前言：想要寫出一篇令人眼前一亮的文章嗎？我們特意為您整理了5篇莫言齋范文，相信會為您的寫作帶來幫助，發現更多的寫作思路和靈感。

莫言齋范文第1篇

莫言齋范文第2篇

從24下降到77名

公司為地方國企，主營商業房地產開發與銷售，業務區域以北京為重心，同時布局天津、重慶、惠州，客戶對象側重大型金融機構和大型企業。公司70%以上為商業地產項目，以住宅地產為輔。商業項目側重甲級寫字樓，產品多為地區地標性建筑。

多年積累的客戶資源構成公司核心優勢

公司大客戶多為保險、銀行機構，對甲級寫字樓需求旺盛，對于公司開發項目認購踴躍，為公司整售模式提供保障。

深耕細作，發展路線明確

公司擁有建設和經營高端金融商務區的能力和知名品牌，在金融行業快速發展的良好時期打造地方性金融中心過程中具備明顯的優勢。其堅持“以商務地產開發為主導，適當持有優質物業”的經營策略，經營重點明確定位于北京地區，2011年取得中信城地塊建面為50萬平米，繼續鞏固北京土地優勢。同時業務模式成功向天津、重慶拓展，先后竣工津門、津塔、重慶金融中心項目，2011年取得津南長地塊面積30萬平米。

自持物業穩步發展

截至2011年中期，公司持有物業穩步增長，達到55萬平米，較上年末增加9萬平米，新增物業均為利潤率水平較高的寫字樓項目（物業租賃業務利潤率水平90%左右）。

資金壓力小，流動性好

2011年中期賬面貨幣資金131億元，短期借款與一年內到期的非流動負債28.7億，資金充裕，償債壓力小。公司資產負債率（扣除預收款后）為49%，位于合理水平。

上半年業績穩步增長

上半年營業收入46.2億元，凈利潤12.7億元，分別同比增長133%和150%。增長的原因主要為10年收入確認多集中在下半年而11年收入確認比較平均，同時，11年上半年津塔和金融街中心項目計入投資性房地產采用公允價值計量，增加經營收益約6億元。

預收款項大幅增加

統計數據顯示，公司預收款項大幅增加38億元，達128億元。預計下半年結轉收入41.7億元，全年房地產開發與銷售收入80.2億元。物業持有與物業租賃業務穩步增長，預計全年帶來收入3.9億元。

盈利預測與估值

公司致力于商務地產開發，市場前景廣闊，盈利模式成熟，我們預計2011-2013年收入穩定增長,EPS分別為0.61元，0.74元和0.90元，給與推薦-A的評級。

莫言齋范文第3篇

關鍵詞：住宅小區；管理模式；研究

一、當下城市住宅小區的管理模式

盡管當下主流的住宅小區的管理模式是以物業管理公司與業主雙方的契約為中心的市場化物業管理模式，然而在具體管理各地小區的情況中，物業管理公司和業主之間時常會出現各種糾紛，矛盾也正日益升級，致使物業管理公司無法繼續經營下去，只能停止對小區的服務管理。當下的住宅小區存在著五種管理模式，即業主委員會自治模式（OC）、業主委員會與物業管理公司共同管理模式（PMOC）、居委會代管模式（RC）、物業管理公司單獨管理模式（PM）以及無人管理模式（NO）[1]。

物業管理公司單獨管理模式是指因為各類因素住宅小區未對業主委員會進行選舉組建，或者業主委員會解散，當地政府或建設企業委托物業管理公司來對小區進行管理。業主委員會與物業管理公司共同管理模式是指由物業管理公司為住宅小區提供市場化與專業化的服務，而對小區公共管理事宜進行決斷、對物業管理公司的工作進行監督、協調業主內部事項以及對業主與物業管理公司之間的關系進行協調溝通等工作則是由依法選舉形成的業主委員會來執行。業主自治模式是指在物業管理公司撤出之后，小區的一切事項全由業主委員會來進行整體協調，并由業主委員會來對安保與保潔等專業服務人員或企業進行聘請，以便給小區提供必需且簡單的日常服務，而產生的服務費用也是由業主委員會來代收。居委會代管模式往往是物業管理公司撤出之后迫使政府介入的結果，在這種管理模式之下，業主意見的協調主要是由區物業辦、街道辦事處以及居委會協作進行，其會根據相關的標準來對最必要的、最基本的安保及保潔服務予以提供，此服務費用需要業主直接繳納給居委會，此種情況能夠維持多久完全由業主繳費的情況而定，故這種管理模式往往也被稱之為準物業管理。無人管理模式往往是發生在物業管理公司退出之后，而政府部門還未介入之前的時期，此時，小區的管理事項完全陷入了癱瘓的境地，小區居民的生活也處于危險且混亂的局面。

二、研究住宅小區管理模式的辦法

筆者的調查研究顯示，缺乏物業管理公司管理的小區狀況也遠遠不如有物業管理公司管理的小區，而缺乏業主委員會的小區的管理狀況遠遠比不上有業主委員會的小區。所以，為了對住宅小區管理模式和其管理效果之間的關系進行研究，筆者進行了如下兩種假設：

假設1：在其他條件一致的情形下，缺乏物業管理公司提供服務的小區管理維護情況不如有物業管理公司提供專業化服務的小區。

假設2：在其他條件一致的情形下，沒有選舉構建業主委員會的小區管理維護情況不如已經選舉構建業主委員會的小區。

因為有許多的因素會制約著我國住宅小區的最終管理效果，故為了將分析加以簡化，確定制約管理效果的關鍵因素就是管理模式。除了管理模式，小區本身的某些特征變量也會影響管理效果，譬如入住年限及小區規模等。為了對上述假設進行驗證，筆者建立了如下基本模型：

E=f（M，S，T；y），住宅小區的管理效果是由上式中的被解釋變量E來表示，住宅小區的管理模式是由控制變量M表示，小區的規模由S表示，入住年限由T表示，而y則表示未知參數。

為了對未知參數y進行估算，筆者構建了一個更為明確的函數形式：Ei=α0+α1Si+α2Ti+β1PMOCi+β2PMi+β3OCi+β4RCi+β，上式中的Ei代表第i個住宅小區管理效果的等級分值，Ti代表第i個住宅小區的入住年限，Si代表第i個住宅小區的規模，而PMOCi、PMi、OCi以及RCi都是虛擬變量，倘若第i個住宅小區的管理模式是居委會代管時，則RCi就為1，反之則為0；倘若第i個住宅小區的管理模式是業主委員會與物業管理公司共同管理時，則PMOCi就為1，反之則為0；倘若第i個住宅小區的管理模式是業主委員會自治管理時，則OCi就為1，反之則為0；倘若第i個住宅小區的管理模式是物業管理公司單獨管理時，則PMi就為1，反之則為0。βk與αj代表待估算的參數，而β則表示誤差項的隨機變量。

對系數βk（k=1，2，3，4）進行估算是此模型研究的關鍵點，其反映著住宅小區各種管理模式對管理效果產生的邊際影響。此研究將無人管理的小區情況當作基準，通過假設2可推斷出RCi、PMOCi以及OCi的系數是正的，且0

三、結語

綜上所述，我們可以得知，住宅小區的管理效果會受到許多因素的影響，而管理模式也是其中最主要的因素之一。為此，我們必須不斷地對我國住宅小區的管理模式進行研究，以達到更好的小區管理效果。

參考文獻：

[1]張農科.關于我國物業管理模式的反思與再造[J].城市問題.2012.

莫言齋范文第4篇

關鍵詞:地方政府;舉債;可行性;舉債規模

一、可持續性地方政府債務水平的確定

(一)地方政府舉債的基本概念

地方政府舉債是西方市場經濟發達國家一項成熟、常用的政府融資制度。它主要是為了滿足地方政府在進行地方基礎設施、市政設施建設中對建設資金的需求。通常它有地方稅收作保證,所以在證券市場上有較高的信譽度,成為地方政府融資的重要工具。

(二)理性預期均衡模型下地方政府可持續性債務規模的確定

1.理性預期均衡模型的提出。理論上,只要地方政府發行的公債規模不超過預期的財政收入盈余,則這樣的公債將會具有持續性。但根據Heuristic的謹慎性標準,地方政府公債與地方GDP比值應該保持在60%以內,在這個范圍內的公債才具有可持續性。如果地方政府對未來主要資金盈余流入控制得不完善,當債務規模一接近可持續性規模時,理性投資者就會覺察到政府的違約風險并拒絕為其擴大的舉債進行投資。

為解決理性預期均衡模型,我們提出地方政府債務的不流動臨界點這一概念,在臨界點之上的公債,投資者將拒絕購買。又由于政府債務的不流動會導致政府違約,所以可以將此臨界點看做是一個新的政府違約點,即政府將違約的債務規模。

2.理性預期均衡模型的假設。模型假定經濟體中只有政府和私人投資者,并且政府只能發行單一時期的債務。

Dt表示在t時刻發行的地方政府公債;Et表示在t-1時刻計劃并在t時刻可以獲得的財政盈余;t-1rt表示在[t-1,t]時間內公債的收益率;在t-1時刻,政府計劃出在t時刻可以獲得的財政盈余;在t時刻要實現政府的財政盈余,但由于管理的不完善,實際盈余不同于計劃盈余。對于已確定的前期債務和實際財政盈余,地方政府將會發行新債;在t時刻,對于政府給定的公債數目,投資者對違約風險進行評估,并且對于給定的風險,投資者要求一個相應的利率水平t-1rt;如果風險水平可以接受(也就是說,如果主觀上認為的在t+1時刻的違約可能性小于1),政府會將其債務銷售出去。這樣就確定了下期的政府債務負擔(1+t-1rt)Dt政府計劃下期財政盈余Et+1。并且在t+1時期,政府將會重復上述步驟。

然而,如果在時刻t,投資者確定政府將會在t+1時刻違約,他們會拒絕購買政府新債。結果政府不能償還其未清償的債務而被迫違約。

對于政府在t時刻可以獲得的盈余Et,我們假定它有一個確定的上限,R。因此,Et∈(-∞,R]。因為政府不能完善控制t時刻的盈余,實際盈余將受到隨機項εt的影響。為了簡化計算,我們認為εt的取值范圍為[-A,A]。相對于R的值來說,A的值是對經濟體的不穩定性的一種的度量。假定經濟體系是穩定的則表明A的值比R的值要低,在這里我們認定2A

政府的跨期預算約束(在t時刻)可以寫作:

Dt=(1+t-1rt)Dt-1-(Et-εt), ?坌t(1)

發行的新債Dt等于本期的債務負擔減去實際財政盈余(Et-εt):隨機干擾項可能起到反向作用(即εt0,財政盈余低于預期水平,因此新債規模就大于預期水平)或者可能起到正向作用(即εt0,財政盈余高于預期水平,因此新債規模就小于預期水平)。

私人投資者要對是否購買政府債務作出決定,如果購買,應該以何種價格購買。我們還要假定如果出現違約,政府債務的市場價格將變為0。用i記作無風險資產的收益率,用trt+1記作公債利率,用tπt+1∈[0,1]表示投資者主觀上認為的政府違約的可能性,這三個數值的平衡關系應該服從:

1+=trt+1= (2)

很明顯,trt+1≥i。在政府違約不可能發生的情況下,trt+1=i;在另一種情況下,投資者確定違約將會發生,tπt+1=1,他們拒絕購買新債。在這種情況下,當私人投資者在t時刻拒絕購買新債,流動性危機將會引起違約。

3.理性預期均衡模型的推導。政府預算約束等式(1)的等價形式可以寫作:

莫言齋范文第5篇

關鍵詞：住宅需求模型 擬合 房價

1 概述

住房需求是影響房價的一大因素，在房價日益高漲的今天，研究住房需求成為有效控制房價的重要途徑和手段。學術界對住房需求已有大量研究[1-3]，其中定性分析多于定量分析，本文根據相關文獻研究，決定采用計量經濟學的相關知識來對住房需求模型進行擬合建模。

2 模型的建立

2.1 指標的選取

指標的選取對模型的準確性有很重要的影響，本文確定了六個主要影響因素：國內生產總值增速（GDPZ）；商品房銷售價格（P）；就業人口總數（JY）；年末人口總數（RK）；恩格爾系數（EGR）；準貨幣（ZHB）。房地產經濟學認為影響房地產行業的因素一般可以分為一般因素、區域因素。一般因素主要包括經濟因素、社會因素等。經濟因素包括經濟發展因素、財政金融因素等。社會因素包括人口因素、家庭規模因素等。行政因素包括地價政策、城市規劃等。區域因素是某一特定區域內的自然條件與社會、經濟、行政、技術因素等產生的區域性特征，包括繁華因素、交通便捷因素等。通過閱讀房地產行業研究文獻，我們發現當前對房地產需求影響因素的研究多集中于經濟總量增長、人口增長、可支配收入、利率、土地價格、住宅銷售價格等幾個方面。本文選取了以下幾個指標變量作為影響住宅商品房需求的因素。

①國內生產總值增速（GDPZ）。根據有關文獻研究，GDP增速對居民日常用品影響不明顯，但是對價格較大的耐用品消費影響明顯，住宅作為居民一次性耐用品消費，受GDP增速的影響很大。②商品房銷售價格（P）。根據經濟學原理，商品的價格是影響商品需求不可忽略的因素。③就業人口總數（JY）。就業人口是影響房地產需求的一個重要因素，就業的增長和衰退情況也成為決定房地產需求變動的強有力因素。④年末人口總數（RK）。總人口的變動特別是中青年人口的變動對我國的房地產市場有很大的影響，人口變化是制約房地產市場變化的根本因素，因此，本文選取年末人口總數來體現人口對住宅需求的影響。⑤恩格爾系數（EGR）。恩格爾系數代表了一個家庭的富裕情況。⑥準貨幣（ZHB）。準貨幣雖受到政策影響較大，但是可以作為衡量居民財富的一個標準用以來衡量居民對住宅的需求。我們采用計量經濟學中相關性分析，平穩性檢驗和協整檢驗等方法，對可能影響住宅需求的因素進行篩選和檢驗。

2.2 指標變量的檢驗和篩選

考慮到實際的定量建模，必須對各個影響因素進行統計上的檢驗。首先是變量之間的相關性檢驗，從結果得知，上述六個指標變量除去準貨幣外對需求的相關性都很高。準貨幣雖然線性相關性弱一些，但是不能說明沒有其他相關關系，予以保留。指標變量之間有較大的相關性會對模型的合理性產生影響，因為相關性大說明指標變量之間可以相互代替，因此還需要對各個指標變量進行共線性診斷，然后通過逐步回歸篩選指標變量。根據檢驗結果，解釋變量ZHB和P、JY、RK之間，EGR和P、JY、RK之間，P和JY、RK、ZHB之間都有較高的相關系數。因此，我們可以認定解釋變量之間確實存在著多重共線性。采用逐步回歸方法，先分別擬合ZZXS對各個變量的一元回歸，得到6個一元回歸模型的參數結果，每個方程都只給出解釋變量系數估計值，T統計量，T統計量相應概率P以及擬合優度R2。其中，ZHB的系數估計值為58.50，T統計量為20.155，概率值P為0.0000，擬合優度R2為0.9598。EGR系數估計值為-3382.915，T統計量為-5.1477，概率值P為0.0001。GDPZ的系數估計值為0.256，T統計量為20.764，概率值P為0.0000，擬合優度R2為0.962。P的系數估計值為27.682，T統計量為18.294，概率值P為0.0000，擬合優度R2為0.9516。JY的系數估計值為4.4058，T統計量為7.1948，概率值P為0.0000，擬合優度R2為0.7527。RK的系數估計值為6.193，T統計量為8.7788，概率值P為0.0000，擬合優度R2為0.8192。

對于解釋變量出現的多重共線性問題，我們采用逐步回歸的方法，依據t檢驗法，對解釋變量指標進行篩選，最后確定了當年的恩格爾系數（EGR）、就業人員數（JY）、住宅商品房本年銷售價格（P）和人口數量（RK）為影響房地產需求的指標變量。

2.3 模型的建立

我們采用回歸擬合的方法來構建房地產需求模型，在進行回歸擬合之前，都需要對數據的平穩性進行檢驗，并根據檢驗結果進行擬合或者進行相應的協整檢驗和處理。我們通過Eviews5.0對4個影響因素分別進行檢驗。根據繪制的走勢圖，可以確定變量所選用模型，計算所得單位根檢驗結果可知所有變量的t統計量值均大于10%臨界值，因此，所有的時間序列數據均為非平穩序列，需要進行一階差分，對變量一階差分可知，ZZXS、JY、P、EGR、RK是一階平穩的。根據經典回歸模型的假定，可以使用經典回歸模型方法建立回歸模型，如果變量在某個時期受到干擾后偏離了長期均衡點，它們之間的內在機制會在下一個時期進行調整，這樣，變量之間又回到均衡狀態。上述五個變量都是一階單整序列，因此，我們可以對其進行協整分析。

在這里我們采用協整檢驗，根據處理分析的結果，可以判斷變量之間存在著四個協整關系，從長期來看，變量之間存在著長期均衡關系。我們可以采用多元回歸擬合，建立反映房地產需求的數學模型，我們使用Eviews5.0進行最小二乘擬合，以ZZXS為被解釋變量，得到結果：