WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 | 2 || 4 |

Заметим, что положительная зависимость между неплатежами и величиной дефицита государственного бюджета может быть объяснена на основе следующей гипотезы. Если предположить, что величина дефицита бюджета возрастает в те периоды, когда высоким является уровень невыполнения бюджетом своих обязательств перед получателями бюджетных ассигнований (разрыв между плановыми и фактическими расходами), то именно уровень невыполнения бюджетных обязательств, выражающийся одновременно в величине бюджетного дефицита, является фактором, воздействующим на динамику общей величины неплатежей в народном хозяйстве. К сожалению, строгая проверка этого предположения о положительной связи между бюджетным дефицитом и величиной бюджетных обязательств затруднена вследствие отсутствия строгого помесячного индикатора объема бюджетных обязательств. Информация о плановые расходах бюджета доступна лишь в виде годовых (в некоторых случаях - квартальных) проектов бюджета.

В уравнениях, в которых в качестве зависимой переменной рассматривается прирост просроченной задолженности поставщикам предприятий промышленности, сельского хозяйства, транспорта и строительства в долях ВВП, получены результаты, сходные по большинству переменных с результатами уравнений для просроченной задолженности покупателей ( см. таблицу 2, уравнения 4-7).

Как уже упоминалось выше, индекс цен на продукцию предприятий электроэнергетики выбран в качестве одной из характеристик величины издержек и по предположению должен влиять на прирост неплатежей положительно. Действительно в уравнениях регрессии 4-7 таблицы 2 для просроченной задолженности поставщикам наблюдается значимая положительная зависимость между указанным индексом и приростом просроченной задолженности поставщикам в долях ВВП. Следует отметить, что в этих уравнениях коэффициент при данной переменной имеет лучшую t-статистику при использовании ее с лагом 1.

Изменение отношения индекса цен на продукцию электроэнергетики к индексу цен промышленности может служить одной из характеристик движения доли издержек в цене готовой продукции, следовательно косвенным индикатором величины убытков. В уравнениях 4-6 (табл. 2) коэффициент при этой переменной имеет положительный знак, он статистически значим, что согласуется с приведенными выше гипотезами.

Таблица 2

Просроченная задолженность поставщикам, прирост в долях ВВП (период октябрь 1993-сентябрь 1997)

№ уравнения

4

5

6

7

Total Cases =

48

48

48

48

Multiple R

0,719

0,724

0,728

0,711

R Square

0,517

0,524

0,530

0,506

Adjusted R Square

0,432

0,440

0,433

0,433

F =

6,106

6,281

5,495

6,991

Durbin-Watson Test =

1,888

1,836

1,962

1,935

Индекс цен предприятий - производителей

0,119

0,112

0,139

0,192

по электроэнергетике с лагом 1

(2,383)

(2,248)

(2,603)

(3,672)

Отношение индекса цен электрознергетики

0,318

0,309

0,294

к индексу цен промышленности

(3,341)

(3,299)

(3,008)

Объем отгруженной продукции

0,074

0,076

0,088

(работ, услуг) в долях месячного ВВП

(2,036)

(2,105)

(2,276)

Розничный товарооборот

0,382

в долях месячного ВВП

(2,864)

Доля денежного агрегата М0 в М2

0,611

(3,858)

Средневзвешенная доходность ГКО

-0,017

-0,056

(% годовых)

(-1,050)

(-3,271)

Месячный прирост объема ГКО в обращении

0,44

0,465

0,457

0,619

в долях месячного ВВП

(2,947)

(3,142)

(3,044)

(4,021)

Дефицит федерального бюджета

0,283

помесячно в долях месячного ВВП

(3,165)

Дефицит консолидированного бюджета

0,276

0,264

помесячно в долях месячного ВВП

(3,048)

(2,898)

Чистый экспорт в долях месячного ВВП

-0,416

-0,436

-0,390

(-2,150)

(-2,281)

(-2,006)

Курс долл, темпы прироста

0,164

0,154

0,216

0,284

(2,305)

(2,165)

(2,490)

(3,473)

Константа

-0,345

-0,337

-0,326

-0,305

(-3,371)

(-3,335)

(-3,142)

(-4,158)

В скобках приведены значения t-статистик соответствующих коэффициентов.

Влияние бюджетного дефицита на прирост просроченной задолженности поставщикам аналогично его влиянию на прирост просроченной задолженности покупателей. В уравнениях 4 и 6 — месячный дефицит консолидированного бюджета в долях ВВП — коэффициент при данной переменной положителен и статистически значим. В уравнении 5 все переменные такие же, как и в уравнении 4, кроме дефицита бюджета - здесь включена переменная «месячный дефицит федерального бюджета в долях ВВП». Все коэффициенты и статистики меняются при этом незначительно.

Влияние объема отгруженной продукции в долях месячного ВВП на прирост доли просроченной задолженности поставщикам в месячном ВВП также аналогично его влиянию на прирост просроченной задолженности покупателей в долях месячного ВВП. В приведенных регрессионных уравнениях 1-3 (табл. 1) зависимость от показателя “объем отгруженной продукции в долях ВВП” положительна и статистически значима. Однако в уравнении 4 (табл. 2) оказалась значимой с положительным коэффициентом переменная «розничный товарооборот в долях ВВП», то есть не только увеличение активности рассматриваемой группы предприятий (четырех секторов экономики), но и рост активности в экономике в целом влечет при существующих обстоятельствах увеличение задолженностей между предприятиями.

Средневзвешенная доходность ГКО также, как и в случае с задолженностью покупателей оказывает значимое отрицательное влияние на прирост просроченной задолженности поставщикам (уравнение 7, табл. 2). Однако интересно, что при рассмотрении просроченной задолженности поставщикам обнаружена значимая положительная зависимость от месячного прироста объема ГКО в обращении. По-видимому в этом случае в большей степени сказываются интересы должника, а не кредитора - то есть привлечение дополнительных средств на рынок ГКО возникает за счет задержки платежей с тем, чтобы воспользоваться полученным таким образом кредитом на рынке государственных ценных бумаг. Причем переменная «месячный прирост объема ГКО в обращении в долях месячного ВВП» значима и в тех уравнениях (1,2), где доходность ГКО не рассматривается.

Использование в одном уравнении переменных экспорта и импорта порождает мультиколлинеарность (коэффициент корреляции между переменными “экспорт в долях месячного ВВП” и “импорт в долях месячного ВВП” составляет 0,860, R2=0,739), поэтому мы рассматриваем переменную чистого экспорта в долях ВВП.

Как описано выше, если предприятия экспортеры представляют собой “здоровую” часть экономики, то одновременно включенные в уравнения регрессии переменные чистый экспорт в долях ВВП и темп роста обменного курса должны иметь противоположные знаки, причем зависимость от чистого экспорта должна быть отрицательной, а от темпа роста обменного курса положительной. Действительно, в уравнениях 4-6 указанные переменные имеют коэффициенты соответствующих знаков с хорошей значимостью.

Pages:     | 1 | 2 || 4 |



© 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.