Особенности формирования производственных и ценовых планов (прогнозов) предприятий российской промышленности в 1993-2001 гг.
Статья - Разное
Другие статьи по предмету Разное
0.39140.1905-0.04070.18209/0121.58581561.00000.49140.19520.25770.18000.46740.24340.07890.199110/0126.48571561.00000.25760.17630.28960.20700.45930.20830.27940.204211/0133.50441561.00000.41400.16480.02740.17020.11580.19540.42490.201712/0120.25861561.00000.37510.17060.19120.18370.37600.22200.09010.1968Примечание. В таблице приведены: G2 - величина отношения правдоподобия; df - число степеней свободы; Sig - наблюдаемый уровень значимости; коэффициенты , оценивающие линейную связь (ассоциацию) рангов каждого из факторов с ценовыми планами, и стандартные ошибки (SE).
Не может быть отвергнута гипотеза о преобладающем влиянии платежеспособного спроса на ценовую политику предприятий и по результатам проверки модели, предполагающей формирование цен под воздействием последних изменений сразу трех видов спроса:
P*t = f( D t, B t, Nt ).
Качество подгонки этой модели было очень высоким в течение всего периода, за который имеются данные о динамике всех видов спроса (2000-2001 гг.). Коэффициенты модели были всегда положительны для платежеспособного и бартерного спроса и почти всегда - для прочих неденежных видов спроса. Однако значимы были только коэффициенты для платежеспособного спроса. Ни один из видов неденежного спроса не оказывал статистически значимого влияния на планы установления цен российских промышленных предприятий в последние два года. Упрощение модели за счет исключения линейного взаимодействия P*t и Nt оказалось полностью оправданным. Во-первых, величина отношения правдоподобия во всех случаях превышала 0,9. Во-вторых, сравнение качества подгонки моделей показало, что гипотеза о том, что сложная модель не подходит лучше простой не может быть отвергнута. Снижение G2 во всех случаях, кроме одного, было небольшим. Качество коэффициентов платежеспособного спроса не изменилось, а коэффициенты бартерного спроса стали чаще статистически значимы - особенно после ноября 2000 г. Тогда в российской промышленности впервые в последефолтный период были отмечены "спросовые трудности": было зарегистрировано резкое замедление роста продаж за деньги, закончившееся абсолютным снижением спроса, и замедление темпов снижения бартерных сделок. А до этого момента темпы снижения бартера постепенно нарастали. Иными словами, в период своего интенсивного вытеснения неденежных сделки не влияли на ценовую политику предприятий, но первые проблемы с продажами за деньги заставили предприятий учитывать их динамику при планировании цен.
Дальнейшее упрощение исследуемой модели за счет исключения взаимодействия P*t и Dt не дало однозначных результатов и подтвердило предыдущие выводы. До ноября 2000 г. для моделирования ценовых экстраполяционных прогнозов российских предприятий вполне достаточно только предыдущих изменений платежеспособного спроса. Затем качество подгонки модели падает слишком сильно, т.е. возникает необходимость в использовании бартерной переменной.
Рассмотрим теперь модель, где в качестве независимых переменных используются все виды спроса и издержки:
P*t = f( Dt, Bt, Nt, Ct ).
Такая модель показывает, какие основные факторы (спросовые или затратные) учитывались предприятиями в российской экономике при формировании цен. Качество подгонки всех моделей (от вышеприведенной до самой упрощенной), которые были исследованы, были допустимы по наблюдаемому уровню значимости. Поэтому основным критерием при отборе модели стало сопоставление величин отношений правдоподобия. Коэффициенты исходной модели были положительны и статистически значимы только для платежеспособного спроса и издержек. Коэффициенты бартерного спроса были положительны, но статистически незначимы. А коэффициенты прочих неденежных видов спроса имели самое плохое "качество": они имели непостоянные знаки и были статистически незначимы (см. табл.14). Поэтому упрощение модели началось с исключения линейного взаимодействия P*t и Nt . Эта операция оказалась полностью оправданной, поскольку изменение величины отношения правдоподобия было столь незначительным, что практически во всех случаях (кроме одного - январь 2001 г.) превосходство простой модели очевидно.
Таблица 14. Характеристики влияния фактических изменений основных видов спроса и издержек на планы изменения цен
ДатаХарактеристики качества подгонки моделиКоэффициенты моделиDtBtNtCtG2DfSigSESESESEЯнв.0031.30431561.00000.40360.14380.42630.19520.03010.19430.51020.1299Апр.0029.93761561.00000.38320.14340.18900.1924-0.02310.20440.75990.1503Июл.0029.27081561.00000.45810.18480.30380.2360-0.01500.24230.64320.1749Окт.0030.92021561.00000.54270.17960.23590.2447-0.08340.25570.66370.1723Янв.0124.85311561.00000.34340.16010.32610.22670.39140.24400.42360.1589Апр.0129.46921561.00000.53060.16940.43360.24550.07250.25700.74480.1750Июл.0136.58441561.00000.45950.17820.17930.2501-0.02680.24060.64010.1766Окт.0119.77001561.00000.27160.21080.44370.30910.16730.30540.24160.2120Примечание. В таблице приведены: G2 - величина отношения правдоподобия; df - число степеней свободы; Sig - наблюдаемый уровень значимости; коэффициенты , оценивающие линейную связь (ассоциацию) рангов каждого из факторов с ценовыми планами, и стандартные ошибки (SE).
В упрощенной модели коэффициенты издержек и платежеспособного спроса сохранили положительные и статистически значимые значения в течение всех кварталов, кроме IV в 2001 г. А бартер стал оказывать статистически значимое влияние на ценовые планы в 2001 г. На следующем шаге модель была упрощена за счет взаимодействия P*t и Bt. Такой шаг оказался допустимым с точки зрения снижения качества подгонки моделей в половине случаев из восьми. В 2000 г. ценовые планы в российской промышленности вырабатывались, скорее всего, без учета изменений бартера. Но в 2001 г. бартер чаще оказывался необходим предприятиям для прогнозирования цен. Попытка упростить модель за счет взаимодействия ценовых планов и изменений продаж показала нео?/p>