FORMATION OF STATISTICAL MODELS OF DIAGNOSTICSOF CRISIS STATE OF THE AGRARIAN ENTERPRISES IN THE KARACHAY-CHERKESS REPUBLIC
Authors:
1.
Karachay-Cherkess State University named after U. D. Aliyev
Type:
Article
Pages:
from 119
to 125
Status:
Published
Received:
05.03.2013
Accepted:
25.03.2013
Published:
25.03.2013
Subject area:
UDK 519.23:322.01
GRNTI 06.52 Экономическое развитие и рост. Прогнозир-ние и планирование экономики. Экономич. циклы и кризисы
GRNTI 06.61 Территориальная структура экономики. Региональная и городская экономика
GRNTI 06.81 Экономика и организация предприятия. Управление предприятием
GRNTI 65.01 Общие вопросы пищевой промышленности
GRNTI 82.01 Общие вопросы организации и управления
GRNTI 83.01 Общие вопросы статистики
BBK 65.32(2Рос.Као)
GRNTI 06.52 Экономическое развитие и рост. Прогнозир-ние и планирование экономики. Экономич. циклы и кризисы
GRNTI 06.61 Территориальная структура экономики. Региональная и городская экономика
GRNTI 06.81 Экономика и организация предприятия. Управление предприятием
GRNTI 65.01 Общие вопросы пищевой промышленности
GRNTI 82.01 Общие вопросы организации и управления
GRNTI 83.01 Общие вопросы статистики
BBK 65.32(2Рос.Као)
Language:
Russian
Keywords:
logistic regression, cluster analysis, discriminant analysis, financial coefficients
Abstract (English):
The modern methods of diagnostics of crisis state of the enterprises of the agro-industrial complex, as a rule, have no branch focus and don't consider regional features of economic development. Using the methods of the multidimensional statistical analysis, the adequate, statistically significant, regressive model of an assessment of the financial condition of the enterprise has been created. By means of the discriminant analysis, the classifying functions are calculated. Cluster models of the assessment of the condition of an enterprise are offered. It has been drawn the conclusion that when using the models based on the methods of the statistical analysis, for an assessment of the condition of groups of companies, for example, a separate branch or the region, the results will be statistically reliable.
The modern methods of diagnostics of crisis state of the enterprises of the agro-industrial complex, as a rule, have no branch focus and don't consider regional features of economic development. Using the methods of the multidimensional statistical analysis, the adequate, statistically significant, regressive model of an assessment of the financial condition of the enterprise has been created. By means of the discriminant analysis, the classifying functions are calculated. Cluster models of the assessment of the condition of an enterprise are offered. It has been drawn the conclusion that when using the models based on the methods of the statistical analysis, for an assessment of the condition of groups of companies, for example, a separate branch or the region, the results will be statistically reliable.
Keywords:
logistic regression, cluster analysis, discriminant analysis, financial coefficients
logistic regression, cluster analysis, discriminant analysis, financial coefficients
Несовершенство существующего в настоящее время института несостоятельности в Российской Федерации постоянно подтверждается: довольно часто под конкурсное производство попадают вполне благополучные предприятия, а хронически неэффективные получают государственную поддержку для финансового оздоровления, которое приводит лишь к временному разрешению имеющихся проблем без устранения их причин. Особенно остро на современном этапе стоит проблема финансовой несостоятельности предприятий агропромышленного комплекса (АПК), значение которых не позволяет допустить их ликвидацию, а поддержание функционирования неэффективно [1]. Используемые в анализе методы, как правило, не имеют отраслевой направленности и не учитывают региональных особенностей экономического развития. Для решения подобных задач, на наш взгляд, целесообразно применять подход, основанный на использовании методов многомерного статистического анализа, используя данные предприятий АПК определенного региона. Построим статистические модели финансового анализа предприятий АПК для Карачаево-Черкесcкой Республики. Для расчёта коэффициентов финансового состояния используются данные бухгалтерской отчетности за 2009–2010 гг. по 39 предприятиям АПК Карачаево-Черкесской Республики. Из них 18 предприятий официально объявлены банкротами, финансовое состояние 21 предприятия официально считается удовлетворительным. Для тестируемой выборки были взяты следующие предприятия, финансовое положение которых заранее известно: ООО «Даханаго», ООО «Фирма «Меркурий», ОАО «Корпорация «Камос», ОАО «Агрофирма «Хабезская». Алгоритм статистического подхода состоит из 5 этапов анализа. Этап 1. Определяется круг показателей, характеризующих финансово-экономическое состояние предприятий. Этап 2. Строится логистическая регрессия. Этап 3. Строится дискриминантная модель с помощью отобранных факторов. Этап 4. Методами кластерного анализа на основе выделенных индикативных показателей проводится группировка предприятий – кризисные и некризисные. Этот алгоритм позволит, используя научно обоснованные методы статистического анализа, дать качественную оценку предприятиям АПК Карачаево-Черкесской Республики. В основу анализа положено 15 показателей, характеризующих состояние финансовой и производственной сферы деятельности предприятия: быстрый коэффициент ликвидности ; коэффициент покрытия запасов ; текущий коэффициент ликвидности ; коэффициент финансовой зависимости ; коэффициент автономии собственных средств ; обеспеченность запасов собственными оборотными средствами ; индекс постоянного актива ; общая рентабельность ; рентабельность активов ; рентабельность собственного капитала ; рентабельность продукции (продаж) ; оборачиваемость активов ; оборачиваемость кредиторской задолженности ; оборачиваемость дебиторской задолженности ; оборачиваемость запасов . Выбор указанных показателей основан на исследовании [2], в ходе которого анализировалась бухгалтерская отчетность 400 российских предприятий в 2000–2003 гг. (100 крупных и 300 мелких). На втором этапе исследования построим уравнение логистической регрессии для нахождения зависимости состояния предприятия от показателей ликвидности и платежеспособности, финансовой устойчивости, деловой активности, рентабельности предприятия [3]. ... (1) В модели логистической регрессии в качестве зависимой переменной была задана дихотомическая переменная, отражающая статус предприятия: 0 – банкрот, 1 – имеющее удовлетворительное финансовое состояние. Оценкой качества модели может служить классификационная таблица, в которой сравниваются прогнозируемые значения зависимой переменной, рассчитанные по уравнению регрессии, и фактические наблюдаемые значения (рис. 1). При определении прогнозируемой величины вычисляется вероятность для каждого объекта и на основании этой вероятности объекту присваивается одно из двух значений дихотомической переменной. Если вероятность оказалась больше 0,5, то предприятие оценивается как финансово устойчивое (значение переменной «Группа» равно 1), в противном случае – как кризисное (значение переменной «Группа» равно 0). Как показывают данные крайнего правого столбца таблицы, для 100 % объектов результаты прогноза оказались верными. Рис. 1. Классификационная таблица Высокое качество модели подтверждается также расчётным значением хи-квадрат и почти нулевой вероятностью ( = 0,0001) подтверждения нулевой гипотезы. Таким образом, получена адекватная статистически значимая модель оценки состояния предприятия, которую можно применить для оценки тестовых предприятий. Для этого, подставляя значения коэффициентов финансового состояния в формулу (1), получаем столбец в табл. 1, затем, подставляя полученное значение в формулу (2), рассчитываем вероятность наступления события в зависимости от значений независимых переменных (столбец Р). . (2) Таблица 1 Результаты регрессионного анализа ПредприятиеPГруппа ЗАО «Висма» (2010)34,781norm ЗАО «Висма» (2009)39,721norm ОАО «Даханаго» (2010)31,441norm ОАО «Даханаго» (2009)32,471norm ООО «Фирма «Меркурий» (2010)28,051norm ООО «Фирма «Меркурий» (2009)34,931norm ОАО «Корпорация «Камос» (2010)46,481norm ОАО «Корпорация «Камос» (2009)33,631norm ОАО «Агрофирма «Хабезская» (2007)0,770,68norm ОАО «Агрофирма «Хабезская» (2008)–0,370,4kriz Диагностика общего состояния предприятий при помощи логистической регрессии дает следующие результаты: к некризисным предприятиям относятся: ЗАО «Висма» (2009 г., 2010 г.), ОАО «Даханаго» (2009 г., 2010 г.), ООО «Фирма «Меркурий» (2009 г., 2010 г.), ОАО «Корпорация «Камос» (2009 г., 2010 г.), к кризисным – ОАО «Агрофирма «Хабезская» (2008 г.). Состояние предприятия ОАО «Агрофирма «Хабезская» (2007 г.) можно охарактеризовать как предкризисное. Таким образом, логистическую регрессионную модель можно применить к исследованию состояния предприятия АПК, но она определяет линейные связи (причинно-следственные) между результирующими и факторными признаками, поэтому некоторые предприятия, находящиеся на границе областей кризисных и некризисных предприятий, определяются неверно. Дискриминантный анализ является разделом многомерного статистического анализа, который позволяет изучать различия между двумя и более группами объектов по нескольким переменным одновременно. В дискриминантном анализе не делается предположений о зависимости или независимости группирующей переменной и дискриминантных переменных. Если в конкретной ситуации группирующую переменную можно считать зависимой от дискриминантных переменных, то задача дискриминантного анализа аналогична задаче множественной регрессии. Основное отличие в том, что в дискриминантном анализе группирующая переменная не является количественной. При проведении дискриминации в модель последовательно включилось 9 переменных, включение в модель остальных переменных не является целесообразным, т. к. значение F-включить меньше 0,81. На рис. 2 показаны результаты дискриминантного анализа с включенными в модель переменными, а на рис. 3 – результаты с переменными, которые не были включены в модель. Рис. 2. Переменные, вошедшие в модель Рис. 3. Переменные, не вошедшие в модель Стандартизированные коэффициенты дискриминантной функции (3) определяют величину и направления вкладов исходных переменных в каноническую функцию. . (3) Анализируя данные значения, приходим к выводу, что чем выше рентабельность оборотных активов (R5), коэффициент финансовой зависимости (F1) и доля низкооборотных активов (F4), тем более кризисным становится положение предприятия. Средние канонических переменных дискриминантной функции для кризисных и некризисных предприятий равны соответственно –5,19 и 5,19. На втором этапе проведения дискриминантного анализа отобранное подмножество наиболее информативных переменных используется для вычисления классификационных функций (4)–(5). Предприятие будет отнесено к той группе, для которой классификационная функция будет иметь наибольшее значение. (4) (5) Матрица классификации (рис. 4) содержит информацию о количестве и проценте корректно классифицированных наблюдений в каждой группе. Строки матрицы — исходные классы, столбцы – предсказанные классы. Правильная на 100 % классификация свидетельствует о верно найденной функции дискриминации. Рис. 4. Матрица классификации предприятий Рассмотрим табл. 2. Здесь представлены основные результаты дискриминантного анализа. Апостериорная вероятность – это вероятность того, что наблюдение принадлежит определенной совокупности. Это условная вероятность в том смысле, что она зависит от нашего знания значений переменных в модели. Поэтому эти вероятности называются апостериорными вероятностями. Апостериорная вероятность задает оптимальное правило классификации: наблюдение следует отнести к тому классу, для которого апостериорная вероятность максимальна. Расстояние Махаланобиса является мерой расстояния, которую можно использовать в многомерном пространстве, определенном переменными модели. Это расстояние между наблюдением и центром каждой совокупности (т. е. центроидом совокупности, определенным соответствующим средним совокупности для каждой переменной). Чем ближе наблюдение к центроиду группы, тем в большей степени можно быть уверенным, что это наблюдение принадлежит этой группе. Функции классификации вычисляются для каждой совокупности и могут непосредственно применяться для классификации объектов. Как уже отмечалось выше, предприятие будет отнесено к той группе, для которой классификационная функция будет иметь наибольшее значение. В последнем столбце представлены нестандартизованные канонические значения. Таблица 2 Результаты дискриминантного анализа исследуемых предприятий Наблюдаемый классАпостериорные вероятностиРасстояние МахаланобисаКлассификационная функцияНестандартное каноническое значение normkriznormkriznormkriz ЗАО «Висма» (2010)1029,98211,4744,74–46,008,73 ЗАО «Висма» (2009)1055,94257,7644,56–56,349,71 ОАО «Даханаго» (2010)1030,87210,6438,01–51,868,64 ОАО «Даханаго» (2009)1037,13233,1549,26–48,759,43 ООО «Фирма «Меркурий» (2010)1014,30173,5743,71–35,917,66 ООО «Фирма «Меркурий» (2009)1019,48198,5562,09–27,438,61 ОАО «Корпорация «Камос» (2010)1030,38235,7262,72–39,939,87 ОАО «Корпорация «Камос» (2009)1016,53129,6727,56–29,005,44 ОАО «Агрофирма «Хабезская» (2008)01109,724,0357,13–5,51–5,08 ОАО «Агрофирма «Хабезская» (2007)01100,001,0127,40–21,58–4,76 Из проведенного выше исследования следует, что дискриминантные модели, при правильно подобранной обучающей выборке, можно использовать для диагностики состояния предприятия, но для повышения уверенности в адекватности и правильности классификации необходимо использовать его в комплексе с другими методами. Разобьем все предприятия на два кластера: кризисные и нормальные. Сложность задачи в том, что надо сравнивать предприятия не по какому-то одному параметру (признаку), а по 16 параметрам одновременно. На рис. 5 представлены описательные статистики для каждого кластера (среднее, стандартное отклонение, дисперсия), которые дают наиболее полное представление об исследуемых кластерах по каждому показателю. Предприятие с усредненными показателями для каждого кластера будем рассматривать как эталонное (типичное) предприятие данного кластера, т. е. эталонное кризисное или некризисное предприятие. Чем ближе предприятие из данного кластера к эталонному предприятию кластера, тем с большим основанием оно может быть отнесено к данному кластеру [3]. В то же время предприятия, достаточно удаленные от эталонного предприятия данного кластера, могут находиться в пограничном, например предкризисном состоянии. На рис. 6 приведены значения межгрупповых (Между SS) и внутригрупповых (внутри SS) дисперсий признаков. Чем меньше значение внутригрупповой дисперсии и больше значение межгрупповой дисперсии, тем лучше признак характеризует принадлежность объектов к кластеру и тем «качественнее» кластеризация. Значения F-статистики, полученные для каждого измерения, являются индикатором того, насколько хорошо соответствующее измерение дискриминирует кластеры. Лучшей кластеризации соответствуют большие значения первого и меньшие значения второго параметра. Как видно из рис. 6, наименьшее влияние на классификацию оказали коэффициенты F2, R3, R5, A2, A6, т. к. у них внутригрупповая дисперсия больше межгрупповой и значения этих параметров существенно меньше остальных. Проведем классификацию предприятий по всем и отобранным факторам и по части, исключив из модели факторы, которые по результатам анализа оказывают наименьшее влияние на разделение предприятий (F2, R3, R5, A2, A6). Результат кластеризации представлен в табл. 3, серым фоном выделены неправильные результаты кластерного анализа. Рис. 5. Описательные статистики кластеров Рис. 6. Межгрупповые и внутригрупповые связи Таблица 3 Результаты кластеризации Номер наблюденияСтатус предприятия по результатам кластерного анализа (16 факторов)Статус предприятия по результатам кластерного анализа (11 факторов)Официальный статус предприятия 1КризисноеКризисноеКризисное 2НормальноеНормальноеНормальное 3НормальноеКризисноеНормальное 4НормальноеНормальноеНормальное 5КризисноеКризисноеНормальное 6НормальноеНормальноеНормальное 7НормальноеНормальноеНормальное 8НормальноеНормальноеНормальное 9КризисноеКризисноеКризисное 10КризисноеКризисноеКризисное Сопоставляя полученные результаты кластерного анализа состояния исследуемых предприятий с реальными данными, необходимо отметить некорректную классификацию ООО «КФХ «Южный», ООО «Фирма «Меркурий» (2010 г.) с помощью двух моделей и предприятия ОАО «Даханаго» (2010 г.) с помощью 11-факторной модели. Такие ошибки можно объяснить тем, что в идеале выборка для классификации должна быть очень большая и неоднородная. Нами была создана адекватная, статистически значимая, регрессионная логит-модель оценки финансового состояния предприятия. При помощи дискриминантного анализа вычислены классификационные функции. Предложены кластерные модели оценки состояния предприятия, основанные на минимизации дисперсии (дивизивный метод k-средних). Очевидно, что при использовании моделей, основанных на методах статистического анализа, для оценки состояния групп предприятий, например отдельной отрасли или региона, результаты будут статистически достоверными.
1. Vysockaya T. V. Sravnitel'nyy analiz metodov ocenki nesostoyatel'nosti sel'skohozyaystvennyh predpriyatiy / T. V. Vysockaya, A. V. Kovalenko, M. H. Urtenov // Politemat. setevoy elektr. nauch. zhurn. Kuban. gos. agrar. un-ta. – 2012. – № 75 (01). – S. 588–603: http://ej.kubagro.ru/2012/01/pdf/23.pdf.
2. Nedosekin A. O. Svodnyy finansovyy analiz rossiyskih predpriyatiy za 2000–2003 gg. / A. O Nedosekin, D. N. Bessonov, A. V Lukashev // Audit i finansovyy analiz. – 2005. – № 1. – S. 53–60.
3. Kovalenko A. V. Matematicheskie modeli i instrumental'nye sredstva kompleksnoy ocenki finansovo-ekonomicheskogo sostoyaniya predpriyatiya: dis.. kand. ekon. nauk / A. V. Kovalenko. – Krasnodar, 2009. – 210 c. REFERENCES
