中国石化利润因素分析.docx
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中国石化利润因素分析
中国石化利润因素分析
摘要:
本文通过建立以总资产规模,主营业务成本以及国内生产总值为因素的线性回归模型,运用多元回归分析方法对模型进行平稳性检验,多重共线性检验,自相关以及异方差的检验。
对模型进行修正试图找出影响净利润的原因并提出建议。
关键词:
净利润多元回归分析计量经济学检验
一,问题的提出
2003年以来,国际原油价格持续攀升,尽管2006年9月份以来有所回落,但仍处于高价位。
国家从稳定经济和社会大局出发,对国内成品油价格从紧调控,国内成品油价格始终大幅低于国际价格,国内炼油企业出现严重亏损。
中国石化提供的数据显示,国际原油价格从2003年平均28.4美元/桶上升到2006年1至9月平均66美元/桶,上升了132%。
经过先后13次调价,国内汽油价格上升了72%,柴油价格上升了67%,相当长时间内国内成品油价格与进口原油价格严重倒挂。
中国石化33家炼油企业中,已有13家资产负债率接近或超过100%。
2006年12月27日中国石化股份有限公司董事会发言人透露,由于国内成品油价格始终大幅低于国际价格,炼油企业严重亏损,政府对中国石化2006年炼油企业政策性亏损给予一次性财政补贴50亿元。
中国石化进口原油占全国80%,加工量占全国70%,国际油价上涨造成的亏损大部分由中国石化承担,国家对成品油价格调控的影响也主要反映在中国石化。
长期以来,中石化在南方天然气市场上拥有管网建设和终端用户方面的较大优势.其炼油能力排名世界第三位,乙烯产能排名世界第四位。
成品油销售网络不断完善,自营加油站达到2.8万座,排名世界第三位。
但在气源供应上却比较薄弱。
而面对国内石油行业的垄断局面,很多人质疑中国石化巨额亏损的真实性。
本文将从影响净利润的总资产规模和主营业务成本等方面,分析影响净利润的主要原因。
通过模型的分析探讨是扩大上游的竞争实力比如拥有更多的油田以控制成本有利还是集中优势发展零售业务更有利于增加利润。
二,模型设定
(1)影响利润因素的分析
首先,总资产规模。
石油行业属于典型的寡头垄断市场。
若企业的长期生产成本曲线是下降的,则说明企业可以通过规模效应产生更大的利润。
这时,资产的规模地扩大,比如增加加油站的数量,加强零售业务的竞争力,收购下属子公司少数股东权益等使长期股权投资增加以及实施增加固定资产的投资计划等都将对利润有很大影响。
其次,主营业务成本。
由于中国石化的优势在炼油方面,对资源掌握的不多,进口量占国内进口石油总量的80%。
随着国际石油价格的上涨,成本上涨对利润影响越来越大。
最后,国内生产总值。
一国的经济运行周期对石油行业的影响也很大。
经济稳步发展,对石油化工产品等的需求也会相应变大。
相反,若国内经济低迷,投资不足,对石油行业的打击也很大。
所以石油行业与国家经济发展关系密切。
因此,将“总资产规模”,“主营业务成本”,“国内生产总值”作为模型的解释变量。
(2)模型形式
建立线性回归模型:
表示总资产,
表示主营业务成本,
表示国内生产总值,
表示净利润。
四,数据的收集
本文收集了2002年第一季度至2007年第一季度中国石化的相关数据。
如下表:
单位:
百万元
净利润
总资产
主营业务成本
GDP
2002年第一季
102
365294
51667
2119260
2002年第二季
4402
371665
63481
2480620
2002年第三季
4551
375009
68784
2636810
2002年第四季
5066
368375
67250
4796580
2003年第一季
5813
380330
76178
2385620
2003年第二季
3952
380114
76125
2721730
2003年第三季
5039
374676
81906
2934770
2003年第四季
4207
390213
88895
5540140
2004年第一季
7430
406900
94583
2726200
2004年第二季
7609
422925
111515
3178070
2004年第三季
9003
430304
116956
3445250
2004年第四季
8233
460081
135953
6638310
2005年第一季
9004
481785
136187
3795740
2005年第二季
9040
492986
156994
4202450
2005年第三季
8432
500696
186433
4480280
2005年第四季
13082
520572
188635
5830010
2006年第一季
9350
539927
191137
4339050
2006年第二季
11149
568888
218161
4805250
2006年第三季
13135
582597
230221
5003380
2006年第四季
16850
596519
240510
6793020
2007年第一季
19418
623066
252519
5028700
数据来源:
中经网以及中国石化网站。
五,模型的估计与调整
(1)检验各解释变量与被解释变量的平稳性。
总资产(
)的单位根检验:
由
的图形可以看出
的长期波动存在向上的趋势,可能不平稳。
于是,对
的一阶差分作单位根检验:
ADFTestStatistic
-4.208693
1%CriticalValue*
-4.5348
5%CriticalValue
-3.6746
10%CriticalValue
-3.2762
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(X1,2)
Method:
LeastSquares
Date:
06/22/07Time:
23:
58
Sample(adjusted):
2002:
32007:
1
Includedobservations:
19afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D(X1(-1))
-1.046651
0.248688
-4.208693
0.0007
C
135.0734
4377.992
0.030853
0.9758
@TREND(2002:
1)
1242.208
444.1695
2.796698
0.0129
R-squared
0.527142
Meandependentvar
1061.895
AdjustedR-squared
0.468035
S.D.dependentvar
11658.75
S.E.ofregression
8503.421
Akaikeinfocriterion
21.07826
Sumsquaredresid
1.16E+09
Schwarzcriterion
21.22739
Loglikelihood
-197.2435
F-statistic
8.918406
Durbin-Watsonstat
2.034431
Prob(F-statistic)
0.002499
由上表可知,t统计量值-4.208693,小于单位根检验的5%,10%显著性水平下的临界值-3.6746和-3.2762,从而拒绝原假设。
表明总资产(
)的差分序列不存在单位根,是平稳序列。
即
序列是一阶单整的,即
~I
(1)。
主营业务成本(
)的单位根检验:
由
的图形可以看出
的长期波动存在向上的趋势,可能不平稳。
于是,对
的一阶差分作单位根检验:
ADFTestStatistic
-4.518767
1%CriticalValue*
-3.8304
5%CriticalValue
-3.0294
10%CriticalValue
-2.6552
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(X2,2)
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
13:
48
Sample(adjusted):
2002:
32007:
1
Includedobservations:
19afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D(X2(-1))
-1.091640
0.241579
-4.518767
0.0003
C
10860.19
3200.073
3.393732
0.0035
R-squared
0.545688
Meandependentvar
10.26316
AdjustedR-squared
0.518964
S.D.dependentvar
13295.30
S.E.ofregression
9221.186
Akaikeinfocriterion
21.19570
Sumsquaredresid
1.45E+09
Schwarzcriterion
21.29511
Loglikelihood
-199.3591
F-statistic
20.41926
Durbin-Watsonstat
1.998857
Prob(F-statistic)
0.000303
由上表可知,t统计量值-4.518767,小于单位根检验的1%,5%,10%显著性水平下的临界值-3.8304,-3.0294和-2.6552,从而拒绝原假设。
表明主营业务成本(
)的差分序列不存在单位根,是平稳序列。
即
序列是一阶单整的,即
~I
(1)。
国内生产总值的单位根检验:
由
的图形可以看出
的长期波动是变趋势的,可能不平稳。
于是,对
的一阶差分作单位根检验:
ADFTestStatistic
-7.151343
1%CriticalValue*
-4.5348
5%CriticalValue
-3.6746
10%CriticalValue
-3.2762
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(X3,2)
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
16:
50
Sample(adjusted):
2002:
32007:
1
Includedobservations:
19afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D(X3(-1))
-1.559912
0.218128
-7.151343
0.0000
C
349770.2
798250.4
0.438171
0.6671
@TREND(2002:
1)
-7084.501
65019.67
-0.108959
0.9146
R-squared
0.762439
Meandependentvar
-111877.9
AdjustedR-squared
0.732744
S.D.dependentvar
2999184.
S.E.ofregression
1550483.
Akaikeinfocriterion
31.48997
Sumsquaredresid
3.85E+13
Schwarzcriterion
31.63909
Loglikelihood
-296.1547
F-statistic
25.67555
Durbin-Watsonstat
2.300057
Prob(F-statistic)
0.000010
由上表可知,t统计量值-7.151343,小于单位根检验的1%,5%,10%显著性水平下的临界值-4.5348,-3.6746和-3.2762,从而拒绝原假设。
表明国内生产总值(
)的差分序列不存在单位根,是平稳序列。
即
序列是一阶单整的,即
~I
(1)。
净利润的单位根检验:
由Y的图形可以看出Y的长期波动是变趋势的,可能不平稳。
于是,对Y的一阶差分作单位根检验:
ADFTestStatistic
-6.536045
1%CriticalValue*
-4.5348
5%CriticalValue
-3.6746
10%CriticalValue
-3.2762
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(Y,2)
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
00:
03
Sample(adjusted):
2002:
32007:
1
Includedobservations:
19afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D(Y(-1))
-1.349153
0.206417
-6.536045
0.0000
C
-220.9104
958.6557
-0.230438
0.8207
@TREND(2002:
1)
119.9086
77.50628
1.547083
0.1414
R-squared
0.733217
Meandependentvar
-91.15789
AdjustedR-squared
0.699869
S.D.dependentvar
3370.376
S.E.ofregression
1846.434
Akaikeinfocriterion
18.02384
Sumsquaredresid
54549075
Schwarzcriterion
18.17296
Loglikelihood
-168.2265
F-statistic
21.98692
Durbin-Watsonstat
2.089015
Prob(F-statistic)
0.000026
由上表可知,t统计量值-6.536045,小于单位根检验的1%,5%,10%显著性水平下的临界值-4.5348,-3.6746和-3.2762,从而拒绝原假设。
表明净利润(Y)的差分序列不存在单位根,是平稳序列。
即Y序列是一阶单整的,即Y~I
(1)。
由上可知,解释变量与被解释变量都是平稳的,避免了“伪回归”。
可以用最小二乘法来估计模型。
(2)用最小二乘法对模型
进行回归分析:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
17:
06
Sample:
2002:
12007:
1
Includedobservations:
21
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-8565.772
12578.77
-0.680971
0.5051
X1
0.027943
0.043585
0.641122
0.5300
X2
0.025098
0.058967
0.425632
0.6757
X3
0.000168
0.000426
0.395014
0.6977
R-squared
0.851064
Meandependentvar
8327.000
AdjustedR-squared
0.824781
S.D.dependentvar
4551.633
S.E.ofregression
1905.277
Akaikeinfocriterion
18.11229
Sumsquaredresid
61711380
Schwarzcriterion
18.31124
Loglikelihood
-186.1790
F-statistic
32.38090
Durbin-Watsonstat
1.435019
Prob(F-statistic)
0.000000
由上表可知,t统计量不显著,F检验显著,
较低。
可能存在多重共线性。
各解释变量的相关系数矩阵:
X1
X2
X3
X1
1.000000
0.993178
0.662605
X2
0.993178
1.000000
0.685982
X3
0.662605
0.685982
1.000000
由相关系数矩阵可以看出,各解释变量相互之间的相关系数较高,证明存在严重的多重共线性。
(3)修正多重共线性。
采用逐步回归法,检验和解决多重共线性问题。
分别做Y和
,
,
的一元回归:
变量
参数统计量
0.048737
0.064063
0.002095
T统计量
10.24504
10.25073
3.718358
0.846726
0.846870
0.421194
0.838659
0.838810
0.390730
其中,加入
的方程
最大,以
为基础,顺次加入其它变量逐步回归,结果如下:
变量
,
0.024149
(0.581842)
0.032539
(0.596469)
0.832996
,
0.062465
(7.092343)
0.000108
(0.264490)
0.830514
经比较,加入
,
后,
参数的t检验变得不显著。
所以加入其它变量后并没有改进模型,应予剔除。
最后修正严重多重共线性影响的回归结果为:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
17:
48
Sample:
2002:
12007:
1
Includedobservations:
21
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-318.6885
932.9423
-0.341595
0.7364
X2
0.064063
0.006250
10.25073
0.0000
R-squared
0.846870
Meandependentvar
8327.000
AdjustedR-squared
0.838810
S.D.dependentvar
4551.633
S.E.ofregression
1827.410
Akaikeinfocriterion
17.94958
Sumsquaredresid
63449112
Schwarzcriterion
18.04906
Loglikelihood
-186.4706
F-statistic
105.0774
Durbin-Watsonstat
1.428489
Prob(F-statistic)
0.000000
=-318.6885+0.064063
T=(-0.341595)(10.25073)
=0.846870
=0.838810F=105.0774DW=1.428489
(4)自相关的检验。
该回归方程可决系数较高,回归系数显著。
查DW统计量表,k=1,n=21,
=0.05时DW=1.428489>
=1.420,可知模型不存在自相关。
(5)异方差的检验
由图可知,残差平方随
的变动呈增大的趋势,模型很可能存在异方差。
用White检验:
WhiteHeteroskedasticityTest:
F-statistic
4.800592
Probability
0.021336
Obs*R-squared
7.304936
Probability
0.025927
TestEquation:
DependentVariable:
RESID^2
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
19:
00
Sample:
2002:
12007:
1
Includedobservations:
21
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
6251857.
4205129.
1.486722
0.1544
X2
-87.14036
65.44892
-1.331425
0.1997
X2^2
0.000383
0.000216
1.768919
0.0938
R-squared
0.347854
Meandependentvar
3021386.
AdjustedR-squared
0.275393
S.D.dependentvar
3657906.
S.E.ofregression
3113750.
Akaikeinfocriterion
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