WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 5 |

Непостоянство в большей мере было характерно для республик в составе РФ. Состав группы стабильных регионов явно неоднороден. В нее вошли как наиболее благополучные с точки зрения скорости институциональных преобразований и адаптации к рыночной среде регионы, так и явные аутсайдеры. Это позволяет предположить, что для экономического развития регионов в пореформенной России решающим фактором являются стартовые условия, имевшиеся перед началом рыночных реформ, а возможности у депрессивного региона значительно улучшить положение (своего рода вертикальная мобильность) практически отсутствуют.

В то же самое время сравнение результатов проведенного иерархического кластер-анализа степени приватизированности регионов по двум группам показателей приводит к выводу о различиях между формальным и реальным процессом реформирования отношений собственности.

Анализ, проведенный по первой группе показателей (доля продукции, выпущенной на негосударственных предприятиях в общем объеме промышленного производства региона; доля работающих на негосударственных предприятиях в общей численности работающих в промышленном производстве; доля жилищного фонда, входящего в негосударственный сектор), показал нарастающую устойчивость в распределении регионов по кластерам, отражающую и стабилизацию отношений собственности, на которую практически не повлияли финансовые потрясения 1998 г. Такие результаты напрямую связаны с тем, что в число взятых для анализа показателей входил и показатель доли жилищного фонда, входящего в негосударственный сектор. Он отражает формальную сторону реформирования отношений собственности в стране, поскольку еще до начала радикальных рыночных реформ значительная часть жилищного фонда в России (в первую очередь, в сельской местности и малых городах, а также жилищно-строительные кооперативы) не принадлежала государству, а последующая приватизация жилья носила в большой степени формальный характер (без адекватных изменений в системе управления и обслуживания, с сохранением дотационной основы финансирования из местных бюджетов).

Анализ, проведенный по второй группе показателей (доля негосударственных промышленных предприятий; доля продукции, выпущенной на негосударственных предприятиях в общем объеме промышленного производства региона; доля работающих на негосударственных предприятиях в общей численности работающих в промышленном производстве), показал, что реальная сторона реформирования отношений собственности подвержена серьезному воздействию макроэкономической и политической ситуации.

1998 г. внес существенное изменение в распределение регионов по кластерам, что отразилось и на показателях стабильности этого распределения. С большой долей уверенности можно предположить, что причиной такого положения стал финансовый кризис, накопление предпосылок которого началось еще с сентября 1997 г., и его последствия. Речь идет о падении цен на нефть и цветные металлы в первой половине 1998 г. и сокращении выпуска на предприятиях, зависимых от импортного сырья, полуфабрикатов, комплектующих, которые после девальвации рубля были вынуждены сократить свое производство или прекратить его вовсе. Очевидно, что данные факторы коснулись прежде всего негосударственного сектора индустрии, костяк которого наряду с естественными монополиями составляют нефтяные компании, гиганты черной и цветной металлургии, а также предприятия обрабатывающих отраслей промышленности, связанные с иностранным капиталом. Напротив, многим предприятиям, в том числе государственным и муниципальным, пребывавшим до августа-сентября 1998 г. в депрессивном состоянии, девальвация рубля дала определенные шансы на восстановление утраченных ранее позиций. В первую очередь это относится к оборонной промышленности, машиностроению и металлообработке, где по сравнению с другими отраслями доля государственных предприятий наиболее весома.

В 1998 г. дала о себе знать и сравнительно новая тенденция, выразившаяся в том, что доля негосударственного сектора в общем объеме промышленного производства по стране в целом не только перестала расти (как это было между 1993 г. и 1995 г.), но и даже несколько снизилась, причем по целому ряду регионов доля государственного и муниципального сектора выросла довольно значительно.

В основе этой тенденции, помимо элементарных статистических погрешностей и наличия более весомой мотивации занижать объемы своей хозяйственной деятельности у негосударственных предприятий, могут лежать и более глубокие причины:

  • процесс банкротства, имеющий своим следствием переход за долги активов разорившихся частных предприятий в государственную (в основном субфедеральную) и муниципальную собственность;
  • более глубокие масштабы падения производства на тех приватизированных предприятиях, где смена формы собственности прошла формально, где с 1993–1994 гг. так и не появился эффективный собственник, а воздействие кризиса 1998 г. оказалось роковым (в условиях, когда таких предприятий в регионе большинство, а удельный вес нового частного сектора в промышленности региона очень мал);
  • большое значение для структуры промышленного производства в отдельных регионах могло иметь получение крупных оборонных (в том числе экспортных) заказов, эффект от выполнения которых естественным образом работал на возрастание удельного веса государственных предприятий (при условии депрессии в гражданских отраслях промышленности региона).

Несколько лучшие с содержательной точки зрения результаты дал анализ эффектов приватизации на локальном уровне на примере промышленности с использованием показателей доли негосударственного сектора.

Для изучения этого вопроса были исследованы регрессионные зависимости ряда экономических показателей за 1998 г. (доля убыточных промышленных предприятий в общем количестве предприятий промышленности, индекс промышленного производства (рассматривались два варианта – относительно 1993 г. и относительно 1995 г.), доля негосударственных инвестиций в общем объеме инвестиций в промышленность) от упомянутых выше переменных, характеризующих степень разгосударствления промышленности (доля промышленных предприятий негосударственного сектора в общем числе промышленных предприятий, доля продукции этих предприятий в общем объеме промышленной продукции, доля работающих на этих предприятиях в общей численности работающих в промышленности).

При анализе задавался 5%-ный уровень значимости. При этом значимой зависимости каждого из трех анализируемых показателей от трех факторных показателей одновременно выявлено не было. Тем не менее для каждого из анализируемых показателей было обнаружено по два факторных показателя, значимо влияющих на них3.

Доля убыточных промышленных предприятий в общем количестве предприятий промышленности

Рассмотрим регрессионную зависимость доли убыточных промышленных предприятий от показателей, характеризующих степень разгосударствления промышленности. Поскольку имеется в наличии автокорреляция в остатках, построим регрессию от этих показателей с учетом преобразования Кохрана–Орката, позволяющего избавиться от нее.

Таблица 1

Результаты регрессионного анализа от двух характеристик
разгосударствления промышленности (доли предприятий
негосударственного сектора и доли занятых на них )

Множественный коэффициент корреляции (R)

0,605

R-квадрат

0,366

Нормированный R-квадрат

0,340

Стандартная ошибка

7,468

Наблюдения

78

F-статистика

21,104

Коэффициенты

Стандартная ошибка

t-статистика

P-Значение

Свободный член

121,326

12,945

9,373

0,000

Доля предприятий

-0,522

0,163

-3,199

0,002

Доля работающих

-0,258

0,082

-3,155

0,002

Как видно из приведенных результатов, в данном случае построенная регрессия значима даже на 1%-ном уровне (F = 21,104), так же как и регрессионные коэффициенты.

Зависимость доли убыточных промышленных предприятий от характеристик разгосударствления промышленности высоко значима при рассмотрении в качестве факторных (независимых) переменных двух показателей: доли предприятий негосударственного сектора в общем количестве промышленных предприятий (значимая отрицательная связь) и доли работающих на этих предприятиях в общей численности работающих в промышленности (значимая отрицательная связь)

Индекс промышленного производства

При рассмотрении регрессионной зависимости индекса промышленного производства в 1998 г. по отношению к 1993 г. от показателей, характеризующих степень разгосударствления промышленности, статистически значимых зависимостей выявлено не было.

Рассмотрение регрессионной зависимости индекса промышленного производства 1998 г. по отношению к 1995 г. от показателей, характеризующих степень разгосударствления промышленности, позволило получить следующие результаты.

Таблица 2

Результаты регрессионного анализа от двух характеристик
разгосударствления промышленности (доли продукции,
выпускаемой на негосударственных предприятиях, и доли
занятых на них)

Множественный коэффициент корреляции (R)

0,281

R-квадрат

0,079

Нормированный R-квадрат

0,054

Стандартная ошибка

11,169

Наблюдения

78

F-статистика

3,214

Коэффициенты

Стандартная ошибка

t-статистика

P-Значение

Свободный член

89,957

10,618

8,472

0,000

Доля продукции

0,472

0,208

2,272

0,026

Доля работающих

-0,556

0,221

-2,513

0,014

Как видно из приведенных результатов, в данном случае построенная регрессия значима на 5%-ном уровне (F = 3,214). Регрессионные коэффициенты также значимы на даже на 3%-ном уровне.

Зависимость индекса объемов промышленного производства (1998 г. по отношению к 1995 г.) от характеристик разгосударствления промышленности значима при рассмотрении в качестве факторных (независимых) переменных двух показателей: доли продукции предприятий негосударственного сектора в общем объеме промышленной продукции (значимая положительная связь) и доли работающих на этих предприятиях в общей численности работающих в промышленности (значимая отрицательная связь).

Доля негосударственных инвестиций в общем объеме инвестиций в промышленность

Рассмотрим регрессионную зависимость доли негосударственных инвестиций в общем объеме инвестиций в промышленность от показателей, характеризующих степень разгосударствления промышленности.

Таблица 3

Результаты регрессионного анализа от двух характеристик
разгосударствления промышленности (доли предприятий
негосударственного сектора и доли занятых на них)

Множественный коэффициент корреляции (R)

0,353

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 5 |



© 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.