非平穩時間序列建立計量經濟模型會帶來虛假迴歸問題，為避免虛假迴歸，需要對時間序列的平穩性進行判斷，即檢驗時間序列是否存在單位根。選擇ADF法進行檢驗，以5%為臨界水平，除了GDP所有變量原序列均通過了平穩性檢驗，InGDP也在一次差分後表現出顯著的平穩性，為進一步檢驗lnGDP與lnCTS是否存在長期穩定的均衡關係，下面對這兩個變量進行協整檢驗。為了避免虛假迴歸，分別利用J。hansenFisher、Pedr。ni以及Ka。面板數據協整檢驗檢方法驗證協整性。ni檢驗結果，通過檢驗結果可以看出Panelv-Statistic的檢驗結果較大，由於統計的側重點為PanelADF-Statistic與Gr。upADF-Statistic,且二者均在1%的顯著性水平拒絕不存在協整關係的原假設。

所以二者存在長期協整關係。面板數據模型通常分為3類，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型，通過F和LR檢驗發現，所有模型結論均推翻建立混合模型的原假設，利用豪斯曼檢驗發現，結果也均推翻建立個體隨機效應的原假設，應該建立個體固定效應模型。F和LR檢驗相對的P值都小於0.05，結論是拒絕建立混合模型；用H統計量檢驗應該建立固體效應模型還是個體隨機效應模型，結果顯示H=72.7999對應的P值遠小於0.05，所以應該建立個體固定效應模型。

模型1顯示經濟發展水平水平對住房市場結構影響的係數為0.4656,且在1%的顯著性水平上正相關，說明經濟發展水平每提高1個百分點，二手房市場交易比重將提高0.4656個百分點，為進一步提高模型擬合優度，引入城鎮化水平，經濟發展水平變量依然保持10%水平上的顯著性，此時城鎮化的係數為0.1219且在10%的水平上顯著，說明城鎮化水平每上升1個百分點，存量房交易將提高0.1219個百分點，繼續加入住房開發投資、總撫養比以及土地供給控制變量至模型5,模型各變量係數顯著性依然不變且擬合優度從0.4073提高至0.5076,F統計量從10.95提升至14.37,這說明模型的構建具有一定的穩健性。

經濟發展水平與住房市場結構在1%的水平上具有顯著的正相關關係，經濟發展水平越高，存量房交易頻次越高，增量房供給越少，增存量住房比值越低，住房市場結構發生明顯轉變，這是因為隨著國家經濟水平的提升，人均收入越來越高，住房支付能力逐步增強，但是人均住房期望面積並不是無限增加，當人們人均住房需求得到滿足後，增量房供給就成為無效供給，所以隨著經濟發展水平的提升，房地產開發力度逐步減弱，二手房交易市場逐步強；另一方面，經濟發達地區，人口較為密集甚至趨於飽和，城市內部可開發空間較為有限，而向郊區擴張而配套的公共服務遠遠比不上城市中心，因此越發達的地區存量房交易市場就越繁榮，因此地區經濟發展水平與存量房交易比重呈正相關。

對於控制變量城市化水平來說，城鎮化水平與存量房交易比重在10%的水平上顯著正相關，且係數為0.4680,這說明城市化水平每提高1個百分點，存量房交易比重將上升0.4680個百分點，這是因為隨著城鎮化進程不斷推進，農業轉移人口不斷市民化，在城鎮化初期對增量房有大量的需求，房地產開發旺盛，但一旦城鎮化基本完成，每年新建住房只是用來滿足新生及零星的外來人口和折舊需求，新房比重就會下降，因此城鎮化水平與二手房交易比重呈正相關關係。

住房開發投資與存量房交易比重在1%的顯著性水平上呈負相關關係，住房開發投資每提高1個百分點，存量房交易比重下降0.1700個百分點，住房開發投資代表新房供給情況，住房開發投資越高，新房市場供給力度就越強，同等公共服務水平下，新房較二手房更受購房者的青睞，從全國層面來看各區域經濟發展和房地產開發情況差異較大，新房市場仍佔據較大份額，因此加大房地產開發投資會增加增量房供給，擠佔二手房市場交易，提高增存量住房交易比重，因此住房開發投資與存量房交易比重呈負相關關係。對於總撫養比，總撫養比與住房市場結構在5%的水平上呈顯著負相關，即總撫養比每提高一個百分點，存量房交易比重將下將0.5433個百分點，總撫養比越高則反映勞動力人口在總人口中的佔比越低。

因此總撫養比越高，15-64歲勞動力人口相對較少，住房需求量大幅降低，直接影響到增量房供給水平，所以存量房交易比重上升。土地供給與存量房交易比重在1%的顯著性水平上呈負相關關係，土地供給每提高1個百分點，存量房交易比重將下降0.0227個百分點，因為土地作為作為住房的承載和基礎，土地資源越豐富，新房開發力度就相對較強，反之，發達地區經過了一定時期的密集開發，土地更加稀有，建設用地限制更嚴格，而住房又是人們生活的剛需，所以存量房市場就會更多地滿足住房需求。

為進一步探究不同區域經濟發展水平對住房市場結構影響的效果，給出估計結果，從西部地區來看經濟發展水平對住房市場結構仍具有正向影響，係數為0.0161,但是不顯著，究其原因可能是西部房地產開發仍具有較大的發展空間，新房供給力度遠高於二手房供給，存量房交易比重相對較低，因此隨著經濟發展水平的提高對二手房交易比重影響不明顯。

中部、東部經濟發展水平對住房市場結構的影響係數分別為0.0701和0.2369,且分別在5%和1%的顯著性水平上顯著，在中部地區人均GDP每增長1個百分點，存量房交易比重將上升0.0701個百分點，而在東部地區人均GDP每增加1個百分點，會導致存量房交易比上升0.2369個百分點，影響係數遠遠大於中部地區，這說明隨著經濟發達程度不斷提高其對住房市場結構影響力度越來越大，影響效果可表示為東部地區中部地區西部地區。

控制變量城鎮化水平在東部和中部地區分別在1%和5%的顯著性水平上表現出正向影響，並且東部地區的影響係數為0.2028遠大於中部地區的0.0497,這因為東部地區相對於中部地區來說人口更為密集，可建設用地更為有限，東部地區城市化水平提高意味著有更多的農業人口落戶城市，住房需求量加大而增量房供給有限，從而提高二手房交易比重，而中部地區相對東部地區來說可開發空間更大，房地產一級市場和二級市場更為活躍，增量房供給力度要比東部地區強，因此東部地區比中部地區對住房市場結構的影響更大。

而西部地區城市化對住房市場結構表現出顯著的負向影響，城市化每提高一個百分點導致二手房交易下降0.19個百分點。正如理論分析研究指出，城市化發展初期，住房需求量較大，房地產開發力度較強，因此主要是增量房市場佔據主導地位。西部地區由於城市化率較低，目前還處於快速發展階段，房地產開發力度較強，因此增量房市場交易頻次要高於存量房市場，所以城市化水平對存量房交易比重為負向影響，可以推測當城市化水平到達一定程度後將產生正向影響。對於住房開發投資來說東部和中部地區表現為與全國層面的相同的影響方向且均在5%的水平上顯著，而西部地區則表現為不顯著，可能由於西部地區目前房地產開發力度較強，房地產市場基本為增量房市場而存量房市場佔比極低，所以住房開發投資對存量房交易比重影響不明顯。

另外總撫養比在東部和中部的影響係數分別為-0.1619和-0.2002,且均在1%的顯著性水平上顯著，在西部卻表現為不顯著，雖然西部地區撫養比增加或較少，但實際上勞動力人口向東部流出較為嚴重，所以撫養比在西部地區不能夠反映真實的情況，導致對住房結構影響不顯著，另外西部地區增量房市場交易遠遠高於存量房市場交易也會導致不顯著。最後東中西部土地供給水平均對住房市場結構具有顯著的負向作用，與全國層面影響效果一致。

將經濟發展水平用人均消費水平替換後，全國層面上解釋變量係數仍然在1%的顯著性水平上顯著，並且各控制變量係數顯著性表現出較強的穩定性，分區域來看東部地區人均消費水平對住房市場結構影響仍不顯著，西部和中部地區表現出較強的顯著性，城鎮化依然僅在西部地區表現為顯著負向影響，其它大部分控制變量係數顯著性均未發生變化，因此可以認為模型具有穩健性。

房地產稅貢獻：為被解釋變量，借鑑魏永雙的做法，用耕地佔用稅、土地增值稅、契稅以及房產稅、城鎮土地使用稅五類直接稅收之和在地方財政稅收收入中的比重表示。馬蔡琛等認為房地產稅的主要功能就是為基層提供穩定的財政收入，由於五類直接稅貫穿於房地產開發、交易及保有環節，能夠反映整個房地產市場交易情況，所以用五類直接稅收在地方財政稅收收入中的比重能夠反映房地產業的發展情況以及與房地產行業對財政稅收的貢獻程度。

住房市場結構：為主要解釋變量，用存量房交易契稅佔總契稅比重表示，以反映存量房和增量房市場發展情況。住房市場結構體現了新房與二手房的交易情況，對房地產業開發力度影響較大，而房地產開發對地方財政收入具有重要影響，因此住房市場結構的轉變將影響房地產行業對財稅的貢獻。