Книги по разным темам
Pages: | 1 | ... | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | ... | 22 | 6
0.3543
7.1738
6
0.3051
1/01
961
7.1116
6
0.3106
4.3657
6
0.6273
6.0309
6
0.4197
Примечание.G2 - величина отношенияправдоподобия; df - число степеней свободы; Sig - наблюдаемый уровеньзначимости.
Рассмотрим сначала простые моделивзаимодействия фактических оценок ФЭС и отдельных составляющих суммарногоспроса на промышленную продукцию: платежеспособного, бартерного и прочихнеденежных. Проверка гипотез о независимости показала, что фактические оценкиФЭС предприятий не зависят от изменения бартерного и других неденежных видовспроса. Для этих видов спроса наблюдаемый уровень значимости в течение всеговремени мониторинга превосходил пятипроцентный порог. Таким образом,фактическое состояние предприятий, скорее всего, не определяется динамикойбартерного или других неденежных видов спроса на производимую продукцию. Сплатежеспособным спросом ситуация иная. Гипотеза о независимости не может бытьиспользована практически в течение всех опросов, в которые были включены оценкиФЭС. Единственным исключением выглядят результаты январских опросов, когдагипотеза о независимости, наверное, не может быть отвергнута. Но это исключениеобъясняется сезонностью динамики продаж промышленной продукции. В январекаждого года опросы регистрируют резкий спад деловой активности, и традиционныедля остального года зависимости оказываются нарушенными. Проверка гипотезы онезависимости ФЭС одновременно от всех трех видов спроса также неподтвердилась. Наблюдаемый уровень значимости стабильно оказывался нулевым.Аналогичные результаты были получены и для модели с участием толькоплатежеспособного и бартерного спроса.
На следующем этапе анализа моделей сучастием фактических изменений основных видов спроса в модели были включенылинейные взаимодействия с ФЭС. Такое усложнение модели привело, естественно, кулучшению качества подгонки (см. табл.2). Для платежеспособного спроса былиполучены приемлемые значения уровня значимости. Сравнение двух моделей сучастием платежеспособного спроса (с включением и без включения линейноговзаимодействия) подтвердило целесообразность такого усложнения. Прироствеличины отношения правдоподобия при уменьшении числа степеней свободы наединицу оказался существенным. Таким образом, гипотеза о том, что измененияплатежеспособного спроса оказывают влияние на реальное состояние российскихпромышленных предприятий не может быть отвергнута. Для бартерного спросаусложнение модели оказалось целесообразным лишь в одном случае (апрель 2000г.),в девяти случаях добавление линейного взаимодействия изменений бартера и ФЭСоказалось нецелесообразным, поскольку давало относительно небольшое улучшениекачества подгонки модели. Аналогичная ситуация сложилась с вексельными изачетными схемами реализации. Их взаимодействие с ФЭС оказывалось необходимымтолько в одном случае.
Таблица 2. Характеристики логлинейныхмоделей, проверяющих
гипотезу о линейнойзависимости ФЭС от изменений
платежеспособного,бартерного и прочих неденежных видов спроса
Анкет | ||||||||||
бартерного | ||||||||||
G2 | df | Sig | G2 | df | Sig | G2 | df | Sig | ||
4/95 | 308 | 1.7981 | 3 | 0.6153 | ||||||
7/95 | 291 | 0.5637 | 3 | 0.9047 | ||||||
10/95 | 411 | 2.5363 | 3 | 0.4688 | ||||||
4/96 | 671 | 3.5322 | 5 | 0.6185 | ||||||
7/96 | 654 | 3.9106 | 5 | 0.5624 | ||||||
10/96 | 726 | 6.5099 | 5 | 0.2597 | ||||||
1/97 | 762 | 7.7466 | 5 | 0.1708 | ||||||
4/97 | 812 | 2.5355 | 5 | 0.7711 | ||||||
7/97 | 758 | 5.8633 | 5 | 0.3197 | ||||||
10/97 | 879 | 9.5844 | 5 | 0.0879 | ||||||
1/98 | 937 | 6.9908 | 5 | 0.2213 | ||||||
4/98 | 944 | 10.4669 | 5 | 0.0630 | ||||||
7/98 | 922 | 7.5426 | 5 | 0.1833 | ||||||
10/98 | 951 | 15.0920 | 5 | 0.0100 | 4.3092 | 5 | 0.5058 | |||
1/99 | 955 | 4.8688 | 5 | 0.4321 | 5.6724 | 5 | 0.3394 | |||
4/99 | 993 | 4.4097 | 5 | 0.4921 | 6.5964 | 5 | 0.2524 | |||
7/99 | 1010 | 9.2248 | 5 | 0.1004 | 4.6343 | 5 | 0.4621 | Книги по разным темам
|