WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 19 | 20 || 22 | 23 |   ...   | 25 |

Как уже отмечалось, одним из источников возникновения задолженности может быть неисполнение государственного бюджета. Работа многих предприятий, предоставляющих государственные услуги и выполняющих госзаказ, построена таким образом, что производство может опережать фактическую оплату. В свою очередь, данные предприятия получают в долг энергию и сырье от своих поставщиков. Задержка государственного финансирования в данном случае лишает возможности реципиентов расплатиться с кредиторами, провоцирует дальнейшее распространение неплатежей.

Проверка данной гипотезы уже осуществлялась в наших предыдущих работах на динамических агрегированных рядах. Проверим эту гипотезу на региональных данных, оценим следующую модель:

(4.3)

где

– превышение фактических расходов федерального бюджета над плановыми, в процентах к плану, рассчитанное на основе годовых данных (см. рис. 6, приложение 1);

Результаты оценки коэффициентов модели приводятся в таблице 5. Несмотря на корректировку квартальных и региональных дисперсий и удаление "выбросов", гипотеза об отсутствии гетероскедастичности отвергается (White Heteroskedasticity Test, приложение 2, таб. 22). Для учета гетероскедастичности неизвестной формы наряду с оговоренными выше весами (с учетом квартальной и региональной гетероскедастичности) использовался метод White (White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance)

Таблица 5. Результаты оценки модели (4.3),WLS, White, IV/1994-IV/2000.

По результатам оценки, бюджетная переменная обладает высокой статистической значимостью и входит в модель с предполагаемым знаком. Таким образом, превышение фактического исполнения федерального бюджета над плановым отрицательно коррелированно с ростом неплатежей.

Плановые бюджетные показатели закладываются законом о бюджете и планируются на год. Квартальная разбивка плановых показателей проводилась только в 1995 году. Поэтому использованная в модели бюджетная переменная рассчитана на основе годовых данных, ее значение идентично для всех кварталов в рамках одного года. Данные об исполнении бюджета доступны помесячно и, если предполагать, что расходы планируются линейно36, то можно рассчитать исполнение плановых расходов для каждого квартала в отдельности. Это позволит, в том числе, учитывать в модели логические переменные для различных лет (иначе они будут линейно зависимы с бюджетной переменной).

Оценим уравнение (4.3), заменяя бюджетную переменную на квартальную () и добавляя в модель квартальные логические переменные (). Цель данных переменных состоит в учете возможной сезонности, возникающей как при разделении бюджетной переменной на кварталы, так и в связи с возможной сезонностью самой зависимой переменной. Мы не используем в данном случае сезонные разности по той причине, что не все изучаемые факторы можно подвергнуть данной процедуре. Кроме того, модель в сезонных разностях сокращает выборку и требует специальной техники оценивания. Оценим модель:

, (4.4)

Результаты оценки модели представлены в таблице 6.

Таблица 6. Результаты оценки модели (4.4),WLS, White, IV/1994-IV/2000.

В соответствии с полученными результатами (табл. 5 и 6), неисполнение плановых расходов на 1% сопровождается ростом неплатежей в среднем на 0.33% (коэффициент c1 в моделях 4.3 и 4.4 может рассматриваться как эластичность, т.к. и независимая, и объясняемая переменные долевые).

Проведенный тест не дает возможности сделать выводы о направленности найденной зависимости. Возможна не только односторонняя, но и взаимная связь между неплатежами и исполнением плановых расходов37. Как неисполнение бюджетных обязательств может привести к накоплению неплатежей, так и рост неплатежей означает, в том числе, рост недоимки (задолженность перед бюджетом и внебюджетными фондами является частью кредиторской задолженности), что снижает наполняемость бюджета и исполнение расходов. Учитывая этот факт, ранее при моделировании мы использовали бюджетную переменную с единичным лагом, что устраняет возможность обратного влияния. На месячных рядах это не было критичным, и бюджетная переменная сохраняла свою значимость. Оценим модель (4.4) лагированной переменной.

(4.5)

Таблица 7. Результаты оценки модели (4.5),WLS, White, IV/1994-IV/2000.

По результатам оценивания бюджетная переменная в обеих моделях остается статистически значимой, хотя и на меньшем уровне. Значение коэффициента при этом снижается (по модулю). Значимость бюджетной переменной означает сонаправленность процессов накопления просроченной задолженности в реальном секторе с неисполнением бюджетных расходов (и наоборот). Поэтому в дальнейшем при использовании бюджетной переменной без лага примем допущение об ее экзогенности по отношению к неплатежам, принимая во внимание, что направленность данной взаимосвязи может быть двусторонней и требует дополнительного исследования.

Обнаруженная зависимость свидетельствуют в пользу третьей модели об убыточном характере неплатежей. Неисполнение бюджетных обязательств означает сокращение государственного спроса, что сказывается на эффективности предприятий государственного сектора и предприятиях, выполняющих госзаказ.

Обобщенная региональная модель

Объединим полученные результаты в одной модели. С целью проверки стабильности коэффициентов разделим объясняющие региональные переменные по годам:

(4.6)

где

– прирост кредиторской просроченной задолженности предприятий промышленности в периоде, отнесенный к объему произведенной продукции;

– темп роста номинального процента по выданным кредитам;

– реальная процентная ставка по выданным кредитам;

– превышение фактических расходов федерального бюджета над плановыми, в процентах к плану;

– прирост дебиторской просроченной задолженности предприятий промышленности -того региона в периоде, отнесенный к объему произведенной продукции;

– опережающий рост цен потребительской продукции рост цен на продукцию предприятий-производителей -того региона в периоде, накопленный с момента либерализации цен (январь 1992 г.);

– суммарный финансовый результат предприятий -того региона, получивших убыток, отнесенный к объему произведенной продукции;

– суммарный финансовый результат предприятий -того региона, получивших прибыль, отнесенный к объему произведенной продукции;

– объема кредитов экономике в периоде, предоставленных банками -того региона, отнесенный к объему промышленной продукции региона;

– логические переменные для периода j,.

В приложении 2 представлены варианты спецификации данной модели с логическими переменными и без (таблицы 23-24), лагированными переменными и без (таблицы 25-26). Кроме того в модель были включены логические переменные для кризисного периода 1998 года (третий квартал) и периоды выборов (4-й квартал 1995 и 1999 гг., 2-й кварт. 1996 г. и 1-й кварт. 2000 г.).

По результатам оценки, модель объясняет около 20% дисперсии на полной выборке и более 30% – с исключением выбросных значений. Значения и статистическая значимость коэффициентов не меняются критическим образом при использовании логических переменных.

Большинство коэффициентов статистически значимы. Среди незначимых – номинальный процент (причем при лагировании и/или исключении реального процента, темп роста номинального остается незначимым) по предоставленным кредитам, в некоторые периоды – прибыль, объем предоставленных кредитов, убытки (см. таблицы 23-26, приложение 2). Реальный курс, бюджетная переменная статистически значимы как с лагом, так и без лага, и входят в модель с предполагаемыми знаками коэффициентов. Индекс региональной структуры цен обладает предполагаемым отрицательным коэффициентом, но низкой статистической значимостью.

Наличие положительной связи между неплатежами и убытками, высокая статистическая существенность данной зависимости может свидетельствовать о наличии проблемы "переброски" убытков в неплатежи кредиторам (поставщики, государство, работники), что соответствует предпосылкам теоретической модели третьего типа. Напротив, наличие положительных финансовых результатов хозяйственной деятельности (прибыли) не имеет стабильного знака коэффициента, что не противоречит данной гипотезе. В основном, показатель прибыли в модели статистически не значим. Для 1995 и 1999 годов коэффициент при данном показателе отрицателен, что может быть объяснено обратной логикой третьей теоретической модели, а именно, через погашение накопленной ранее задолженности при получении прибыли. Но данная связь может не наблюдаться если предприятие не имело накопленной задолженности. Однако, прибыльные предприятия могут быть более склонны к предоставлению коммерческого кредита, что тоже может давать отрицательную зависимость между этими показателями.

Для 1998 года показатель прибыли входит в модель с положительным коэффициентом, что не может быть объяснено логикой предыдущего рассуждения и указывает на то, что даже рентабельное предприятие (в 1998 году) может быть источником неплатежей. Следует отметить, что 1998 год – это период кризиса (валютного и дефолта по внутреннему государственному долгу). В кризисный период, период повышенной неопределенности, могут особенно активно распространяться преднамеренное неисполнение задолженности (теоретическая модель 1), а также в этот период наблюдался скачек инфляции, который мог существенно повлиять на бухгалтерские результаты хозяйственной деятельности (инфляционная прибыль).

Следует отметить существенность банковского кредитования (за исключением 1999 г.) в образовании неплатежей, что указывает на наличие проблем, описываемых второй теоретической моделью.

Логические переменные оказываются статистически значимыми для периодов выборов в Государственную Думу (IV-1995 и IV-1999) и входят в модель с положительными коэффициентами. Фактически это означает, что в эти периоды просроченная задолженность росла более быстрыми темпами. Это могло быть вызвано повышенной неопределенностью данных периодов, способствующей распространению преднамеренных причин возникновения задолженности (модель 1). Важно отметить, что конец года характеризуется обычно снижением просроченной задолженности (см. рис. 2-4, приложение 1), в том числе потому, что власти более активно проводят зачеты с целью повысить собираемость налогов, сократить бюджетный разрыв. Даже с учетом этого и других факторов модели рост неплатежей в эти периоды был значимо выше среднего.

Однако для периодов президентских выборов (II-1996 и I-2000) значимого превышения роста задолженности над средней траекторией (предсказанной другими факторами модели) не обнаружено. Напротив, начало 2000 года характеризуется относительно более низкими приростами просроченной задолженности. Это могло быть связано с ожиданиями предстоящего ужесточения позиций государства по данному вопросу.

Стабильность коэффициентов

Исследуем теперь возможность объединения переменных, разделенных по годам, в одну.

Проверим гипотезу о равенстве коэффициентов модели (4.6):

(4.7)

Таблица 8. Результаты теста Wald на ограничения коэффициентов (Wald Test Coefficient Restrictions), модель (4.6).

F-statistic

15.183

Probability

0.000

Chi-square

91.097

Probability

0.000

По результатам теста (таблица 8) данная гипотеза отвергается. Действительно, как можно заметить, величины коэффициентов при показателях убытков существенно разнятся по годам. Особый "перелом" наблюдается с 1998 года. Если до этого периода коэффициенты находятся в окрестности единицы, то с 1998 года их значение снизилось (см. таблицы 23-26, приложение 2). Следует также отметить наличие других проблем, связанных с плохой сопоставимостью данных по финансовым результатам 1999 и 2000 годов с предыдущими периодами, что обусловлено их агрегированием по различному кругу отраслей (с 1999 года финансовые показатели предоставляются Госкомстатом Рф по всем отраслям, до 1999 – по промышленности).

Переформулирует гипотезу с учетом возможного изменения коэффициентов с 1998 года:

(4.8)

Таблица 9. Результаты теста Wald на ограничения коэффициентов (Wald Test Coefficient Restrictions), модель (4.6).

F-statistic

1.676

Probability

0.137

Chi-square

8.380

Probability

0.137

По результатам теста, гипотеза не отвергается. Аналогичные проверки для других коэффициентов демонстрируют их нестабильность для прибыли, малосущественное различие коэффициентов для показателей предоставленных кредитов (несмотря на плохую сопоставимость данных разных лет), и статистическое равенство квартальных логических переменных (несущественность сезонности).

Исключая незначимые переменные из модели, получим оценки, представленные в таблице 9.

Таблица 10. Результаты оценки модели (4.6),WLS, White, IV/1994-IV/2000.

Несмотря на некоторое снижение коэффициента множественной регрессии (0.31 против 0.28; потеря объясняющих свойств обусловлена объединением прибыли разных лет (гипотеза о стабильности отвергается38), а также объединением кредитов в одну переменную и исключением лагированных переменных), это не повлияло на основные выводы из модели:

Pages:     | 1 |   ...   | 19 | 20 || 22 | 23 |   ...   | 25 |



© 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.