一方面，在购买二手房时，往往需要考虑更多的诸如质量、权属、手续繁杂等因素，因此在对比其他二手房价格的同时，也会参考新房价格。综合这些因素，新房价格在房地产市场中依然起到引领作用，新房价格对二手房价格的影响大于二手房价格对新房价格的影响。
居于本文的研究，对于政策制定者来说，在新常态经济背景下，调控房价的时候不能孤立地只对新房或者二手房市场进行调控，而要充分考虑到新时代的房地产市场的特征，以及一、二级市场的价格互动机制，从而制定更为系统与全面的调控措施来保障房地产市场的健康发展。
注释：
①数据来源：证券日报 http：//www.crei.cn/。
②国泰君安证券研究， WIND。
参考文献：
[1]曹刚，杨巧芳.对二手房市场价格影响因素及其健康发展的思考——以武汉二手房地产市场为例[J].中国集体经济，2008（8）：75-76.
[2]刘丽，刘爱松.广州市二手房价格变动影响因素研究[J].价格理论与实践，2008（5）：42-43.
[3]张清勇.住宅存量与流量价格的领先一滞后关系——以北京，上海，广州和深圳为例[J].财贸经济，2009（5）：104-110.
[4]张云波，祁神军.二手房对商品房市场的影响机理及调控政策研究——以厦门市为实证[J].西安建筑科技大学学报（自然科学版），2011，43（5）：665-667.
[5]张玉英，韩国栋.上海市住宅两级市场之间价格关系的检验分析[J].华中科技大学学报（城市科学版），2004，21（002）：71-74.
[6]陈永霞，陈民强，康峰.南京市三级住宅市场价格关系的分析[J].建筑经济，2009（12）：126-130.
[7]高鸿业.西方经济学[M].第四版.北京：中国人民大学出版社，2011：46-47.
[8]张晓峒.应用数量经济学[M].第一版.北京：机械工业出版社，2009：360-361.
[9]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].第二版.北京：清华大学出版社，2006：276-277.