|
зать банкротство по крайней мере за три года до события, уравнение 6 с коэффициентом 0,075 для переменной Кз было выбрано как удовлетворяющее поставленному условию. Затем уравнение (2.2) было применено к выборке и был рассчитан показатель Z по формуле. В дальнейшем было проведено сравнение по двум выборкам для определения того, достаточно ли различаются показатели Ъ для банкротов и небанкротов, таблица2.9. Сравнение свидетельствовало о том, что при уровне значимости в 5 и 10 % средние показатели для двух групп были статистически различны по каждому из пяти лет. При уровне значимости в 2 % средние величины были статистически различны по всем годам за исключение третьего года до банкротства. И, наконец, при уровне значимости в 1 %, средние величины были статистически различны по всем годам за исключением второго и третьего года до банкротства. Скорректированная модель своими результатами значительно превосходят временные результаты исходной модели, для которой средние величины были статистически различными только для двух последних перед банкротством лет при уровнях значимости в 5 и 10%. I Таблица 2.9 Сравнение средних величин по двум выборкам (банкротов небанк эотов) Год до банкротства 1% г 3,169 2% Z 2,764 5% г 2,228 10% Z 1,80 1 2 3 4 5 1 НІ НІ НІ НІ 2 НО НІ НІ НІ 3 но НО НІ НІ 4 НІ НІ НІ НІ 5 НІ НІ НІ НІ НО исходная модель; Ш скорректированная модель. Проведенное сопоставление временных результатов позволяет предполагать, что скорректированная модель имеет большую различительную силу, |
Следующий шаг заключается в том, чтобы определить правильный коэффициент для переменной К5 отношение общих эксплуатационных расходов к затратам на вложенный капитал, тот же самый коэффициент 0,999 не мог быть применен к новому отношению вследствие его большого цифрового значения, например 667 для АООТ ” Электросигнал” в 1994 году. Для того чтобы “взвесить” новое отношение, был необходим только малый коэффициент. Было решено, что неиспользованная часть коэффициента 0,999 будет добавлена к переменной с максимальной разницей между двумя группами в исходной модели. В качестве такой переменной была выбрана Кд отношение курсовой стоимости акционерного капитала к балансовой стоимости долговых обязательств (см. табл. 4.2.3). После анализа коэффициентов и переменных были разработаны три системы взвешивания для последующего включения в окончательную проверку модели. Новые уравнения имеют следующий вид: Ъ = 0 ,0 1 2 К, + 0,014К2+ 0,ОЗЗК3 + 0,01549Кд +0,05К5, (4.2.1) Ъ = 0,012К! + 0,014К2+ 0,ОЗЗК3 + 0,01549Кд +0,075К5, (4.2.2)•. * Ъ = 0 ,0 1 2 К! + 0,014К2+ 0,ОЗЗК3 + 0,0149910 +0,01К5. (4.2.3) Три вновь полученных уравнения были проверены на всех двенадцати предприятиях за весь пятилетний период. В целом результаты свидетельствуют, что по мере того, как взвешенность пятой переменной сдвигается от ; 0,01 до 0,05, прогнозирующая сила модели снижается в отношении предприятий банкротов и возрастает в отношении небанкротов. I Таким образом, понадобилось компромиссное решение между правильными прогнозами банкротств и правильными прогнозами их отсутствия. Для сохранения сопоставимости с моделью Альтмана, способной предсказать •р банкротство по крайней мере за три года до события, уравнение 6 с коэффициентом 0,075 для переменной К5 было выбрано как удовлетворяющее поставленному условию. Затем уравнение (4.2.2) было применено к выборке и был рассчитан показатель Ъ по формуле. В дальнейшем было проведено сравнение по двум выборкам для определения того, достаточно ли различаются показатели Ъ для банкротов и небанкротов, табл. 4.2.4. Сравнение свидетельствовало о том, что при уровне значимости в 5 иё 1 0 % средние показатели для двух групп были статистически различны по каждому из пяти лет. При уровне значимости в 2 %средние величины были статистически различны по всем годам за исключение третьего года до банкротства. И наконец, при уровне значимости в 1 %, средние величины были статистически различны по всем годам за исключением второго и третьего года до банкротства. Скорректированная модель своими результатами значительно превосходят временные результаты исходной модели, для которой средние величины были статистически различными только для двух последних перед банкротством лет при уровнях значимости в 5 и 10%. Таблица 4.2.4 Сравнение средних величин по двум выборкам (банкротов небанкротов) Год до банкротства 1% Ъ 3,169 2 % Ъ 2,764 5% г 2,228 1 0 % Ъ 1,80 1 2 3 4 5 1 Н1 Н1 Н1 Н1 2 НО Н1 Н1 Н1 3 но НО Н1 Н1 4 Н1 Н1 Н1 Н1 5 Н1 Н1 Н1 Н1 НОисходная модель; Н1 скорректированная модель. Проведенное сопоставление временных результатов позволяет предполагать, что скорректированная модель имеет большую различительную силу, чем исходная. Скорректированная модель точно прогнозировала банкротство впо |