房地产企业的利润总额与收入构成相关性研究

1、房地产企业的利润总额与其收入构成的相关性研究以2007年房地产企业营业数据为例一、数据选择本文选择的数据为2007年全国31个省、自治区和直辖市的截面数据，研究各省区房地产企业2007年的利润总额与其收入构成（商品房销售收入、房屋出租收入和土地转让收入）之间的相关性。表1.2007年中国31省区房地产企业营业利润与收入构成表地区（2007）经营总收入土地转让收入商品房屋销售收入房屋出租收 入营 业利 润 北 京228799731034695204644798101622241125 天 津5595697236431495684240158527771 河 北465258332753454924

2、47863294964 山 西175534713018158924023475-48201 内蒙古376620379413740967572286935 辽 宁876174068877857502020793471886 吉 林2399140023617511669070445 黑龙江3224432503130882064450259512 上 海287629169341642363122717869895511776 江 苏2170207016301920929900619541921361 浙 江186776045600418186819655051972895 安 徽5305822468

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

4、 海 南1184764213921104830129097482 重 庆749497890684691671156993420912 四 川9780001114589908055835132659611 贵 州16710338652157616414690-49016 云 南308889257408296859726305142347 西 藏1702020162858704132212 陕 西276280574422698491511353444 甘 肃91943174758643142212027719 青 海305942196301373175714362 宁 夏8619273552838

5、97915698-3520 新 疆20209301140197273124446109486单位：万元 数据来源：中国统计年鉴二、模型构造现在，我们来分析各省区房地产企业营业利润受其收入构成的阻碍。首先，我们构造模型的回归方程：接下来，把相关数据输入Eviews，用一般最小二乘法求解，得道样本回归方程：PROFIT = - 247265.451472 + 0.131961941353*SALE + 2.05919332068*RENT - 1.03829711341*LAND通过上图能够发觉，回归方程的拟合度较好，D-W检验也专门好，不存在一阶序列相关。然而土地转让收入的参数可能量的P值与t检

6、验值都不显著，因此我们再来检验解释变量间的多重共线性：通过上图能够看出，土地转让收入与商品房销售收入和房屋出租收入之间存在近似共线性，因此结合上面的P值和t值检验，能够去掉引起共线性的变量“土地转让收入”，从而得到新的回归方程：同样，把相关的数据输入Eviews，用一般最小乘法得到样本回归方程为：PROFIT = - 237492.569606 + 0.118864183784*SALE + 1.56375792454*RENT 从上图能够看出，各参数可能量的P值和t检验值都专门好，D-W检验也专门漂亮地接近2，方程总体的拟合度也较佳，接下来异方差检验，那个地点我们采纳的是怀特检验：能够发觉，

7、可决系数R-squared较大，RENT2的t-Statistic专门大，讲明存在着异方差。现在，采纳加权最小二乘法（WLS）消除异方差，得到新的样本回归方程：PROFIT = - 230904.740437 +0.115787008878*SALE +1.67342327822*RENT 通过加权最小二乘法后，样本回归方程的拟合优度得到改进。三、模型改进由于房地产企业营业利润中，商品房销售收入占了专门大的比重，对营业利润起着最重要的贡献，而商品房的销售收入又与居民的储蓄存款、工资收入以及商品房自身的价格有专门大的关系，因此，我们引进联立方程的计量经济学模型。首先，我们先分析商品房销售收入与居

8、民的储蓄存款、工资收入以及商品房自身的价格之间相关性，从而构建一个多元回归模型：表2.商品房销售收入的阻碍变量及数据地 区（2007）商品房屋销售收入职工工资总额城乡居民储蓄存款（2006）商品房平均销售价格（元） 北 京20464479219427438703800011553 天 津49568426026534280740005811 河 北45492449732071801416002586 山 西15892407849588479618002250 内蒙古37409675365887227135002247 辽 宁857502011027967770120003490 吉 林23617

9、515287046310752002302 黑龙江30882068841104437359002471 上 海2363122714372216872700008361 江 苏20929900180665111.22E+084024 浙 江18186819192422281.05E+085786 安 徽51027637089072407780002664 福 建74010079481296447810004684 江 西33003384994197315169002072 山 东11631619199263561.04E+082904 河 南593902914313529736737002253

10、 湖 北48105718712849510340003053 湖 南45795478708188476231002233 广 东29314579285498652.16E+085914 广 西34033195872155294621002539 海 南1104830144006779057004162 重 庆69167114998743294905002723 四 川908055810915972678772002840 贵 州15761644392457159687002137 云 南29685975664925285486002455 西 藏162858805584.11398000270

11、4 陕 西26984916986137406760002622 甘 肃8643143881377182340002191 青 海301373112064440628002311 宁 夏838979150024358113002136 新 疆19727315332395203563002081单位：万元（除专门讲明外） 数据来源：中国统计年鉴接下来，把相关数据输入Eviews，用一般最小二乘法求解，得道样本回归方程：SALE = - 4355862.5225 - 0.109288949438*WAGE + 0.132932918743*SAVING + 1560.93435094*PRICE 从

12、上图不难看出，居民的工资收入的参数可能量的P值达到了0.6539，t检验值夜专门小，讲明居民的工资收入对商品房销售收入的阻碍不显著，从而能够排除居民工资收入那个解释变量。因此，构建新的回归方程：然后，利用一般最小二乘法（OLS）得到样本回归方程：SALE = - 4379661.24107 + 0.118868600771*SAVING + 1491.35939031*PRICE能够看出，改进后的样本回归方程的参数可能量的P值和t检验都得到通过，拟合优度也较好，只是D-W值不理想，然而这并不阻碍回归方程选择的有效性。因此，通过以上的检验过程，我们能够得到联立方程的计量经济学模型:因此，把相关数

13、据输入Eviews软件，利用二时期最小二乘法（TSLS）得到利润方程的可能量为：商品房销售收入方程的可能量为：利润的样本回归方程为：PROFIT=-255689.645126+0.122403594174*SALE+1.51190976239*RENT 商品房销售收入的样本回归方程为：SALE=-4379661.24107+0.11886860077*SAVING+1491.35939031*PRICE四、单方程计量经济学模型与联立方程计量经济学模型的参数可能量比较单方程计量经济学模型求得的利润样本回归方程:PROFIT = - 230904.740437 +0.115787008878*SALE +1.67342327822*RENT 联立方程计量经济学模型求得的利润样本回归方程：PROFIT=-255689.645126+0.122403594174*SALE+