房地產(chǎn)企業(yè)的利潤總額與收入構(gòu)成相關(guān)性研究

1、房地產(chǎn)企業(yè)的利潤總額與其收入構(gòu)成的相關(guān)性研究以2007年房地產(chǎn)企業(yè)營業(yè)數(shù)據(jù)為例一、數(shù)據(jù)選擇本文選擇的數(shù)據(jù)為2007年全國31個省、自治區(qū)和直轄市的截面數(shù)據(jù)，研究各省區(qū)房地產(chǎn)企業(yè)2007年的利潤總額與其收入構(gòu)成（商品房銷售收入、房屋出租收入和土地轉(zhuǎn)讓收入）之間的相關(guān)性。表1.2007年中國31省區(qū)房地產(chǎn)企業(yè)營業(yè)利潤與收入構(gòu)成表地區(qū)（2007）經(jīng)營總收入土地轉(zhuǎn)讓收入商品房屋銷售收入房屋出租收 入營 業(yè)利 潤 北 京228799731034695204644798101622241125 天 津5595697236431495684240158527771 河 北465258332753454924

2、47863294964 山 西175534713018158924023475-48201 內(nèi)蒙古376620379413740967572286935 遼 寧876174068877857502020793471886 吉 林2399140023617511669070445 黑龍江3224432503130882064450259512 上 海287629169341642363122717869895511776 江 蘇2170207016301920929900619541921361 浙 江186776045600418186819655051972895 安 徽5305822468

3、54510276317277272033 福 建8118966112461740100744425946495 江 西34755461979433003383995316988 山 東121544411299701163161963053999041 河 南609031545874593902914200583482 湖 北510895232707481057117629544947 湖 南5044767203876457954734215-1631 廣 東32702297752014293145796075745498023 廣 西353156871191340331916504191231

4、 海 南1184764213921104830129097482 重 慶749497890684691671156993420912 四 川9780001114589908055835132659611 貴 州16710338652157616414690-49016 云 南308889257408296859726305142347 西 藏1702020162858704132212 陜 西276280574422698491511353444 甘 肅91943174758643142212027719 青 海305942196301373175714362 寧 夏8619273552838

5、97915698-3520 新 疆20209301140197273124446109486單位：萬元 數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒二、模型構(gòu)造現(xiàn)在，我們來分析各省區(qū)房地產(chǎn)企業(yè)營業(yè)利潤受其收入構(gòu)成的阻礙。首先，我們構(gòu)造模型的回歸方程：接下來，把相關(guān)數(shù)據(jù)輸入Eviews，用一般最小二乘法求解，得道樣本回歸方程：PROFIT = - 247265.451472 + 0.131961941353*SALE + 2.05919332068*RENT - 1.03829711341*LAND通過上圖能夠發(fā)覺，回歸方程的擬合度較好，D-W檢驗也專門好，不存在一階序列相關(guān)。然而土地轉(zhuǎn)讓收入的參數(shù)可能量的P值與t檢

6、驗值都不顯著，因此我們再來檢驗解釋變量間的多重共線性：通過上圖能夠看出，土地轉(zhuǎn)讓收入與商品房銷售收入和房屋出租收入之間存在近似共線性，因此結(jié)合上面的P值和t值檢驗，能夠去掉引起共線性的變量“土地轉(zhuǎn)讓收入”，從而得到新的回歸方程：同樣，把相關(guān)的數(shù)據(jù)輸入Eviews，用一般最小乘法得到樣本回歸方程為：PROFIT = - 237492.569606 + 0.118864183784*SALE + 1.56375792454*RENT 從上圖能夠看出，各參數(shù)可能量的P值和t檢驗值都專門好，D-W檢驗也專門漂亮地接近2，方程總體的擬合度也較佳，接下來異方差檢驗，那個地點我們采納的是懷特檢驗：能夠發(fā)覺，

7、可決系數(shù)R-squared較大，RENT2的t-Statistic專門大，講明存在著異方差?，F(xiàn)在，采納加權(quán)最小二乘法（WLS）消除異方差，得到新的樣本回歸方程：PROFIT = - 230904.740437 +0.115787008878*SALE +1.67342327822*RENT 通過加權(quán)最小二乘法后，樣本回歸方程的擬合優(yōu)度得到改進(jìn)。三、模型改進(jìn)由于房地產(chǎn)企業(yè)營業(yè)利潤中，商品房銷售收入占了專門大的比重，對營業(yè)利潤起著最重要的貢獻(xiàn)，而商品房的銷售收入又與居民的儲蓄存款、工資收入以及商品房自身的價格有專門大的關(guān)系，因此，我們引進(jìn)聯(lián)立方程的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。首先，我們先分析商品房銷售收入與居

8、民的儲蓄存款、工資收入以及商品房自身的價格之間相關(guān)性，從而構(gòu)建一個多元回歸模型：表2.商品房銷售收入的阻礙變量及數(shù)據(jù)地 區(qū)（2007）商品房屋銷售收入職工工資總額城鄉(xiāng)居民儲蓄存款（2006）商品房平均銷售價格（元） 北 京20464479219427438703800011553 天 津49568426026534280740005811 河 北45492449732071801416002586 山 西15892407849588479618002250 內(nèi)蒙古37409675365887227135002247 遼 寧857502011027967770120003490 吉 林23617

9、515287046310752002302 黑龍江30882068841104437359002471 上 海2363122714372216872700008361 江 蘇20929900180665111.22E+084024 浙 江18186819192422281.05E+085786 安 徽51027637089072407780002664 福 建74010079481296447810004684 江 西33003384994197315169002072 山 東11631619199263561.04E+082904 河 南593902914313529736737002253

10、 湖 北48105718712849510340003053 湖 南45795478708188476231002233 廣 東29314579285498652.16E+085914 廣 西34033195872155294621002539 海 南1104830144006779057004162 重 慶69167114998743294905002723 四 川908055810915972678772002840 貴 州15761644392457159687002137 云 南29685975664925285486002455 西 藏162858805584.11398000270

11、4 陜 西26984916986137406760002622 甘 肅8643143881377182340002191 青 海301373112064440628002311 寧 夏838979150024358113002136 新 疆19727315332395203563002081單位：萬元（除專門講明外） 數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒接下來，把相關(guān)數(shù)據(jù)輸入Eviews，用一般最小二乘法求解，得道樣本回歸方程：SALE = - 4355862.5225 - 0.109288949438*WAGE + 0.132932918743*SAVING + 1560.93435094*PRICE 從

12、上圖不難看出，居民的工資收入的參數(shù)可能量的P值達(dá)到了0.6539，t檢驗值夜專門小，講明居民的工資收入對商品房銷售收入的阻礙不顯著，從而能夠排除居民工資收入那個解釋變量。因此，構(gòu)建新的回歸方程：然后，利用一般最小二乘法（OLS）得到樣本回歸方程：SALE = - 4379661.24107 + 0.118868600771*SAVING + 1491.35939031*PRICE能夠看出，改進(jìn)后的樣本回歸方程的參數(shù)可能量的P值和t檢驗都得到通過，擬合優(yōu)度也較好，只是D-W值不理想，然而這并不阻礙回歸方程選擇的有效性。因此，通過以上的檢驗過程，我們能夠得到聯(lián)立方程的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型:因此，把相關(guān)數(shù)

13、據(jù)輸入Eviews軟件，利用二時期最小二乘法（TSLS）得到利潤方程的可能量為：商品房銷售收入方程的可能量為：利潤的樣本回歸方程為：PROFIT=-255689.645126+0.122403594174*SALE+1.51190976239*RENT 商品房銷售收入的樣本回歸方程為：SALE=-4379661.24107+0.11886860077*SAVING+1491.35939031*PRICE四、單方程計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型與聯(lián)立方程計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的參數(shù)可能量比較單方程計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型求得的利潤樣本回歸方程:PROFIT = - 230904.740437 +0.115787008878*SALE +1.67342327822*RENT 聯(lián)立方程計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型求得的利潤樣本回歸方程：PROFIT=-255689.645126+0.122403594174*SALE+