WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 12 | 13 || 15 | 16 |   ...   | 31 |

0.2485

12/00

19.2679

49

1.0000

0.5234

0.1632

0.5756

0.3014

0.8027

0.3062

1/01

42.1194

49

0.7461

0.8737

0.1849

0.4919

0.2710

0.4982

0.2719

2/01

29.1400

49

0.9892

0.4185

0.1639

0.1077

0.2763

1.0221

0.3169

3/01

28.2170

49

0.9925

1.1423

0.2035

0.2810

0.2528

0.2089

0.2675

4/01

30.7890

49

0.9805

0.7253

0.1766

0.3467

0.2609

0.5865

0.2589

5/01

23.9655

49

0.9990

0.8790

0.1971

0.2496

0.2921

1.1259

0.3018

6/01

44.8833

49

0.6407

0.4960

0.1552

0.4165

0.2455

0.6628

0.2564

7/01

33.8275

49

0.9514

0.3395

0.1621

0.3215

0.2364

0.6948

0.2567

8/01

23.6373

49

0.9992

0.8037

0.1933

0.2632

0.2311

0.4458

0.2677

9/01

21.1884

49

0.9998

0.6830

0.2007

-0.0231

0.2854

0.7095

0.3164

10/01

33.3594

49

0.9572

1.2455

0.2096

-0.1137

0.2816

0.7601

0.2932

11/01

21.7503

49

0.9997

0.4282

0.1735

0.3232

0.2501

0.3741

0.2585

12/01

12.1144

49

1.0000

0.5653

0.2428

0.7621

0.4937

0.5005

0.5134

Примечание. Втаблице приведены: G2 - величинаотношения правдоподобия; df- число степеней свободы; Sig - наблюдаемый уровень значимости;коэффициенты, оценивающие линейную связь(ассоциацию) рангов каждого из факторов с изменением производственных планов, истандартные ошибки (SE).

Дополним предыдущую модель точностямипланов производства относительно фактических изменений выпуска:

Δ(Q*t, Q*t-1) =f(Ф(Qt, Q*t-1),Ф(Dt, Q*t-1),Ф(Bt, Q*t-1),Ф(Nt, Q*t-1) ).

Такая модель также имела максимальное истабильное качество подгонки, коэффициенты были всегда положительны дляплатежеспособного спроса, векселей и зачетов и самого выпуска. Коэффициенты длябартера имели иногда отрицательные знаки и практически не были статистическизначимы. Чаще всего были значимы коэффициенты для точностей планов относительнореализаций самого производства, на втором месте - относительно продаж заденьги. Таким образом, здесь платежеспособный спрос уступил "пальму первенства"фактическим изменениям производства.

В заключение рассмотрим модели,предполагающие изменение планов выпуска под влиянием "чистых" точностейпрогнозов трех видов спроса, т.е. точностей относительно фактических измененийтого же показателя. Подобные модели также, на наш взгляд, можно использоватьдля характеристики особенностей поведения промышленных предприятий в переходныхэкономиках. Если прогнозы спроса оказались хуже фактических изменений спроса(на которые ориентировались предприятия - в том числе, выпуском), топроизводители имеют основания пересмотреть свои планы производства в сторону ихулучшения, чтобы удовлетворить неожиданно (непрогнозировавшийся) высокий спросна свою продукцию. В противоположной ситуации (фактическая динамика спросаоказалась хуже прогнозировавшейся) предприятия также вправе скорректироватьсвои производственные планы в худшую сторону. При совпадении прогнозовизменения спроса с его фактическими изменениями предприятия могут не менятьсвои планы выпуска.

Сначала проверим простые модели, в которыхв качестве независимых переменных используются точности прогнозов только одноговида спроса. Модель с точностями прогнозов платежеспособного спроса

Δ(Q*t, Q*t-1) = f(Ф(Dt, D*t-1) ).

имела в течение почти всего периоданаблюдения хорошее качество подгонки. Лишь осенью 1997 г и особенно в конце1998 г. - начале 1999 г. наша модель не может быть использована для описаниямеханизма пересмотра планов выпуска. Коэффициенты модели были всегдаположительны и статистически значимы. Только в конце 2001 г. коэффициентыстановятся незначимыми. Проверка гипотезы о независимости используемых в моделипоказателей показала, что в указанный же период эта гипотеза не может бытьотвергнута. А сравнение качества подгонки двух моделей показало, что приросткачества модели за счет добавления линейного взаимодействия точности прогнозовспроса и изменения планов выпуска в ноябре-декабре 2001 г. не настолько велик,чтобы стоило отказываться от более простой модели. Возможно, в конце 2001 г.,когда в российской промышленности начался период очевидного замедления роста испроса и выпуска, сформировавшиеся ранее принципы корректировкипроизводственных планов дали сбой.

Модель с точностью прогнозов бартерногоспроса также имела хорошее качество подгонки, но "плохие" коэффициенты.Последние были чаще отрицательными, чем положительными и всегда - статистическинезначимыми. Очевидно, что такое сочетание следует расценивать положительно:выпуск не идет за бартером, и вообще влияние бартера на планы предприятий вавгусте 1998 г - декабре 2001 г. скорее отсутствует. Эти выводы подтвердилапроверка гипотезы о независимости Δ(Q*t,Q*t-1) и Ф(Bt, B*t-1). Такаялоглинейная модель имела хорошее качество подгонки, а ее сопоставление с более"сложной" конструкцией показало нецелесообразность добавления линейноговзаимодействия.

Аналогичные результаты были получены припроверке влияния точностей прогнозов прочих неденежных видов спроса напересмотр производственных планов предприятий. Во-первых, модель с линейнымвзаимодействием имела приемлемое качество подгонки, но коэффициенты были иположительными, и отрицательными, и статистически незначимы. Во-вторых, модельбез линейного взаимодействия была также приемлема, а сравнение моделейпоказало, что прирост отношения правдоподобия за счет линейного взаимодействияневелик, и поэтому предпочтительней является более простая модель.

Теперь проверим влияние на пересмотрпроизводственных планов предприятий точностей прогнозов нескольких видов спросаодновременно. Сначала исследуем модель, где в качестве независимых переменныхфигурируют точности прогнозов платежеспособного и бартерногоспросов:

Δ(Q*t, Q*t-1) = f(Ф(Dt, D*t-1),Ф(Bt, B*t-1) ).

Она имела хорошее, но не стабильноекачество подгонки (особенно в конце 1998 г. - начале 1999 г.). Коэффициентымодели были всегда положительны и статистически значимы только для точностейпрогнозов платежеспособного спроса (см. рис.7). Бартерный спрос имел какположительные, так и отрицательные коэффициенты, которые почти всегда былистатистически незначимы. Таким образом, бартер скорее не учитываетсяпредприятиями, последние все-таки отдают предпочтение продажам за деньги прикорректировке своих планов изменения выпуска.

Рис.7

К аналогичным выводам приводит тестированиемодели, где фигурируют точности прогнозов всех трех видов спроса:

Δ(Q*t, Q*t-1) = f(Ф(Dt, D*t-1),Ф(Bt, B*t-1),Ф(Nt, N*t-1) ).

Высокое и относительно стабильное качествоподгонки этой модели сочеталось с положительными и статистически значимымикоэффициентами только у точностей прогнозов платежеспособного спроса (см.табл.11). Бартер, векселя и зачеты имели и отрицательные, и положительныекоэффициенты, которые практически всегда (за редчайшим исключением) былистатистически незначимы.

Таблица 11.Характеристики влияния точностей прогнозов платежеспособного, бартерного ипрочих неденежных видов спроса на корректировку планов выпускапредприятий

Дата

Характеристики качества подгонкимодели

Коэффициенты модели для прогнозов

платежеспособного спроса

бартерного спроса

прочих неденежных видов спроса

G2

Df

Sig

SE

SE

SE

2/00

20.7972

Pages:     | 1 |   ...   | 12 | 13 || 15 | 16 |   ...   | 31 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.