2014年以來新房與二手房月度價格變動關系研究

賴洪貴++劉政++張斌

摘要：對2014年1月～2016年3月中國新房價格指數(shù)與二手房價格指數(shù)月度數(shù)據(jù)的協(xié)整分析結果顯示，中國房地產(chǎn)市場的新房價格與二手房價格存在長期均衡關系；格蘭杰因果檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下新房價格是二手房價格的長期格蘭杰因，而二手房價格是新房價格的長期格蘭杰因只在10%的水平下顯著；PVECM模型、脈沖響應分析和方差分解的結果進一步證實，新房價格在這一因果關系中發(fā)揮主導作用，新房價格對二手房價格波動的沖擊更大。

關鍵詞：住房價格；互動關系；協(xié)整分析；PVECM模型

中圖分類號：F293.3 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）016-000-04

一、引言

在我國，住宅的一級開發(fā)銷售市場、二級存量房交易市場以及三級租賃市場共同構成了完整的住宅市場。隨著新房價格的快速上漲，二手房的優(yōu)勢也逐漸顯現(xiàn)出來，住房交易市場也因此由起初的新房為主逐步走向新房、二手房共同發(fā)展的格局。

關于新房價格與二手房價格關系的研究已有不少，但基本上沒有形成統(tǒng)一的認識。究其原因，是因為住房市場與時代背景、住房政策以及經(jīng)濟大環(huán)境密切相關。在房地產(chǎn)市場方面，2014年可以看作是房地產(chǎn)市場的一個拐點，中國的房地產(chǎn)市場量價齊跌，進入了一個“白銀時代”。而在大量的政策寬松與刺激之下，2015年以及2016年初房地產(chǎn)市場形成了一線城市房價暴漲與三四線城市庫存嚴重的新局面。在住房交易結構方面，住建部政策研究中心主任秦虹認為，目前房地產(chǎn)正在進入存量房時代。據(jù)證券日報統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，一線城市和部分二線城市也開始全面進入存量房時代。2015年全年，在“北上廣深”四大一線城市中，新房交易套數(shù)分別約為103889、121600、120257及75347套；二手房交易套數(shù)約為192251、337300、69957及126899套①，這意味著“北上廣深”二手房交易套數(shù)對新房交易套數(shù)的比例分別為1.85、2.77、0.58及1.68。由此看出，人們的購房意愿有向二手房偏向的趨勢。2015年以來，房地產(chǎn)去庫存也是供給側結構性改革的主要任務之一。理論上，良性的新房、二手房價格互動機制可以打通新房與二手房之間的轉換通道，盤活開發(fā)商手中存量房，減少新樓盤的開發(fā)，提高已有住房的使用效率，從而達到去庫存的目的。

已有的關于新房價格與二手房價格互動關系的研究似乎缺乏對現(xiàn)階段該問題的解釋力。那么，在新房地產(chǎn)時代背景下，新房價格與二手房價格之間究竟有什么樣的互動機制？

二、文獻回顧

對新房價格與二手房價格之間關系的研究，無論國內(nèi)還是國外都相對少見。大部分文獻都是以個別城市為例的小范圍研究，并且大多只分析了二者的因果關系，得出的結論也沒辦法達成共識。直觀上看，新房和二手房之間應該存在一定的替代關系，因而它們的價格波動就會相互影響，很多學者也是從這一角度出發(fā)，運用一些計量方法探索二者之間的關系。曹剛（2008）[1]通過對武漢市二手房市場價格進行分析，指出：以消費需求為主的二手房價格很容易受到新房市場的影響。同處一個市場，二手房與新房有很大的可替代性，正是由于這種替代性的存在，兩者之間形成了相互制約、相互促進的關系。類似地，劉麗（2009）[2]使用2003～2007年廣州二手房月度價格數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗的方法分析了影響廣州二手房價格的因素。結果表明，一手房價格和二手房成交比重均對二手房價格變動有顯著影響，廣州市二手房價格的上漲主要來自于一手房價格上漲的拉升。張清勇等（2009）[3]以北京、上海、廣州和深圳四個城市作為研究對象，運用格蘭杰因果檢驗和脈沖響應分析方法，研究了住宅存量與流量價格的領先-滯后關系。通過研究發(fā)現(xiàn)，北京一手住宅價格領先于二手房價格；上海的一、二手住宅價格互為因果關系；廣州和深圳則是例外，他們的一、二手房價間不存在顯著的領先-滯后關系，與傳統(tǒng)模型不完全一致。但是總體上，他們認為新房與二手房之間存在著一定的替代關系。而張云波（2011）[4]采用系統(tǒng)動力學原理和方法，剖析了二手房交易及其宏觀調(diào)控政策與商品房市場發(fā)展的互動機理，并以 2000～2007年廈門房地產(chǎn)數(shù)據(jù)進行仿真實驗，得出：雖然在短期內(nèi)二手房的交易會抑制新房市場，但從長期來看，二手房的激烈交易轉移了部分新房需求的同時，卻又增加了新房的需求，從而推動了新房市場的發(fā)展。

相反，也有文獻指出新房與二手房價格之間并沒有長期穩(wěn)定的關系。張玉英（2004）[5]以2001～2003年上海市住宅一級與二級市場價格為研究對象，結果表明：由于商品屬性和價格形成機制存在很大的不同，上海市住宅市場的商品住宅銷售價格與存量房交易價格之間不存在長期穩(wěn)定關系。類似的，陳永霞（2009）[6]通過研究南京市2007年3月～2008年12月住宅一級、二級和三級市場之間價格的關系，得出三個住宅市場價格之間不存在長期穩(wěn)定關系。

可見，國內(nèi)研究基本上都是選取單個城市來解釋新房與二手房價格之間的關系，并沒有分析二者之間相互影響的內(nèi)在作用機制，也沒有探討新房與二手房價格波動的規(guī)律。并且，大部分文獻是以2014以前的房地產(chǎn)市場的時間序列數(shù)據(jù)作為研究對象。近兩年來房地產(chǎn)市場出現(xiàn)了新面貌，以往的研究成果或難以說明新問題。本文基于2014年以來的中國省會城市的面板數(shù)據(jù)，利用協(xié)整、PVECM模型及脈沖響應分析方法考察影響我國新房與二手房價格之間的互動關系。

三、新房與二手房價格互動的理論基礎

在西方經(jīng)濟學的理論中，當一種商品的價格發(fā)生變化，會對消費者產(chǎn)生兩種影響。一是使消費者的實際收入水平發(fā)生變化，二是使商品的相對價格發(fā)生變化，這兩種變化都會改變消費者對該種商品的需求量。其中，我們把由商品的價格變動所引起的商品相對價格的變動，進而由商品相對價格的變動所引起的商品的需求量變動，稱之為替代效應。如果兩種商品之間可以相互代替以滿足消費者的某種欲望，我們稱這兩種商品之間存在替代關系，這兩種商品之間互為替代品[7]。

對于新房和二手房，他們二者同處于住房市場，在滿足居民居住需求方面有很多相似的特征。如果新房價格上升，其需求量會下降，進而二手房的需求量會相應上升，從而其價格也隨之上升。因此，新房與二手房在一定程度上屬于替代品，它們的價格之間存在一定的正相關關系。但與此同時，由于新房與二手房的新舊程度、交易成本、使用年限等的差異，使得他們之間的替代比例不是固定不變的，因此新房與二手房不是完全替代品。新房和二手房的價格互動機制可通過圖1反映出來。

圖1描繪了新房市場與二手房市場的供求曲線。假設起初二手房的價格低于新房的價格，其中，S1、D1為新房市場的供求曲線，S2、D2為二手房市場的供求曲線。E1、E2分別為新房市場和二手房市場最初均衡點，P1、P2為相應的均衡價格。假設現(xiàn)在新房的交易價格上升，二手房價格保持不變。一方面，房價收入比提高，居民對新房的有效需求減少，新房市場的需求曲線由D1下降至D3，相應的均衡點由E1移動到E3，均衡價格由P1下降為P3；另一方面，減少的這部分有效需求將轉移到二手房市場，從而二手房交易增加，二手房市場需求曲線由D2上升至D4，相應的均衡點由E2移動到E4，均衡價格由P2上升為P4。這種變化將一直持續(xù)到兩種價格比例關系恢復到合理水平，此時，新房市場與二手房市場達到均衡。

四、實證分析

1.數(shù)據(jù)來源與處理

為了研究新房價格與二手房價格的互動關系，本文選取了2014年1月～2016年3月全國4個直轄市、26個省會城市新房與二手房月度價格的數(shù)據(jù)（西藏的相關數(shù)據(jù)不全，所以被剔除）來進行分析。所有數(shù)據(jù)來源于中國房地產(chǎn)業(yè)協(xié)會、搜房網(wǎng)。為了便于數(shù)據(jù)的分析，我們 以2013年12月的住房價格指數(shù)作為基期，設定為100，其他月份數(shù)據(jù)在此基礎上進行轉化，并對轉化后的價格指數(shù)取對數(shù)，以消除可能存在的異方差。其中，NHP代表新建商品住宅銷售價格指數(shù)。它統(tǒng)計的范圍是所有第一次在房地產(chǎn)市場進行產(chǎn)權交易及網(wǎng)上簽約的住宅交易價格，是反映新房價格水平高低的指標；SHP指的是二手住宅銷售價格指數(shù)。它統(tǒng)計的范圍是進入房屋市場進行交易，第二次及以上進行產(chǎn)權登記的住宅，是反映二手房房價格水平高低的指標；lnNHP代表對數(shù)化了的新房銷售價格指數(shù)；lnSHP指的是對數(shù)化了的二手房銷售價格指數(shù)。全文的計量分析都基于Eviews8.0。

新房與二手房價格指數(shù)的基本走勢如圖2所示，其中橫坐標代表的是不同月份對應的省會城市，縱坐標表示的是對數(shù)化了的房價指數(shù)。從圖中我們可以看出，新房與二手房的價格走勢在做一定的時滯處理后基本上一致。

2.平穩(wěn)性檢驗

為了避免面板數(shù)據(jù)分析過程中出現(xiàn)偽回歸，同時為了后面協(xié)整分析的方便，我們首先需要對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。本文利用ADF、LLC單位根檢驗方法驗證序列的平穩(wěn)性，并且分別對包含常數(shù)項、包含常數(shù)項和趨勢項、不包含常數(shù)項和時間趨勢項的三種模型進行了檢驗。三種模型中只要有一種通過平穩(wěn)性檢驗，即說明該序列是平穩(wěn)的。檢驗結果見表1。

序列平穩(wěn)要使得ADF和LLC同時通過檢驗。由表1的檢驗結果得出：lnNHP和lnSHP在5%的顯著性水平下都是不平穩(wěn)的，存在單位根；一階差分后，dlnNHP和dlnSHP均在1%的顯著性水平下平穩(wěn)，因此對數(shù)化的新房與二手房價格指數(shù)是一階單整序列。

3.面板協(xié)整關系檢驗

協(xié)整是對非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量長期穩(wěn)定的統(tǒng)計描述。協(xié)整檢驗是揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系的方法[8]。由于新房價格指數(shù)和二手房價格指數(shù)是一階單整的，所以本文采用 Engle 和 Granger提出的 E-G兩步法，檢驗兩個變量之間是否存在協(xié)整關系。如果協(xié)整關系存在，則兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。首先利用OLS進行協(xié)整回歸，得到協(xié)整方程，分別稱為新房價格模型和二手房價格模型：

lnSHP=C1+C2lnNHP+εt

lnNHP=C3+C4lnSHP+ξt

其次是對上述回歸方程的殘差序列εt和ξt分別進行ADF、LLC單位根檢驗，檢驗結果見表2。

表2的檢驗結果得出：無論采用哪種檢驗方式，殘差序列εt和ξt均在1%的顯著性水平下平穩(wěn)，說明新房價格和二手房價格之間存在長期的協(xié)整均衡關系。

4.面板格蘭杰因果關系檢驗

上述檢驗確定了新房價格和二手房價格同為1階單整，并且存在協(xié)整關系，因此應采用基于向量誤差修正模型的方法驗證格蘭杰因果關系。新房價格和二手房價格的誤差修正模型如下：

在上述向量誤差修正模型中，ECMt-1是誤差修正項，θ1，θ2為調(diào)整系數(shù)，m，n，p，q為滯后階數(shù)，由最佳滯后階數(shù)判斷可得：m=1，n=2，p=1，q=2。利用向量誤差修正模型進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗的結果見表3和表4。

從表3可知，β11的估計值為-0.0772，其P 值為 0.1203。說明在10%的顯著性水平下，新房價格不是二手房價格變動的短期原因。同時，θ1的P 值為 0.0000，說明在 1%的的顯著性水平下，新房價格是二手房價格變動的長期原因。

從表4可知，β12的估計值為-0.0113，其P值為0.6180。說明在10%的顯著水平下，二手房價格不是新房價格變動的短期原因。而θ2的P值為0.0868，說明在10%的的顯著性水平下，二手房價格是新房價格變動的長期原因。

雖然由格蘭杰因果檢驗得到了二者之間有一定的關系，但它并未給出兩者之間的影響的大小以及方向。為此，我們需要從其它維度做進一步分析。

5.VECM模型及脈沖響應分析

Engle 和 Granger將協(xié)整與誤差修正模型結合起來，建立了向量誤差修正模型[9]。根據(jù)表3和表4的結果，建立的VECM模型表達式如下所示：

在對VECM模型進行脈沖響應分析之前，需要先使用AR根估計的方法檢驗VECM模型的穩(wěn)定性。根據(jù)AR根估計，如果VECM模型全部根的倒數(shù)值都小于1，即所有點都落在單位圓之內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的，否則是不穩(wěn)定的。非穩(wěn)定的VECM模型不可以作脈沖響應分析，只有通過剔除某些變量或增加其他變量來達到平穩(wěn)的效果。

由圖3可知，VECM模型是穩(wěn)定的，所以可以在此基礎上，通過脈沖響應來分析新房價格指數(shù)與二手房價格指數(shù)相互間的沖擊響應，刻畫出他們之間的動態(tài)變化關系。

圖4描述的是全國省會城市的新房與二手房價格波動關系的脈沖響應函數(shù)圖像。從中我們可以得知：

當給新房價格一個正向沖擊后，新房價格從第一期開始快速上升，且在第八期達到最大值，之后開始平穩(wěn)下降；對于二手房價格對二手房價格的沖擊，該情況和新房價格對新房價格的沖擊較為類似，只不過它在第六期達到最大，之后開始逐步下降；對于新房價格對二手房價格的沖擊，第四期之后沖擊開始顯現(xiàn)，之后逐步上升，由于我們考查的時期較短，未能看到?jīng)_擊力度下降的情況；對于二手房價格對新房價格的沖擊，起初一直不明顯，第七期之后有所上升，但上升的幅度以及沖擊力度不如新房價格對二手房價格來的大。

綜合上述分析，就全國范圍內(nèi)而言，新房價格對而二手房價格的沖擊力度在滯后半年之后大于二手房價格對新房價格的沖擊力度。

6.方差分解

lnSHP與lnNHP的方差分解結果如表5所示，通過分析發(fā)現(xiàn)：不論是新房價格還是二手房價格，其影響主要還是來自于自身。從對比分析來看新房價格變動對二手房價格變動的貢獻程度大于二手房價格的變動對新房價格的變動貢獻程度。表格中很明顯可以看出，在第十期時，新房價格變動對二手房價格變動的貢獻程度是二手房價格的變動對新房價格的變動貢獻程度的2倍左右。

五、結論與政策建議

通過對我國2014年1月～2016年3月這一時間段的新房與二手房價格之間的互動關系進行實證分析，得出以下結論：

第一，從協(xié)整檢驗的分析結果來看，我國新房與二手房價格存在長期均衡關系。

第二，格蘭杰因果檢驗結果表明：在1%的顯著性水平下新房價格是二手房價格的長期格蘭杰因，而二手房價格是新房價格的長期格蘭杰因只能在10%的水平下顯著。VECM模型、脈沖響應函數(shù)和方差分解結果進一步證實，新房價格的變動在這一因果關系中發(fā)揮主導作用。

對上述實證結果作如下解釋：第一，住房市場由一、二、三級市場共同組成。我國與國外發(fā)達國家的住房消費習慣不同，中國人的傳統(tǒng)文化觀念中有很重的“家”概念，造成了住房一、二級市場遠比三級市場繁榮。新房與二手房在某種程度上互為替代品，隨著二級市場的完善，購房者的意愿可以自由地在新房與二手房之間相互轉換，而價格就是他們轉換的內(nèi)在動力，這使得新房與二手房市場，進而它們的價格存在著長期的協(xié)整關系。

第三，2014年以來，房地產(chǎn)市場一改過去十幾年“黃金時代”，進入所謂的“白銀時代”。就全國總體來看，存在著大量的庫存。2015年，住宅庫存（施工面積與待售面積）為55.7億平米，按照2015年的銷售速度，去化時間為5年②，這意味著中國房地產(chǎn)市場進入了存量房時代。即便是進入了存量房時代，購房者長期形成的固有觀念難以在短時間內(nèi)改變。一方面，在購買新房時容易出現(xiàn)羊群效應，這時往往缺乏理性的思考。在“搶房”的熱潮中，他們更趨向于對比當下的新房市場情況，而鮮有去考慮二手房市場。另一方面，在購買二手房時，往往需要考慮更多的諸如質量、權屬、手續(xù)繁雜等因素，因此在對比其他二手房價格的同時，也會參考新房價格。綜合這些因素，新房價格在房地產(chǎn)市場中依然起到引領作用，新房價格對二手房價格的影響大于二手房價格對新房價格的影響。

居于本文的研究，對于政策制定者來說，在新常態(tài)經(jīng)濟背景下，調(diào)控房價的時候不能孤立地只對新房或者二手房市場進行調(diào)控，而要充分考慮到新時代的房地產(chǎn)市場的特征，以及一、二級市場的價格互動機制，從而制定更為系統(tǒng)與全面的調(diào)控措施來保障房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：證券日報 http：//www.crei.cn/。

②國泰君安證券研究， WIND。

參考文獻：

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[2]劉麗，劉愛松.廣州市二手房價格變動影響因素研究[J].價格理論與實踐，2008（5）：42-43.

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