1、中國石化利潤因素分析word格式，下載后您可任意修改編輯）摘要：本文通過建立以總資產規模，主營業務成本以及國內生產總值為因素的線性回歸模型，運用多元回歸分析方法對模型進行平穩性檢驗，多重共線性檢驗，自相關以及異方差的檢驗。對模型進行修正試圖找出影響凈利潤的原因并提出建議。關鍵詞：凈利潤多元回歸分析計量經濟學檢驗問題的提出2003年以來，國際原油價格持續攀升，盡管2006年9月份以來有所回落，但仍處于高價位。國家從穩定經濟和社會大局出發，對國內成品油價格從緊調控，國內成品油價格始終大幅低于國際價格，國內煉油企業出現嚴重虧損。中國石化提供的數據顯示，國際原油價格從2003年平均281>.4美

2、元/桶上升到2006年1至9月平均66美元/桶，上升了132%。經過先后13次調價，國內汽油價格上升了72%,柴油價格上升了67%,相當長時間內國內成品油價格與進口原油價格嚴重倒掛。中國石化33家煉油企業中，已有13家資產負債率接近或超過100%2006年12月27日中國石化股份有限公司董事會發言人透露，由于國內成品油價格始終大幅低于國際價格，煉油企業嚴重虧損，政府對中國石化2006年煉油企業政策性虧損給予一次性財政補貼50億元。中國石化進口原油占全國80%,加工量占全國70%,國際油價上漲造成的虧損大部分由中國石化承擔，國家對成品油價格調控的影響也主要反映在中國石化。長期以來，中石化在南方天

3、然氣市場上擁有管網建設和終端用戶方面的較大優勢.其煉油能力排名世界第三位，乙烯產能排名世界第四位。成品油銷售網絡不斷完善，自營加油站達到2.8萬座，排名世界第三位。但在氣源供應上卻比較薄弱。而面對國內石油行業的壟斷局面，很多人質疑中國石化巨額虧損的真實性。本文將從影響凈利潤的總資產規模和主營業務成本等方面，分析影響凈利潤的主要原因。通過模型的分析探討是擴大上游的競爭實力比如擁有更多的油田以控制成本有利還是集中優勢發展零售業務更有利于增加利潤。二，模型設定影響利潤因素的分析首先，總資產規模。石油行業屬于典型的寡頭壟斷市場。若企業的長期生產成本曲線是下降的，則說明企業可以通過規模效應產生更大的利潤

4、。這時，資產的規模地擴大，比如增加加油站的數量，加強零售業務的競爭力，收購下屬子公司少數股東權益等使長期股權投資增加以及實施增加固定資產的投資計劃等都將對利潤有很大影響。其次，主營業務成本。由于中國石化的優勢在煉油方面，對資源掌握的不多，進口量占國內進口石油總量的80%。隨著國際石油價格的上漲，成本上漲對利潤影響越來越大。最后，國內生產總值。一國的經濟運行周期對石油行業的影響也很大。經濟穩步發展，對石油化工產品等的需求也會相應變大。相反，若國內經濟低迷，投資不足，對石油行業的打擊也很大。所以石油行業與國家經濟發展關系密切。因此，將“總資產規模”，“主營業務成本”，“國內生產總值”作為模型的解釋

5、變量。模型形式建立線性回歸模型：表示總資產，表示主營業務成本，表示國內生產總值，表示凈利潤。四，數據的收集本文收集了2002年第一季度至2007年第一季度中國石化的相關數據。如下表：單位：百萬元凈利潤總資產主營業務成本GDP2002年第一季1023652945166721192602002年第二季44023716656348124806202002 年第三季45513750096878426368102002年第四季50663683756725047965802003年第一季58133803307617823856202003年第二季39523801147612527217302003年第三季

6、50393746768190629347702003年第四季42073902138889555401402004年第一季74304069009458327262002004 年第二季760942292511151531780702004年第三季900343030411695634452502004年第四季823346008113595366383102005年第一季900448178513618737957402005 年第二季904049298615699442024502005年第三季843250069618643344802802005年第四季1308252057218863558300

7、102006年第一季935053992719113743390502006年第二季1114956888821816148052502006年第三季1313558259723022150033802006年第四季168505965192405106793020194186230662525195028700數據來源：中經網以及中國石化網站。五，模型的估計與調整檢驗各解釋變量與被解釋變量的平穩性。總資產（）的單位根檢驗：由的圖形可以看出的長期波動存在向上的趨勢，可能不平穩。于是，對的一階差分作單位根檢驗：ADFTestStatistic-4.2086931%CriticalValue*-4.534

8、8root.5%CriticalValue-3.674610%CriticalValue-3.2762*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitD(X1(-1)AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X1,2)Method:LeastSquaresDate:06/22/07Time:23:58Sample(adjusted):2002:32007:1Includedobservations:19afteradjustingendpointsVariableCo

9、efficientStd.Errort-StatisticProb.-1.0466510.248688-4.2086930.0007C135.07344377.9920.0308530.9758TREND(2002:1)1242.208444.16952.7966980.0129R-squared0.527142Meandependentvar1061.895AdjustedR-squared0.468035S.D.dependentvar11658.75S.E.ofregression8503.421Akaikeinfocriterion21.07826Sumsquaredresid1.16

10、E+09Schwarzcriterion21.22739Loglikelihood-197.2435F-statistic8.918406Durbin-Watsonstat2.034431Prob(F-statistic)0.002499由上表可知，t統計量值-4.208693，小于單位根檢驗的5%，10%顯著性水平下的臨界值-3.6746和-3.2762，從而拒絕原假設。表明總資產（）的差分序列不存在單位根，是平穩序列。即序列是一階單整的，即I（1）。主營業務成本（）的單位根檢驗：由的圖形可以看出的長期波動存在向上的趨勢，可能不平穩。于是，對的一階差分作單位根檢驗：ADFTestStatis

11、tic-4.5187671%CriticalValue*-3.83045%CriticalValue-3.0294root.10%CriticalValue-2.6552*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitAugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X2,2)Method:LeastSquaresDate:06/23/07Time:13:48Sample(adjusted):2002:32007:1Includedobservations:19afterad

12、justingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(X2(-1)-1.0916400.241579-4.5187670.000310860.193200.0733.3937320.0035R-squared0.545688Meandependentvar10.26316AdjustedR-squared0.518964S.D.dependentvar13295.30S.E.ofregression9221.186Akaikeinfocriterion21.19570Sumsquaredresid1.45E+09Schwar

13、zcriterion21.29511Loglikelihood-199.3591F-statistic20.41926Durbin-Watsonstat1.998857Prob（F-statistic）0.000303由上表可知，t統計量值-4.518767，小于單位根檢驗的1%，5%，10%顯著性水平下的臨界值-3.8304，-3.0294和-2.6552，從而拒絕原假設。表明主營業務成本（）的差分序列不存在單位根，是平穩序列。即序列是一階單整的，即I（1）。國內生產總值的單位根檢驗:可能不平穩。 于是， 對的一階差分作單位根檢驗：ADFTestStatistic-7.1513431%Cri

14、ticalValueMacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unitroot.-4.53485%CriticalValue-3.674610%CriticalValue-3.2762AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X3,2)Method:LeastSquaresDate:06/23/07Time:16:50Sample(adjusted):2002:32007:1Includedobservations:19afteradjustingend

15、pointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(X3(-1)-1.5599120.218128-7.1513430.0000C349770.2798250.40.4381710.6671-7084.50165019.67-0.1089590.9146R-squared0.762439Meandependentvar-111877.9AdjustedR-squared0.732744S.D.dependentvar2999184.S.E.ofregression1550483.Akaikeinfocriterion31.48997Sumsq

16、uaredresid3.85E+13Schwarzcriterion31.63909Loglikelihood-296.1547F-statistic25.67555Durbin-Watsonstat2.300057Prob（F-statistic）0.000010由上表可知，t統計量值-7.151343，小于單位根檢驗的1%，5%，10%顯著性水平下的臨界值-4.5348，-3.6746和-3.2762，從而拒絕原假設。表明國內生產總值（）的差分序列不存在單位根，是平穩序列。即序列是一階單整的，即I（1）。凈利潤的單位根檢驗：Y的圖形可以看出Y的長期波動是變趨勢的，可能不平穩。于是，對Y的一

17、階差分作單位根檢驗：ADFTestStatistic-6.5360451%CriticalValueMacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unitroot.-4.53485%CriticalValue-3.674610%CriticalValue-3.2762AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(Y,2)Method:LeastSquaresDate:06/23/07Time:00:03Sample(adjusted):2002:32007:1I

18、ncludedobservations:19afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(Y(-1)-1.3491530.206417-6.5360450.0000C-220.9104958.6557-0.2304380.8207TREND(2002:1)119.90861.5470830.1414R-squared0.733217Meandependentvar-91.15789AdjustedR-squared0.699869S.D.dependentvar3370.376S.E.ofregress

19、ion1846.434Akaikeinfocriterion18.02384Sumsquaredresid54549075Schwarzcriterion18.17296Loglikelihood-168.2265F-statistic21.98692Durbin-Watsonstat2.089015Prob(F-statistic)0.000026由上表可知，t統計量值-6.536045，小于單位根檢驗的1%，5%，10%顯著性水平下的臨界值-4.5348，-3.6746和-3.2762，從而拒絕原假設。表明凈利潤(Y)的差分序列不存在單位根，是平穩序列。即Y序列是一階單整的，即YI(1)。

20、由上可知，解釋變量與被解釋變量都是平穩的，避免了“偽回歸”。可以用最小二乘法來估計模型。用最小二乘法對模型進行回歸分析：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/23/07Time:17:06Sample:2002:12007:1Includedobservations:21VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-8565.77212578.77-0.6809710.5051X10.0279430.8247810.6411220.5300X20.0250980.0589670.4256320.

21、6757X30.0001680.0004260.3950140.6977R-squared0.851064Meandependentvar8327.000AdjustedR-squaredS.D.dependentvar4551.633S.E.ofregression1905.277Akaikeinfocriterion18.11229Sumsquaredresid61711380Schwarzcriterion18.31124Loglikelihood-186.1790F-statistic32.38090Durbin-Watsonstat1.435019Prob(F-statistic)0

22、.662605由上表可知，t統計量不顯著，F檢驗顯著，較低。可能存在多重共線性。各解釋變量的相關系數矩陣：X1X2X3X11.0000000.9931780.662605X20.9931781.0000000.685982X30.6859821.000000由相關系數矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關系數較高，證明存在嚴重的多重共線性。修正多重共線性。采用逐步回歸法，檢驗和解決多重共線性問題。分別做Y和，的一元回歸：變量參數統計量0.0487370.0640630.002095T統計量10.2450410.250733.7183580.8467260.8468700.4211940.838

23、6590.8388100.390730結果如下：其中，加入的方程最大，以為基礎，順次加入其它變量逐步回歸，變量0.0241490.581842)0.0325390.596469)0.832996，0.0624657.092343)0.0001080.264490)0.830514經比較，加入，后，參數的t檢驗變得不顯著。所以加入其它變量后并沒有改進模型，應予剔除。最后修正嚴重多重共線性影響的回歸結果為：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/23/07Time:17:48Sample:2002:12007:1Includedobservati

24、ons:21VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.-318.6885932.9423-0.3415950.7364X20.0640630.00625010.250730.0000R-squared0.846870Meandependentvar8327.000AdjustedR-squared0.838810S.D.dependentvar4551.633S.E.ofregression1827.410Akaikeinfocriterion17.94958Sumsquaredresid63449112Schwarzcriterion18.049

25、06Loglikelihood-186.4706F-statistic105.0774Durbin-Watsonstat1.428489Prob(F-statistic)0.000000=-318.6885+0.064063T=(-0.341595)(10.25073)=0.846870=0.838810F=105.0774DW=1.428489自相關的檢驗。該回歸方程可決系數較高，回歸系數顯著。查DW統計量表，k=1,n=21,=0.05時DW=1.428489>=1.420，可知模型不存在自相關。異方差的檢驗由圖可知，殘差平方隨的變動呈增大的趨勢，模型很可能存在異方差。用Wh

26、ite檢驗：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic4.800592Probability0.021336Obs*R-squared7.304936Probability0.025927TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/23/07Time:19:00Sample:2002:12007:1Includedobservations:21VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C6251857.4205129.1.486

27、7220.1544X2-87.1403665.44892-1.3314250.1997X2A20.0003830.0002161.7689190.0938R-squared0.347854Meandependentvar3021386.AdjustedR-squared0.275393S.D.dependentvar3657906.S.E.ofregression3113750.Akaikeinfocriterion32.87212Sumsquaredresid1.75E+14Schwarzcriterion33.02133Loglikelihood-342.1572F-statistic4.

28、800592Durbin-Watsonstat2.065191Prob(F-statistic)0.021336從圖中看出，n=7.304936,由white檢驗知，在=0.05下，查分布表，得臨界值(2)=5.99147，因為n=7.304936>(2)=5.99147，拒絕原假設，表明模型存在異方差。異方差的修正：運用加權最小二乘法估計，取權數DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/23/07Time:19:41Sample:2002:12007:1Includedobservations:21Weightingseries:WVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-471.6780801.0435-0.5888290.5629X20.0651960.0066679.7784850.0000WeightedStatisticsR-squared0.592555Meandependentvar737