|
68 В качестве независимых переменных-аргументов каждой функции выступали элементы эксплуатационных расходов. Адекватность эконометрических моделей проверялась путем расчета значения критерия Фишера и сравнения его с табличными значениями при доверительной вероятности Р=95%, а также коэффициентов множественной корреляции R и детерминации R2. Значимость коэффициентов регрессии в данном случае оценивалась с помощью стандартной ошибки ст. Количество факторов модели определялось с учетом того обстоятельства, что практика выработала определенный критерий, позволяющий установить оптимальное соотношение между числом факторных признаков, включаемых в модель, и объемом исследуемой совокупности. Согласно данному критерию число факторных признаков должно быть в 5-6 раз меньше объема изучаемой совокупности [55]. Расчет экономических моделей производился с целью прогнозирования показателей для момента времени t. В прогнозных уравнениях значимыми оказались не только наблюдения предыдущего периода t (t 1), но и наблюдения, отстоящие от прогнозируемого периода t на два шага назад (t 2). Для удобства аналитических преобразований финансовые коэффициенты в моделях увеличены в 1000 раз, а эксплуатационные расходы выражены в млн. руб. Тогда расчет коэффициентов регрессии и проверка их значимости для функции Кол коэффициент общей ликвидности, показал, что значимыми являются факторы отчисления на страховые взносы (С„), топливо на тягу (Тт), топливо на производственные нужды (Тп), электроэнергия на тягу (Э-г), амортизация (А). В результате построено статистическое уравнение регрессии в виде: К„л=-839,51 3+23,446*Эт (1'2)-83,03*Тг 1И>+5 1.687*Т„('-2)+39,7* *Сн <,'2)-2)5673*А“'). При этом стандартные ошибки и отношения b-коэффициентов к величине ошибки соответственно равны: v |
оценки тесноты связи. Полученная матрица парных коэффициентов корреляции использовалась на этапе предварительного отбора факторов для включения их в уравнения регрессии. Объем накопленной информации об изменениях эксплуатационных расходов и финансовых коэффициентов позволяет установить вид функциональной зависимости между показателями. Корреляционный анализ указывает на наличие такой связи. Однако он не дает представления о возможных влияниях изменения комплекса факторов на финансовые коэффициенты, определяющие экономические процессы хозяйствующего субъекта. Конкретную аналитическую зависимость результативного показателя от одного или нескольких признаков-факторов позволяет установить регрессионный анализ [20, 34,43,46, 81, 82,98, 108]. Благодаря этому установлен вид функциональной зависимости для показателей: а) коэффициент общей ликвидности (Кол); б) Z-счет Альтмана (Z-счет); в) индекс деловой активности (1ла); г) рентабельность всех активов по чистой прибыли (Ра чп); д) рентабельность перманентного капитала (Рпк). В качестве независимых переменных-аргументов каждой функции выступали элементы эксплуатационных расходов. Адекватность эконометрических моделей проверялась путем расчета значения критерия Фишера и сравнения его с табличными значениями при доверительной вероятности Р=95%, а также коэффициентов множественной корреляции R и детерминации R2. Значимость коэффициентов регрессии в данном случае оценивалась с помощью стандартной ошибки а. 71 Количество факторов модели определялось с учетом того обстоятельства, что практика выработала определенный критерий, позволяющий установить оптимальное соотношение между числом факторных признаков, включаемых в модель, и объемом исследуемой совокупности. Согласно данному критерию число факторных признаков должно быть в 5-6 раз меньше объема изучаемой совокупности [108]. Расчет экономических моделей производился с целью прогнозирования показателей для момента времени t. В прогнозных уравнениях значимыми оказались не только наблюдения предыдущего периода t (t 1), но и наблюдения, отстоящие от прогнозируемого периода t на два шага назад (t 2). Для удобства аналитических преобразований финансовые коэффициенты в моделях увеличены в 1 ООО раз, а эксплуатационные расходы выражены в млн. руб. Тогда расчет коэффициентов регрессии и проверка их значимости для функции Кол коэффициент общей ликвидности, показал, что значимыми являются факторы отчисления на социальные нужды (Сн), топливо на тягу (Тт), топливо на производственные нужды (Тп), электроэнергия на тягу (Эт), амортизация (А). В результате построено статистическое уравнение регрессии в виде: Кол=-839,513+23,446*Эт (1'2)-83,03*Тт (‘'1)+51.687*Тп (,'2)+39,7* *С„(1'2)-2,5673*А<и). При этом стандартные ошибки и отношения b-коэффициентов к величине ошибки соответственно равны: с*ьэт=7,981; Ьэт/оъэг=2,94; <^ьгт= 15,81; ЬТт/аЬтт=5,25; Оьтп 13,96, Ьтп/сУьтп 3,7; стьсн-Ю,63, Ьсн/аьсн-3,73; Оьд-1,07763; Ьа/оьа=2,384. 74 оnr=0,07; brJowYn^S ,46. Коэффициент множественной корреляции равен R=0,94; R"=0,89; скорректированный R2 CK-0,84; среднее квадратическое отклонение функции отклика O;ia=0,47; расчетное значение F-критерия FKp=20,3; значимость по Fкритерию <0,001. На рис. 2.5 представлены прогнозируемые значения 1да ( * и абсолютные значения остатков. □ Ряд1 ■ Ряд2 !ОРядЗ Рис. 2.5. Фактические и прогнозируемые значения функции отклика 1да 0)(ряды 1 и 2) и график остатков (ряд 3) Второе уравнение для прогнозирования деловой активности основано на следующих показателях эксплуатационных расходов: отчисления на социальные нужды (С„), топливо на тягу (Тт), топливо на производственные нужды (Тп), электроэнергия на тягу (Эт), электроэнергия на производственные нужды (Э„): 1да(2)=8,638-0,1782*Эт ('>-0.307*Тт <‘'2)+0.491 *Tn (t'2,-0.358*3n <,‘2>-0,0639*CH <1’l)Стандартные ошибки и отношения b-коэффициентов к величине ошибки соответственно равны: аэт=0,024; Ь^г/с,ьэг=7,57; Стг=0,046; ЬТг/аЬГт=-6,7; оТп=0,062; ЬТп/оьтп=7,92; |