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、八房地產(chǎn)企業(yè)的利昂潤總額與其收入把構(gòu)成的相關(guān)性研背究案凹以2007年房叭地產(chǎn)企業(yè)營業(yè)數(shù)癌據(jù)為例一、數(shù)據(jù)選擇辦本文選擇的數(shù)據(jù)奧為2007年全礙國31個省、自般治區(qū)和直轄市的愛截面數(shù)據(jù)，研究爸各省區(qū)房地產(chǎn)企懊業(yè)2007年的胺利潤總額與其收矮入構(gòu)成（商品房扳銷售收入、房屋邦出租收入和土地奧轉(zhuǎn)讓收入）之間頒的相關(guān)性。哎表1.安2007年中國胺31省區(qū)暗房地產(chǎn)企業(yè)營業(yè)啊利潤與收入構(gòu)成百表拌地區(qū)搬（2007）傲經(jīng)營總收入澳土地轉(zhuǎn)讓皚收入罷商品房屋邦銷售收入把房屋出租傲收 入笆營 業(yè)癌利 潤敗 北 京捌2287997八3柏1034695辦2046447安9般810162稗2241125奧 天 津敖55956

2、97佰236431艾4956842癌40158昂527771拔 河 北昂4652583埃32753礙4549244艾7863辦294964絆 山 西八1755347澳13018愛1589240唉23475壩-48201盎 內(nèi)蒙古氨3766203背7941邦3740967柏572凹286935白 遼 寧白8761740阿68877靶8575020搬20793敖471886皚 吉 林霸2399140啊0愛2361751熬16690笆70445礙 黑龍江爸3224432案5031拜3088206板4450盎259512半 上 海岸2876291芭6拔934164氨2363122矮7皚1786989骯

3、5511776壩 江 蘇把2170207跋0壩163019澳2092990稗0罷61954襖1921361芭 浙 江骯1867760奧4邦56004爸1818681吧9哎65505扒1972895半 安 徽斑5305822愛46854伴5102763啊17277襖272033盎 福 建拔8118966盎112461霸7401007埃44425按946495唉 江 西藹3475546巴19794班3300338叭3995吧316988百 山 東埃1215444叭1熬129970伴1163161翱9板63053拜999041安 河 南板6090315澳45874扮5939029扳14200岸583

4、482襖 湖 北稗5108952耙32707盎4810571挨17629愛544947案 湖 南俺5044767按203876挨4579547案34215矮-1631奧 廣 東昂3270229傲7盎752014吧2931457板9捌607574背5498023辦 廣 西巴3531568澳71191拔3403319傲16504按191231挨 海 南俺1184764隘21392芭1104830藹1290懊97482搬 重 慶拜7494978般90684案6916711扒56993安420912敗 四 川盎9780001氨114589捌9080558按35132背659611唉 貴 州暗16710

5、33叭8652澳1576164澳14690版-49016啊 云 南半3088892奧57408般2968597骯26305扳142347昂 西 藏挨170202瓣0斑162858藹7041唉32212哎 陜 西斑2762805伴7442板2698491骯5113霸53444巴 甘 肅埃919431頒7475壩864314敗22120艾27719斑 青 海捌305942骯196芭301373吧1757艾14362敗 寧 夏跋861927稗3552骯838979澳15698隘-3520阿 新 疆邦2020930澳1140啊1972731絆24446澳109486唉單位：萬元澳 叭 擺 挨 懊 埃

6、辦 皚數(shù)據(jù)來源：中澳國統(tǒng)計年鑒二、模型構(gòu)造罷現(xiàn)在，我們來分靶析各省區(qū)房地產(chǎn)氨企業(yè)營業(yè)利潤受把其收入構(gòu)成的影岸響。稗首先，我們構(gòu)造叭模型的回歸方程版：罷接下來，把相關(guān)岸數(shù)據(jù)輸入E拜v矮iews岸，用普通最小二班乘法敖求解，得板道樣本回歸方程巴：扮PROFIT 把= 背- 24726稗5.45147襖2斑 疤+翱 拌0.13196鞍1941353扮*SALE +懊 2.0591版93按32068*R唉ENT - 1靶.038297岸11341*L皚AND岸通過上圖可以發(fā)扳現(xiàn)，回歸方程的扳擬合度較好，D壩-W檢驗也很好柏，不存在一階序敖列相關(guān)。但是土擺地轉(zhuǎn)讓收入的參捌數(shù)估計量的P值吧與t般檢驗值都不

7、顯著案，于是我們再來扳檢驗解釋變量間半的多重共線性安：拜通過上圖可以看俺出，土地轉(zhuǎn)讓收癌入與商品房銷售邦收入和房屋出租捌收入之間存在近柏似共線性，于是稗結(jié)合上面的P值擺和t值檢驗，可阿以去掉引起共線背性的變量頒“俺土地轉(zhuǎn)讓收入耙”熬，從而得到新的愛回歸方程：八同樣，把相關(guān)的俺數(shù)據(jù)輸入Evi霸ews，用普通搬最小乘法得到拔樣本回歸方程為芭：熬PROFIT 暗= - 237佰492.569笆606吧 + 跋0.11886哀4183784懊*SALE +班 1.5637般5792454昂*RENT 愛從上圖可以看出叭，各參數(shù)估計量板的P值和t檢驗把值都很好，D-艾W檢驗也很漂亮疤地接近2稗，方程總體

8、的擬奧合度也較佳，接熬下來異方差檢驗藹，這里我們采用唉的是懷特檢驗：般可以發(fā)現(xiàn)，可決擺系數(shù)R-squ跋ared較大，愛RENT2的扳t-Stati藹stic很大，扮說明存在著異方絆差。按此時，采用加權(quán)傲最小二乘法（W板LS）消除異方扳差，得到新的樣藹本回歸方程：邦PROFIT 拌= - 230皚904.740澳437挨 鞍+吧0.11578襖7008878拜*SALE +班1.67342搬327822*笆RENT 埃經(jīng)過加權(quán)最小二白乘法后，樣本回盎歸方程的擬合優(yōu)頒度得到改進(jìn)。三、模型改進(jìn)氨由于房地產(chǎn)企業(yè)懊營業(yè)利潤中，商把品房銷售收入占壩了很大的比重，疤對營業(yè)利潤起著凹最重要的貢獻(xiàn)，爸而商品房的

9、銷售巴收入又與居民的邦儲蓄存款百、工資收入以及礙商品房自身的價埃格有很大的關(guān)系熬，所以，我們引埃進(jìn)聯(lián)立方程的計爸量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。敖首先，我們先分安析商品房銷售收熬入與居民的儲蓄佰存款、工資收入辦以及商品房自身扮的價格之間相關(guān)笆性，從而構(gòu)建一翱個多元回歸模型扒：爸表2.商品房銷矮售收入的影響變骯量及數(shù)據(jù)案地 區(qū)辦（2007）氨商品房屋銷售艾收入奧職工工資總額氨城鄉(xiāng)居民儲蓄存唉款芭（2006）般商品房平均銷售半價格（元）版 北 京埃2046447奧9隘2194274熬3挨8703800胺0般11553笆 天 津板4956842笆6026534挨2807400稗0笆5811胺 河 北敗4549244盎

10、9732071般8014160佰0昂2586氨 山 西巴1589240哎7849588盎4796180襖0班2250瓣 內(nèi)蒙古霸3740967哎5365887翱2271350頒0骯2247鞍 遼 寧拌8575020敖1102796百7哀7701200岸0啊3490擺 吉 林半2361751靶5287046癌3107520扒0伴2302吧 黑龍江拌3088206爸8841104罷4373590頒0矮2471盎 上 海耙2363122敖7昂1437221壩6耙8727000熬0挨8361翱 江 蘇襖2092990凹0爸1806651稗1安1.22E+0捌8跋4024艾 浙 江瓣1818681搬9按

11、1924222捌8藹1.05E+0擺8翱5786靶 安 徽唉5102763半7089072搬4077800捌0扮2664暗 福 建斑7401007翱9481296挨4478100百0辦4684拔 江 西暗3300338翱4994197霸3151690背0挨2072耙 山 東八1163161熬9搬1992635扳6柏1.04E+0耙8瓣2904拜 河 南頒5939029隘1431352瓣9靶7367370版0按2253俺 湖 北挨4810571暗8712849艾5103400奧0安3053叭 湖 南皚4579547靶8708188辦4762310襖0懊2233暗 廣 東版2931457阿9瓣28

12、54986懊5氨2.16E+0扳8癌5914佰 廣 西頒3403319稗5872155昂2946210暗0稗2539扮 海 南藹1104830襖1440067板7905700鞍4162扳 重 慶懊6916711柏4998743安2949050凹0藹2723巴 四 川吧9080558藹1091597扳2瓣6787720岸0奧2840頒 貴 州鞍1576164懊4392457版1596870伴0傲2137背 云 南敖2968597爸5664925叭2854860叭0翱2455暗 西 藏啊162858熬805584.皚1昂1398000熬2704柏 陜 西佰2698491鞍6986137背40676

13、00藹0巴2622罷 甘 肅罷864314昂3881377昂1823400熬0翱2191邦 青 海芭301373伴1120644凹4062800襖2311矮 寧 夏盎838979邦1500243按5811300邦2136板 新 疆般1972731礙5332395氨2035630半0辦2081矮單位：萬元（除艾特殊說明外）哀 氨 耙 翱 奧 辦數(shù)據(jù)來源：中國擺統(tǒng)計年鑒哀接下來，把相關(guān)俺數(shù)據(jù)輸入E般v班iews，用普白通最小二乘法求白解，得道樣本回安歸方程：搬SALE = 案- 43558胺62.5225擺 - 澳0.10928盎8949438跋*WAGE +傲 0.1329扮3291874阿3*

14、SAVIN奧G + 156巴0.93435絆094*PRI哎CE 柏從上圖不難看出岸，居民的工資收唉入的參數(shù)估計量胺的P值達(dá)到了0笆.6539，t奧檢驗值夜很小，伴說明居民的工資絆收入對商品房銷暗售收入的影響不把顯著，從而可以按排除居民工資收挨入這個解釋變量阿。所以，擺構(gòu)建阿新的回歸方程：案然后，吧利用普通最小二藹乘法（OLS）皚得到樣本回歸方扳程：哎SALE = 扳- 43796八61.2410般7罷 + 柏0.11886佰8600771襖*SAVING礙 斑+ 1491.捌3593903隘1*PRICE皚可以看出，改進(jìn)扳后的樣本回歸方耙程的參數(shù)估計量跋的P值和t檢驗拜都得到通過，擬罷合優(yōu)度

15、也較好，絆只是D-W值不氨理想，但是這并昂不影響回歸方程般選擇的有效性。搬所以，通過以上擺的檢驗過程，我扮們可以得到聯(lián)立矮方程的計量經(jīng)濟(jì)挨學(xué)模型:啊所以，把相關(guān)數(shù)稗據(jù)輸入Evie把ws軟件，利用敖二階段最小二乘叭法（TSLS）扮得到利潤方程的艾估計量為：邦商品房銷售收入把方程罷的估計量為：熬利潤的樣本回歸骯方程為：哎PROFIT=敗-255689澳.645126佰+0.1224辦0359417擺4*伴SALE奧+1.5119唉0976239傲*RENT笆 昂商品房銷售收入礙的樣本回歸方程擺為：襖SALE阿=-43796半61.2410搬7+0.118把8686007凹7*SAVIN唉G+1491.芭3593903扮1*PRICE扳四、單方程計量阿經(jīng)濟(jì)學(xué)模型與聯(lián)頒立方程計量經(jīng)濟(jì)扳學(xué)模型的參數(shù)估疤計量瓣比較敖單方程計量經(jīng)濟(jì)邦學(xué)模型跋求得的利潤霸樣本回歸方程:愛PROFIT 哀= - 230唉904.740胺437礙 隘+骯0.11578隘7008878襖*SALE +疤1.67342隘327822*翱RENT 版聯(lián)立方程計量經(jīng)皚濟(jì)學(xué)模型求得的埃利潤樣本回歸方盎程：敖PROFIT=叭-255689罷.645126翱+0.1224懊0359417叭4*熬