第 33卷第 4期
2 0 1 2年 8月
衡阳师范学院学报
Journal of Hengyang Normal University
No．4Vo1．33
Aug．2 0 1 2
我国商品住房价格泡沫研究
李 星，曾 勇
(广东商学院 国民经济研究中心 ，广东 广州 510320)
摘 要：通过资本边 际收益法对 2002--2010年的全国商品房价格 泡沫进行测算，我们发现，就全 国而言，
2002--2010年间 ，我 国商品住房市场价格运行主要经历 了两个阶段 。第一阶段是 2002--2003年 ，此期 间我 国商
品住房价格无泡沫运行。第二阶段是 2004--2010年，从 2004年开始，我 国开始 出现商品住房价格泡沫，除
2006年商品住房价格泡沫不明显外，其余每年我国商品住房市场均出现泡沫。鉴于这种情况，我们分别选择时
间序 列模 型和 面板数据模型 对全 国以及主要城 市的商品住房价格 泡沫形 成因素进 行实证 分析 。
关键词 ：商品房价格 ；泡沫；资本边 际收益法
中图分类号：F293．332 文献标识码 ：A 文章编号：1673—0313(2012)04～0023—06
一
、 引 言
自1998年我国实施住房市场化改革以来，伴
随着我国城 镇人 口的增加、居 民收入增加 、地价
的提高以及房地产投机行为的增长，我国商品住
房价格不断上涨。时至今 日，商品住房价格问题
已经成为我国普通百姓最为关注的经济问题之一 ，
房价的走势也成为影响民生的敏感议题。要求政
府出台相关政策 ，挤压房地产 泡沫便成为众多 中
低收入人群 的共 同呼声 。为此， 自 2005年 以来 ，
政府相继出台多项房地产调控政策，奈何收效甚
微 。与此同时，一些反对调控的观点也随之而来 。
对于商 品住房 价格泡沫 ，学术 界较有代表 性
的观点有：商品住房价格泡沫是以商品住房为载
体的一种资产泡沫；商品住房价格泡沫是商品住
房价格急剧上升后又突然急剧下降直至 (泡沫)
破灭的动态过程；商品住房价格泡沫是商品住房
价格偏离其基础价值的那部分价格。清华大学房
地产研究所刘洪玉 (2003)指 出，商 品住 房价格
泡沫是由于房地产投机商导致的商品住房价格与
其使用价值严重背离 ，市场价格偏离 了实际使用
者所能 承受 的情 况；王俊 (2003)指 出，商 品住
房价格泡沫是指商品住房价格处于一种不能持续
的上涨，最终走 向破裂的过程。苏莉 (2005)认
为，商品住房价格泡沫是由于投资者对商品住房
投机而导致商 品住房价格背离市场基础 而持续上
涨的现象 ，其本质是一种价格运动。
当前 ，对于我国是否存在商品住房价格泡沫 ，
理论界和实际部门看法不一。有的认为我国不存
在明显 的商 品住房 价格 泡 沫，如 萧灼 基 (2002)
认为，房产市场的特殊性决定了房产销售期跨度
较长，不少房屋的空置现象只是暂时的，有些地
区在一定时期内 出现 了某种房 型的过剩 ，但就全
国总体情况而言，却不存在过剩，因此也就不存
在商品住房价格泡沫 2004年 10月建设部政策研
究 中心课题组在 《怎样认识 当前房地产市场 的形
势》的报告中提出中国房地产不存在泡沫。刘霞
辉 (2006)认为正常供求失衡所引起的泡沫成分
的确存在，但我国部分地区房地产价格的持续攀
升并不是供求失衡 引起 的。北京师范 大学 房地产
研究中心主任董藩在 2009年 7月 29日中国房地产
趋势高峰论坛上发表了中国无房地产泡沫的言论，
收稿 日期 ：2012—03—05
基金项目：国家 自然科学基金资助项 目 (71073031)；国家社科基金资助项 目 (11BJY120)；广东省创新人才资助项 目
(WYM11066)；广州市哲学社科资助项目 (11Q31)；广东商学院校级博士项 目 (09BS79001)。
作者简介：李星 (1981一)，女，湖南邵阳人 ，博士，研究员，从事国民经济研究 。
23
并得到现场开发 商 的认 同。但是 ，也有 许多学者
认为我 国商品住房价格泡沫不但 已经形成 ，而且
相当严 重。如魏杰 (2002)认 为，世界范 围 内最
影响经 济稳定发 展 的行 业主要 是股 票和房 地产 ，
目前中国的住房价格远远超过居 民支付能力 ，出
现虚假繁荣 ，如不很好地 调控，其后果 将难 以想
象。2004年 10月，摩根士丹利亚太区首席经济学
家谢国忠指 出，中国的房 地产泡沫 十分严重 ，并
预言中国的房地产泡沫 即将破裂 。中国国际金融
公司首席经济 学家许小年 (2005)也 指出我 国出
现了全局性房地产 泡沫。孙伟 (2008)在经济学
家布兰查德和沃森的股票理性泡沫模型 (Rational
Bubbles Model，R—B模型)的基础 上，通过修 改
测度因子提出了具有量度大小功能 的房地产泡 沫
测度模型 ，并用 以对我 国部 分地 区的房地产泡 沫
进行测度 ，结果表 明我 国房地产市场总体上 已经
出现泡沫 ，有些地 区房地 产泡沫 已经达到较高水
平。由此可见，在 中国房 地产市场 面临 巨大 的宏
观调控压力 的背景下 ，对 于当前房地产业是否存
在泡沫却还是众人各执一词 。本文希望从资产 价
格的角度对 当前我 国房地产市场是否存在泡沫 做
出判断，并 以此量化 引起 我 国商 品房价格高涨 的
各种因素。
二、我国商品住房价格泡沫测度
(一)我国商品住房价格泡沫测度模型
测度资产泡沫是泡沫理论 的一大难点 。如 前
所述 ，当前理论 界的各类测度方法有这方 面或那
方面的不足，在实 际运用 中效果 也不甚理想 ，为
此 ，本文运用资本边际收益法来测度 2002--2008
年我国及其不同区域的商品住房价格泡沫 。
资产泡沫是一种经济失衡 现象 ，是资产 价格
相对于基础价值 (一般均衡稳定 状态价格)的非
平稳性偏移。因此 ，要度量某种资产 的泡沫大小，
就必须先求出它的基础价值和价格。在本文中，
我们运用泡沫度的概念来 反映资产泡沫度 的大小。
泡沫度实际就是资产价格偏离其基础价值的程度，
也即资产价格偏离其基础价值的倍数，其数学表
达式为 ：
b 一±l(P —f1)／．厂f l (1)
其中，b；是第 i种资产的泡沫度，P；是第 i种资
产的价格，厂 是第 i种资产的基础价值。当P > f
时 ，式(1)取正号 ，表示 出现 了正泡沫 ；当P < fi时 ，
则式 (1)取负号 ，表示 出现了负泡沫。
24
资产价 格可 以从官方 的统计 资料 中获取 ，但
是真正的难点在 于资产基 础价值 的确定 。本文认
为无论是虚拟资产还是实 物资产 ，其价值 必须 以
实体经济为基础 。正 因为资产 的价格变化 脱离 了
实体经济的发展和变化，才出现了泡沫现象，因
此为求出资产的基础价值就必须从实体经济人手。
为此 ，本文 引入 了拉姆 瑟模 型 (Ramsey Mode1)
来求取资产 的基础价值 。
Ramesy Mode是新古典经济增长理论 的基本
模型之一。在这一模 型中，假设经 济体系是 只 由
家庭和厂商所组成 的两部 门系统。家庭所 消费的
产品全部从市场上购买 ，而 自己所生产 的产品完
全向市场供应，并且通过出卖所拥有的生产要素
获得收入 ，在收 入预算 约束 下 实现效 用 最大 化；
厂商从家庭购买所需要 的生产要素 ，只负责生产，
完全不消费生产 的产 品，在技术约束下实 现利润
最大化。虽然这一理论 忽略 了对经济增 长具有重
要作用的分工 问题 的研究 ，但作为一种抽 象 的理
论，其分析结果对确定资产的基础价值具有重要
的意 义 。根 据 Ramesy Model推 导 出修 正 黄 金
率，即
f— F (忌 )一0+7／ (2)
其中，-厂表示资本边际产 出率，0表示时间偏好
率(即人们对现在的满意程度与对将来的满意程度
的比值)， 表示人口增长率 。它的涵义是 ：当经济处
于最优均衡稳 定状态 时，资本边 际产 出率 (资本边
际回报率 )应该等 于人 口增 长率与时 间偏 好率之
和。如果经济处于动态有效的状况下 ，该状态也成
为最优均衡稳态。此时 的资本边 际回报率就是我们
所要寻找的资产基础价值(，)，即资产的基础价值
就是经济动态 均衡 稳态下 的资本边 际收益率。因
此，通过最优动态均衡稳定的资本边际产出率就
把虚拟经济和实体经济紧密地结 合起 来 了，通 过
这种方式得到的资产的基础价值就有实体经济作
为支撑 ，因而在理论上是合理 的。
商品住房的基础价值决 定于经济最优稳态 下
的资本的边际 回报率 ，由于实际经济 中还存 在通
货膨胀因素，因此最优均衡 稳定状态上 的资 本边
际回报率应该剔除通货膨胀的影响，资产的基础
价值可 以进一步表示为：
f— f (忌 )一 0一 + (3)
上式表明在经济最优均衡稳态下，资本边际
回报率除了取决于居民的心理因素，即利率水平
( )(利率水平的高低会改变居民储蓄倾向和投资者
投资倾向，进而影响资本边际回报率，因此利率水
平一般与资本边际回报率有 着非常高的相关关
系)、通货膨胀率(J9)和人 口增长率( )。
通货膨胀率和人口增长率较容易确定，而利
率水平的确定较为复杂。由于我国国债市场规模
偏小 ，发展也不成熟 ，因而 国债 市场 的利率 定价
与我国实际经济生活中的利率存在较大偏差。再
加上我 国的利率并没有 完全市场化 ，因此我们只
能选择常用利率来进行 分析。本文 在测算过程 中
选取两组利率 ，一组是 5年以上的金融机构贷款利
率，由此得到资本基础价值 的最大 值 (最 大报酬
率)；另一组是 1年期存款利率 ，由此得到资本基
础价值 的最小值 (最小报酬率)①。当资产实 际价
格超出最大基础价值，则可以认为资产存在正泡
沫 ；当资产实际价 格低于最小 基础价值 ，则可 以
认为资产价值被低估；当资产实际价格介于最小
基础价值 和最 大基 础价值之 间，则 可 以认为资产
价值不存在泡沫 (王雪峰 ，2005)。
(二)商品住房价格泡沫的测度
根据上述理论 ，我们求得 2002--2010年我 国
商品住房价格泡沫如下表 ：
表 1 2002--2010年 中国商品住房价格泡沫的测度 单位：
年度 最小报酬率 最大报酬率 商品住房泡沫
注 ：数据来源于 《2011年 中国统计年鉴》；当房屋销 售价格增
长率高于最大报酬率时，房屋销售价格增长率减去最大报酬率就
是商品住房泡沫值；当房屋销售价格增长率低于最大报酬率时，
表示不存在商品住房泡沫，记商品住房泡沫为零。
从表 1可知 ，2O02—2010年 间，我 国商 品住
房市场主要经历 了两个 阶段 。第 一阶段是 2OO2—
2003年，此 期 间我 国商 品住房价 格无 泡沫运行 。
虽然 2002和 2003年商品住房价格有所上涨 ，但是
其上涨率 与 2004--2010年相 比，还是 比较低 的，
不过这一阶段商品住房价格已经是逐渐上升状态。
第二阶段是 2004--2010年 ，从 2004年开始 ，我 国
开始出现商 品住房 价格 泡沫 ，并且 从 2004年 到
2010年期间，除 2006年商品住房价格泡沫不明显
外，其余每年我国商品住房市场均出现泡沫，这
个测算结果与民众对我国商品住房市场的实际感
觉也相符合。由此我们认为，中国的商品住房市
场在当下是存在泡沫的。接下来我们通过实证模
型对这一轮商品房泡沫成因进行实证分析 。
三、我国商品住房价格泡沫
影响因素的实证模型
(一 )模 型 的设 定和 指标 选取
结合前面基于资本边际收益法得到的商品住
房价格泡沫的测度结果和关于商 品住房 价格泡沫
成因的理论分析 ，我们建立商品住房泡沫 ( )与
房屋新开工面积 (xkgmj )、个人住房信贷 (L )、
人均收入 水平 (Y )、实 际存款 利率 ( )、汇率
(Reef )之间的数据模型。其中，商品住房泡沫为
模型的被解 释变量 ，考虑到变量 的平稳性 ，这里
的商品住房泡沫值直接用房屋销售价 格增长率减
去最大报酬率 ；房屋新开工面积 为反映商品住房
价格泡沫的供给因素的变量；个人住房信贷为反
映我国个人住房信贷发展与投资需求这一影响因
素的变量 ，具体 选取来 自中国人 民银 行金融机构
人民币信贷收支表 (按部门分类)中贷款项中的
中长期消费性贷款 这一指标来表示 ；人均收入水
平为反映我国住房刚性需求这一影响因素的变量，
具体选取城 镇居 民家庭人 均可 支配 收入来衡 量 ；
实际存款利率为反 映我 国投机 与投资需求这一影
响因素的变量 ，具体选取一年期 的存款利率减去
对应期间的消费者 价格指数来衡量 ；汇率为反 映
海外投机需求这一 影响 因素 的变量 ，具体选取直
接标价法下的人 民币名义有效汇率 来表示。该模
型的一般表达式为下述模型 ：
Inn￡一 0+ alInyf+ a2InL￡+口3Inxkgmjf+ a4
+ d5InReer + e￡
其中，￡ 为残差项 ，代表模型中被遗漏的影响
全国商品住房价格泡沫的其他 因素。
(二)数 据 来源与 处理
模型的样本区间为 2002年第 1季度到 2OlO年
第 3季度的季度数据。为了避免数据计算过程中存
在异方差现象，模型 的解 释变量的各指标 除实 际
存款利率以外均取 自然对数 。需要说 明的是个人
住房信贷的数据需要我们对中国人民银行金融机
构人民币信贷收支表 (按部门分类)中贷款项中
的中长期 消费性 贷款 的月度 数据进 行季度 加 总。
25
9 2 5 9 5 8
O O 8 4 O 5 4 5 8
6 2 4 4 0 O
1 6 1 8 8 5 1 5 2
2 1 8 1 6 O O 2 2
7 5 2 5 5 3 2 7 6
6 0o 6
3 5 0 4 8 0 4 6 5
4 6 ． 0 3 ． ． 5 7
． ． 1 ． ． 1 1 ． ． 3 1 — 1 l 一 一 3 2
7 8 7 6 5 6 5 8 1
3 4 9 7 5 7 6 7 7
2 3 4 5 6 7 8 9 0
O O O O O O O O 1
0 0 0 0 0 0 O 0 0
2 2 2 2 2 2 2 2 2
实际存款利率指标，首先要对给出的同比居民消
费价格指数进行季度处理 ，然后对于 同一季度 内
存款利率发生变化的情况，我们按照加权处理的
办法对不 同的一年期存款利率进行 处理 ，最后减
去同季度 的居 民消费价格指数 。上述各指标数据
均进行了 x—l2季节处理，提出了季节性等不规则
因素的影响。数 据均来 自历 年 《中国统计年鉴 》、
《中国金融统计年鉴》、中国人民银行 网站 和各期
景气月报。其中，人民币名义有效汇率数据来 自
国际清算银行网站。
(三) 实证模型选择
1．时间序列模型实证分析
时间序列计量分析需要样本数 据是平稳 的单
位根过程，否则就存在 “伪 回归”问题。因此，
本文采用 ADF法对本文变量进行单位根检验 ，以
检验其平稳性。根据表 2，可 以发现 ：虽然在水平
条件下 ，有些 变量是不平 稳的，有些 变量是平稳
的，例如 ，在水平条件下 ， 和 InReer 是平稳变
量 ，其他变量都 是不平稳 的。而在一 阶差 分条件
下 ，所有变量都是平稳的。
表 2 变量 ADF单位根检验
注 ： *、 **、 ⋯ 分别表示在 1O 、5 和 1 水平上显著
由于本文样本空间 比较小，2002年第一季度
至 2010年第三季度，一共才 35个样本点 ，而系统
变量就有 6个 ，另外系统变量也不是同阶变量 ，因
此传统的 VAR模型 、协整方程 、误差修整模型都
不太适合本文的分析，我们只好采用传统的回归
分析来研 究我 国商 品住 房价格 泡沫 的影 响因素。
回归分析结果具体如下 ：
Imr,一O．15+0．68Iny + 1．83InL + 0．22Inzckgmj
+ 0．09lr + 1．18InReer
(O．1O15) (0．0212) (0．0021) (0．0316) (0．0572)
(O．0286)
R 一0．7241 DW 统计量 一1．950
其中，小括号里的值是 P值。根据 回归分析
结果，可以发现：个人住房信贷、汇率、个人收
入、房屋新开工面积、实际存款利率等变量的变
26
化都显著性 影响着房 价泡沫 的变化 。其 中，个 人
住房信贷对房价泡沫影响最大，个人住房信贷每
增加一个百分点会引起房价泡沫上涨 1．83个百分
点。其次是汇率 ，人 民币有效汇率 每上涨一个 百
分点相应地引起房价泡沫上涨 1．18个百分点 。个
人收入、房屋新开工面积、实际存款利率每变动
一 个 百分 点 都会 导 致 房 价 泡 沫相 应 变 动 0．68、
0．22和 0．09个百分点。实证分析 的结果表 明货币
因素和汇率对房价泡沫 的影响较为显著 。
2．面板数据模型实证分析
本文采用 面板数据模型是 因为 ： (1)该模 型
能够同时反 映研 究对象在 时间和截面单元两个方
向的变化规律及不 同时间、不同单元 的特性 。 (2)
面板数据模型综合利用样本信息，使研究更加深
入 ，同时可以减少多重共线性带来的影响。
样本空间选择为 区域 中心 城市和经济发展较
快城市共 19个城市的 2002--2008年季度数据 。其
中，以资本边际收益法测算 的全 国 19个城市商 品
住房泡沫为被解释变量⑦，其他 的解释变量均不做
调整，即 以房屋新开工 面积 、人均收入水 平、个
人住房信贷 、实际存款利率、汇率作 为解释变量 ，
原始数据来 自历年 《中国统计年鉴 》、 《中国金 融
统计年鉴》、 《中国城市统计年鉴 》和 国际清算银
行网站 。
在进行面板数据模 型分析之前 ，我 们可 以根
据 F—test来判断选用齐次线性参数模型还是变截距
模型 ，可以根据 Hausman检验确定选择随机效应
模型还是固定效应模型 。
F—test统计量的构造如下 ：
F一 ～ F 一 s】／r T—N (忌+1)] ‘
1)(忌+1)，7／(T—k一1)]
其 中5 、s 分别表示变截距模型和齐次线性参
数模型的 回归残差平方和 ， 、k分别 为单位 和解
释变量的个数 ，T为样本时间跨度。如果 F统计
量大于F 临界值，则拒绝原假设 ，选择变截距模
型，反之，则选择齐次线性参数模型。
Hausman检验模型的构造如下：
W— Eb- ∑ Eb- ～ (忌)
∑为两类模型 中回归 系数 估计结果之差 的方
差，即∑一var Eb--)]。其中b为固定效应模型中
回归系数的估计结果， 为随机效应模型中回归系
数的估计结果。Hausman检验的原假设为采用随
机效应模型，如果 w 统计值大于临界值，则拒绝
原假设 。
运用 Eviews6．0对面板数据模型形式设定的检
验结果得到，在 5 的显著性水 平下 F统计 量为
1．52，大于临界值 F (108，418)一1．23，因此拒
绝原假设 ，选择变截距模 型。进而根据 Hausman
检验结果可知 ，W一2．483明显大于 5 显著性水
平下的I临界值 7 (5)一1．145，因此拒绝不同个
体具有相 同的截距项 的原假设 ，采 用固定效应模
型。采用固定效应模型的回归结果如下所示 ：
表 3 商品住房 价格 泡沫 形成 因素的面板数 据分 析结果
解 释变量 模型 1 模 型 2 模型 3
— — 0．80423 一 O．1675 0．354O
GO
(0．1889) (0．2269 ) (0．5946 )
0．4975 O．5O12 0．5513
Inv
(33．2171 ’) (29．2158 ) (26．9215 )
1．2942 1．5483 1．6726
InL
(29．2320 ) (30．7894 ) (34．9713 )
0．OO75 O．O129 0．0106
(1_5922。 ) (1．4765 ) (1．1520 )
0．8288 0．7926
InRe8r
(4．2324 ) (2．9547 )
O．12294
Inxkgmj (6
． 5924 )
2 0．6418 O．7O43 O．7518
注 ： **、 *分别表不在 5 、10％的水平上显著 ；括 号内的
数值为t值。
对于商品住房价格泡沫的形成因素我们得到
了三个不 同层 次的面板 回归模 型的分析结果。模
型 1中主要是设计国内需求的各因素之间的回归，
实证结构表明，三者对商品房价格泡沫的解释力
在 64 左右。人均收入水平提高一个百分点 ，商
品房价格泡沫上涨 0．5个百分点 ；个人住房信贷每
提高一个百分点，商品房价格泡沫上涨 1．3个百分
点；实际存款利率对商品房价格泡沫的影响较小。
模型 2中我it']N人了汇率这个变量 ，主要是考虑到
在人 民币升值这样一种现状 或者预期下会有 大量
国际资本进入 我国楼市 ，催生更 多的外部投机性
需求 ，当然这包括外商直接投资和炒作游资在 内。
模型的拟合度为 7O ，其中汇率每上升一个百分
点，商品房价格泡沫上涨 0．8个百分点。模型 4中
我们加入 了新 开工房面积这一 供给 因素 ，实证 结
果表明新开工房面积每增加一个百分点，商品房
价格泡沫上涨 0．1个百分点。需要说明的是，供给
量的增加 并没 有像 经 济学 常理那 样 ，供 给 增加 ，
价格下跌 。现实与实证得到的系数结果是一致 的：
(1)由于商品住房的供给弹性很小，需求的小幅
度上升都会导致商品住房价格更大幅度 的上升，
从而增大了商 品住房价格泡沫 。 (2)由于整个市
场商品住房 的价格在上涨 ，房地产开发 商预期到
了我国房地产业 的发展前 景，增加房屋 的供应本
身带动了更多的需求，导致商品住房供给的增加
和商品房价 格 泡沫 之 间存在 正相 关关 系。另外 ，
与时间序列模型结果相比，面板数据模型各变量
的系数值稍微小一点，它们各个变量系数的正负
号都是一样的。
四、结 论
通过资本边 际收益法对 2002--2010年 的全 国
商品房价格泡沫的测算 ，我们发现 ，就全 国而言 ，
2002--2010年间，我国商品住房市场价格运行主
要经历 了两个 阶段 。第 一 阶段 是 2002--2003年 ，
此期间我 国商 品住 房价格无泡沫运行 。第二 阶段
是 2004--2010年，从 2004年开始 ，我国开始出现
商品住房价格泡沫，除 2006年商品住房价格泡沫
不明显外 ，其余 每年我 国商 品住房市 场均 出现泡
沫。鉴于这种情况，我们从实证的角度，分别选
择时间序列模 型和面板数 据模 型对全 国以及 主要
城市的商品住房价格泡沫形成 因素进行实证分析。
结果表明，人 均收入 水平 的提高 ，个 人住房
信贷的增加以及实际存款利率为负等国内层面的
需求因素都会不同程度导致商品房价格泡沫的膨
胀，尤其是个人住房信贷对商品房价格泡沫的影
响最为显著。一方 面，个人 住房信贷 消费观念 的
形成不但直接形成 了商品住房市场的刚性需求，
而且也强化 了商品住房价格上涨 的预期 。另一方
面，实际存款利率为负促使民众将钱从银行投入
楼市 ，这一大规模的资金流动极 大地增加 了商 品
住房的需求，对推高商品住房价格，从而产生甚
至增大商品住房价格 泡沫产生了重大影响。此外 ，
由于人民币在汇改以来不断的升值及其将不断升
值的预期，吸引了大量外 国资本涌人我国股市、
楼市 ，这部分资金在催生商 品住房需求 的同时扭
曲了商品住房价格，这部分投机性资本对商品住
房市场 的影 响如 理论分 析部分 得到 的结论 一样 ，
是我们应该高度警惕的。
注释 ：
① 王雪峰 (2005)只把 5年以上的金融机构贷款利率设为
资本基础价值的最大值 (最大报酬率)，没有设定资本
27
基础价值的最小值 (最小报酬率)。李木祥 (2007)把 5
年以上的金融机构贷款利率设为资本基础价值的最大值
(最大报酬率)，把 1年期存 款利率设为资本 基础价值 的
最小值 (最小报酬率)。具体 内容可参见 ：李木祥 《中
国房地产泡沫研究 》，北京 ：中 国金 融出版社 ，2007年
版 ；王雪峰 ： 《中国房 地产 市场 泡 沫 的测 度研 究 》，载
《现代经济探讨》，2005第 8期。
② 由于 19个城市的房地产泡沫数据过于庞大，因此这里
作者省去了具体数据表格，如有兴趣可找作者索要。
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On Commercial Housing Price Foam in China
LI Xing，ZENG Yong
(National Economics Research Center，Guangdong University of Business Studies，Guangzhou Guangdong 510320，China)
Abstract：This article calculated the nationa1 commercia1 housing price foam in 2002-- 2010 years through the capital marginal
profit method．We found that in 2002--2010，the commercial housing market price has undergone two major stages．The first
stage was in 2002-- 2003 years，during this period，the housing price is no foam．The second stage was in 2004-- 2010 years，
since 2004，the commodity housing price foam appeared，housing price foam was obscurely except in 2006，and the other years
the commodity housing market foam were existed．In view of this，we makes an empirical analysis on the facts of commodity
housing price foam of the whole nation and the main city by choosing the time series model and panel data model respectively．
Key words：commercial housing price；foam；capital marginal profit method
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