Экономико-статистическое исследование рынка ценных бумаг (на примере фондовых бирж Российской Федерации) тема диссертации по экономике, полный текст автореферата

Автореферат диссертации по теме "Экономико-статистическое исследование рынка ценных бумаг (на примере фондовых бирж Российской Федерации)"

5 ОА

ГОСУДАРСТВЕННЫЙ КОМИТЕТ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ

ПО ВЫСШЕМУ ОБРАЗОВАНИЮ ; МОСКОВСКИЙ ЭКОНОМИКО-СТАТИСТИЧЕСКИЙ ИНСТИТУТ

Кяфедра ыерхэтинга и статистических исследований рь:!«гл

На правах рукописи УДК 31: ЗЗв.781 (043)

ГЕРАСИМОВ Андрей Германович

ЗКОНО?ЛЖО-СТАТИСТИЧЕСКОЕ ИССЛЕДОВАНИЕ РЫНКА ЦЕННЫХ БУМАГ (на г.рчуврэ фондовых бирж Российской

Специальность 08.00.11 - Статистика

АВТОРЕФЕРАТ на саксканиэ ученой степзки изндмдата экономнчоскмх наук

Научный руководитель: доктор экономических нсуя, профессор Плсшков Б.И.

ГЛосгсза - -¡994

Работа выполнена о Московском экономико-статистическом институте на кафедре менеджмента и статистических исследований рынка. . '

Научный руководитель - доктор экономических наук, профессор

ПЛЕШХОВ БОРИС ИВАНОВИЧ Официальные оппоненты - доктор экономических наук, профессор

ИЛЬЕНКОВА СВЕТЛАНА ДМИТРИЕВНА кандидат экономических наук, научный руководитель ЯКОВЛЕВ АНДРЕЙ АЛЕКСАНДРОВИЧ Ведущая организация - Научно-исследовательский

проектко-технологический институт статистической информационной системы Государственного комитета по статистике Российской Федерации

Защита состоятся 24 ноября 1994 года в 14 часов на заседании специализированного совета по статистике К.053.19.01 в Московском экономико-статистическом институте по адресу: 119501, Москва, ул. Нежинская, д.7.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке института. Отзывы на автореферат в двух экземплярах с подписями, заверенными печатью, просим отправлять ученому секретарю института.

Автореферат разослан 24 октября 19Э4 года.

Ученый секретарь специализированного Совета, кандидат экономических наук, доцент

Л. А. Данченок.

ОБЩАЯ ХАРАСТЕРИСТКХА РАБОТЫ.

Актуальность тс?.:ы «сслодазаяиг!. Чрезвычайно сложная экономическая ситуация на фондовом рынке страны заставляет искать те модели развития, которые способны сысести российский рынок ценных бумаг из кризиса и обеспечить ему достойное место среди других рынкоз цивилизованных стран. Разработка теоретических и прикладных аспектоз проблемы создания национального рынка ценных бумаг в современных политических, экономических и социальных условиях должна осуществляться в рамках глобальной стратегия общества и государства, на основе метсдоз и принципов рыночного регулирования в сочетании с современными методами анализа.

!< сожалению, действительно глубокий анализ рынка ценных бумаг Россия сделать невозможно. Нет открытых данных о сводных балансах инвестиционных институтов, коммерческих банков, нет данных о распределении прибыли и структуре источников оборотных средств е нзродном хозяйстве. Нет многих других, данных, являющихся хлебом для финансового аналитика, работающего на уровне макроэкономики.

Цель и гздзчи Целью диссертационной

работы является совершенствование методологии еконсмико-статистического анализа рынка ценных бумаг России на этапе его становления, определение формирующих факторов и связей с другими финансовыми рынками. В соответствии с указанной целью были поставлены и решены следующие задачи:

- проанализированы существующие методики анг. .иза рынка ценных бумаг;

- разработана методика расчета индекса деловой активности и проанализирована его динамика по различным сегментам фондового рынка;

- проведен анализ современного состояния фондового рынка

страны;

- дана сравнительная характеристика развития региональных фондовых рынков;

проанализирована динамика курсовой стоимости приватизационного чека и выявлены его основные ценообразующие факторы;

Объекты исследования. Объектами исследования явились фондовые биржи и фондовые отделы товарных бирж Российской Федерации.

Информационной базой исследования в диссертации явились данные биржевых торгов Российской товарно-сырьевой, Московской центрально-фондовой, Южно-Уральской и Сибирской фондовых бирж, а также, связанные с темой диссертационной работы, материалы опубликованные в периодической печати.

Теоретическую и методологическую основу диссертационной работы составили нормативно-правовые документы Российской Федерации регламентирующие деятельность фондового рынка, труды отечественных и зарубежных ученых по вопросам оценки рынка ценных бумаг, экономико-статистическому анализу и прогнозированию.

В качестве инструментария в ходе исследования использовался широкий круг экономико-статистических методов, необходимых для обеспечения комплексного анализа и прогнозирования экономических показателей, в частности: сводка и группировка, индексный метод, корреляционный анализ, многофакторный пошаговый регрессионный анализ, графический метод и другие методы статистического оценивания и прогнозирования.

Для обработки данных были использованы ПЭВМ IBM PC, пакеты прикладных программ по статистическому анализу и прогнозированию АРМ "Статистика", "EXCEL", "Мезозавр".

Научная новизна работы заключается в разработке нового показателя, отражающего деловую активность биржевого рынка ценных бумаг, и разработке методологии исследования фондового рынка России в условиях начального этапа его формирования.

Праюгичесхая значимость работы. Результаты, полученные в диссертации, позволяют объективно оценить развитие российского рынка ценных бумаг, правильно анализировать возможности биржевых операций с различными видами и типами ценных бумаг и их производных. Дифференцированно, с учетом особенностей эмитентоз, подходить к вопросам инвестирования в ценные бумаги, обоснованно решать вопросы формирования и управления инвестиционным портфелем.

Апрсбацмл работы. Прозеденное исследование обусловлено необходимостью углубления анализа фондового рынка. Предлагаемая в диссертации методика расчета индекса деловой активности используется для анализа рынка ценных бумаг аналитическими отделами АОЗТ "Акции России" и АО "Национальный чексаый инвестиционный фонд",' а также включена в общую программу по совершзкстесвгки.'о методики построения биржевых ицдексоз на Российской товарно-сырьевой бирже. Результаты исследсзания будут способствовать дальнейшему ссссршеиствованига методологии статистического анализа в этой области.

Публикации. Основные положения диссертации были изложены в опубликованной работе общим объемом 0,4 п.л.

Структура работы. Диссертационная работа состоит из ¡заедения, трех глав, заключения, списка использованной литературы и приложений.

работы.

Во сведении обэскааьогз»сз страдолены

цели г. ггдачп, объс:<т и ь^одэдопг-кгекко. егг-вки Ехспгдопания, указа; и научиая коа'.ггш и кргкпизскЕа сзгзс^жсть результатов диссертационной работы, сфор-и^т^рссаг.^ пзягсг£аг1я. кшиземглыз на

защиту, » излалача структура

Б пэрсой гласа "СссЗе:£нсст;) етгл^-СТ'.^г-СКЕга вг^кг^^ания российского рыяха цокськ буыгг" прадлезкги сбзср

мировых фондовых рыккез, пехазакы ссобехасст развита рунха ценных бумаг с России, рассмотрены псказатака бг-гасгсгЗ тортогля акциями, даиы характеристик ссногных фаятсроо, «чэдияжхцда курсовыс стоимости ценных бумаг, а тагсхе изучена сссрс:'.х1;:-:ыэ статистически© методы V« обработки.

За период существования фондовых б'.-р-а у и:^-;-I', практиками было разработано и внедрено а жизнь огралнгс ешзрегаюэ 0X01 юшхо-статистнчссхих и финансовых расчетсо, позЕолг.;ас;"; ецз&тгс» и спрогнозировать слонявшуюся ситуацию на рын:<е цен; нос Рсла.

этих истодов стала наиболее значимей с последние дг-гютзгзпгя вызванное о первую очередь резким экономическим разептдаи! муслш стран, о которых за короткий период сформировались вь!сс:сслжг5^;.а-г фондовые рынки с мощными центрами по торговле цзнны.^и Сьг.гс.тс««з -фондовым:! биржами.

Рассматривая российский биржевой рынок ценных Бумст с таив» зрения его экономического исследования, следует отметить с неоформленность фондового рынка, как полноценного сектора страны, делает особенно сложным использование в полном сйыьеке: существующих экономико-статистических и финанссеы;:' кетаздш анализа. В листинг бирж включено лишь небольшое коямкахспхо эмитентов. Требование листинга о ежеквартальном сообщении та^г^игаэ уровня прибыли и дивидендов зачастую не выполняется. Осксс^' ажжаа

ссстгсляст г^опсэггро"«::^, етгсрсэ Сыть успешным только при

наличии хотя и скрытых, ко досгагс-:нэ устсг.ч^гых закономерностей.

Росс:'.ёсп:Гз .т.-з 1С32-1903 г.г. плохо поддается

стати стнчгска'^у прюэде всего потому, что он

калоли^'.г.сн, и эффект с.^ткочдаЯ сделки слишком сели;:. Крс?лз того, биржевые еден:".: пагхптеегг.з гтэ ссем гпдютл пссят гп»гсд;;'!гс!".:;Я хпршетер, чгэ, сстестсс:;::о, сатруд::г.зт '.'.сучс-низ •.хгерш". как отдельно;» цонноЯ буг.ггги, тг:: и р!/.чхл о це.*:о:л. Ос!:сг;:ал гипотеза сопрстленкаго технического с::2г::~з состс::т в прсдстаплз:г::з оффогпюности цекда.х бумаг кгг: с.-гучзГ.ноГз г ^.г.:-г.и.тз случзй.чэго процесса, но сгатгст!!'^::^! устс".-:::гссть ~лра\тер/сп;:< цг;;:::-:х бр.сог позтогла с результата г.-моп-.х иззгз;:сиг."ых шзестораз, постоянно

учгстсу:о:';.;~< з сделках г г а б:'р>:яссм рьгкке, чего игпьгя с.'зззтъ о росС1-.Пг:!:о:л рынке цгикмх бу^~г.

О ;;гчссп.2:;:;2м анзг.пзэ г-ог.ет г.дтп речь, осл'1 дггчз в

!'.г!'.боясо с:гп;с!!ОМ се.сторн, г.сг.ллся ринок бзн:;озс:а:х г-кг/.а

(осиознгя доля сссх б:?р>::сзь!х сг.сязх по екцнам совершалась

МЦФБ), пргдетгеплл соСой рл-'яск с о,1.!'ноч:гь::.'.п сделками по акциям совершенно рззинх с.'итситсз (см. табл. 1).

Таблица!

Анзг.;5Т!«сс:;гп фупг.ирсска банковских акций по количеству сделок нч «ЦФ5 а 1393 г.

'.•-л-г^гс.г.',!"• .< Кал-га •

г.э ' ' '.'"гог .•! Л'ГС.'У САГЛСГ. г:> ::тогу

• с/, еле к - •, груопе труштз ехцпЛ цз

'•>!,;.■!, группе •

.¡. .........л...... л?-1...... 1Ж1

В сродном но ||»уппо х х 1 х 292.'Л X

В Г7*!дж?м по группе х х 3 я 9 х

В ср<>дн<?м ио группе х х 7,29 х 1.12,9

В сродним но группе х х !3.7 х ЫЪ.8

В сродном по группе х х 18.5 х 12вЗ.? х

Анализ таблицы 1 наглядно свидетельствует о том, что из 36 банков только пять имели сделки по своим акциям более 11 раз п год, что составляет примерно в среднем одну-доег сделки в месяц. На них приходится и самое большое количество проданных акций - 75,69.0 от общего числа. Кроме того, тринадцать банков (36,1%) имели только по одной сделки и 3,9% проданных акций. По акциям же других, небанковских акций, дела обстояли еще хуже.

Классический фундаментальный анализ еще менее эффективен ввиду ненадежной финансовой отчетности и сложности учета инфляционных факторов. Особую роль играла резкая финансовая зависимость от льготного государственного кредитования, валютно-лицеизионкой политики, изменений условий налогообложения и практически полного отсутствия контроля со стороны акционеров и государственных органов.

На наш взгляд применение современного анализа к истории рынка за 1992-1993 г.г. розможно только в рамках изучения его участников, объемов и структуры, а также с использованием индексного метода биржевой деловой активности с последующим его анализом динамики по отдельным секторам.

Во второй главе "Статистический анализ рынка ценных, бумаг" проведен анализ объема и структуры российского рынка ценных бумаг, исследованы особенности формирования региональных фондовых рынков на примере результатов деятельности их фондовых бирж.

Центральное место в данной главе отведено методологии построения фондового индекса деловой активности применительно к реалиям функционирования ре ;сийского рынка ценных бумаг.

Широко известные в западной экономике индексы деловой активности Доу-Джонса, "Стэндард энд пурз", "Уилшир-5000" и др., о которых было подробно рассмотрено в первой главе, достаточно адекватно характеризуют рыночную ситуацию и дают весьма точный

прогноз изменения конъюнктуры. Бел история развития биржесих индексов показывает, что на протяжении многих лс-т есе ее проблемы рассматривались под углом зрения г;о^с:са наилучшего метода построения показателя, характеризующего изменение наследуемых величин □ среднем. Это наложило соой отпечаток не только на зажиейшиз теоретические положения индексной теории, но и на еэ сснозныа определения и терминологию. Так, уже перечисленные выше индексы деловой активности по существу являются индексами движения цен заранее определенных акций без учета изменения их количества, что вполне оправдано на фондовых рынках Запада в виду их оформленнсстм. В США, например, объем годовой торговли акциями составлял в 1982 г. 29,1 млрд. акций, из них 16,5 млрд. было проведено через Нью-Йоркскую фондовую биржу, 8,4 млрд. - через компьютерную систему NASDAQ и лишь 4,2 млрд. - через псе остальные структуры. Следовательно, индекс Доу-Джонса, используемый Нью-Йоркской фондовой биржей и рассчитываемый как простая средняя движении цен акций 65 корпораций, составляющих 2/3 всего диезного оборота биржи, достаточно точно отражает деловую активность на фондовом рынке не только отдельно взятой биржи или региона, но и всей страны. В отличие от них, российский фондовый рынок находится на начальном этапе своего формирования. Его развитие характеризуется низким уровнем массового инвестиционного спроса, неэффективностью основной массы акций, нераззитостью коммуникаций самого фондового рынка. В этих условиях г.рп:..со испсл^свание зарубежных показателей становится проблематичным.

Попьики построения российского индекса делезей активности неоднократно предпринимались различными экономистами и экспертами в области биржевого анализа. Наиболее известные из них, в силу регулярности публикаций а га:ете "Коммерсзнт-дейли", и.чдехп "Коммерсант-дей13" и индекс имфоря^цеюнпо-коксульгатансЯ

фирмы "Анализ, консультации .и глфкетппг", по суш.остоу шляющимися точными копиями уже существующих. Переый - есть по существу иидскс Доу-Джонса, сторон - индскс "Стандарт онд Пурз", только имеющим свой набор акций.

На наш сзгллд, использование данных и!!До::соз некорректно по ряду причин. Во персах, нестабильность разеитпя п Еысокая степень вгриацип структуры сделок затрудняют выбор базы сравнения. Действительно, если взглгь за базу сравнения акции, по которым были заключены сделки в январе 19ЭЗ г. в фондовом отделе РТС5, то они были представлены акциями промышленных предприятий и восточных портов. В ноябре тего жо года сделки совершались по акциям бажоа, тергозых до.моз и гостиничных кемпло^еоз при полном отсутствии интереса к акциям промышленных предприятий и морских портоз. Следовательно, налицо пеергзнкмый круг единиц наблюдений, а значит и невозможность отследить динамику изменения цен и физического объема акций различных эмитентов;

со-вторых, механическое сокращение единиц шблюдзкнл (индекс "Коммерсант-дейта" рассчитывается только по 30 акциям банкез, индекс "АК онд ГИ" также по строго ограниченному кругу акций ба::;хз, промышленных и инвестиционных компаний) приводит к увеличению ошибки репрезентативности. В действительности жо реалии российского фондового рынка такозы, что на рынок е;:<сдноЕио сыбрасыаается огромное количество акций приватизируемых предприятий, которые состазляют значительно большую часть рынка ценных бумаг, чем акции, включенные в модели выше перечисленных индексов.

На наш взгляд, проблему построения "барометра" деловой активности российского рынка ценных бумаг можно решить, если перейти от построения динамических индекссз к кормагизным (стандартизованным) индексам.

3 гдозстсо г.сргого положения при рзсчзте данного индекса дспускаг.«, что комиигл акции (Рноп) есть величина условно-псстопннсч. При дроблении (сплнте) или увеличении номинала рыночная стоимость сицкЯ такжо усолкчясаотся или уменьшается относительно номинала, что позволяет выступать номинальной стоимости г.у.ции в качество своеобразного норматива (стандарта).

В:орь:м положением допуска:?.;, что га определенный период I (день, нед?лг\ мгег.ц) должно продаваться нормативное (стандартное) ¡'о.тпчсстпо акции П. Дня обеспечения однородности необходимо производить группировку' акций, исходя из характера производство! шеП делтещ-ност» омитента с последующем дозедсписм до кгкпдой группы сеоего иермзтиеа Г'. Зизя количество акций 5-го эмитента, проданных оз период 1, могло определить их долю с! а ебщем количестве акцнЯ данной группы. А сумма произведений ь^мннхчьнсЛ стоимости ¡гсциП на их нормали» юо (стандартное) колнчсстго (й'Я) д^зт исковую болу сразиснил, которая предстгшляст собой стоимость нормативного (стандартного) голпчсствл акций г.о номиналу. Матс'матпчзскля формула данного индекса следующая:

ЧГ-Ч

• У Р*о г Ъ ™

1 аг •

гдз р1 - рыночная цена 1-ой акции;

р>'.с:м - номиналы ея стоимость ¡-ой с.кц;1и;

- количество ¡-х акций;

- доля ¡-ой акции в физическом объеме ¡-ой группы; М1 - норматив для |-ой группы акций.

Индекс представляет собой отношение стоимостного объема сделок по акциям к условному (норматизному) стоимостному объему за определенный период (день, неделя, месяц). Из расчета исключены акции бирж, по которым согласно законодательству не выплачиваются дивиденты и дающие их владельцам только право на участие с торгах. Предлагается рассчитывать следующие индексы:

- банковский индекс;

- производственный индекс;

- торговый индекс;

- индекс телекоммуникационных и обслуживающих компаний;

- индекс инвестиционных и страховых компаний и фондов;

- транспортный индекс;

- сводный индекс.

Построение индекса делозой активности по предложенной группе эмитентов позволяет не только отследить общее движение и развитие фондового рынка, но и, что очень важно, понять, за счет каких его сегментов это стало возможным.

Введение этого норматива позволяет отследить рост (снижение) активности на фондовом рынке не только за счет изменения цены, но и за счет изменения количества продаваемых акций. Это очень важно, т.к. о условиях начального формирования рынка ценных бумаг купля-продажа акций ряда эмитентов определенное время происходит без изменения их курсовой стоимости при растущем количественном объеме. Так , акции одного из крупнейшего в России Национального чекового инвестиционного фонда покупались в течение нескольких биржевых торгов по номинальной стоимости, а их число, заключаемых при каждой сделке, росло. Следовательно, использование индексов, ориентированных на изменение цены акций, не отразит действительного изменения деловой активности по данной ценной бумаге. Таким образом,

использование данного норматива позволит с высокой степенью точности производить замеры рыночной ситуации и отслеживать их динамику.

Поясним это на примере расчета банковского индекса.

Имеются следующие исходные и расчетные данные, представленные з таблице 2. В качестве норматива для банковских акций принято 5-4 = 1000 акций, период I = 1 месяцу. 3 таблице 2 предстазлены объединенные данные о' фактических сделках за июль месяц по банковским акциям, заключенных на МЦФ5 и ф.о. РТСБ.

Таблица 2

Исходные и расчетные данные по банковским акциям, июль 1993 г.

. Н аимс эмип ! (■ехчие сиги Количество пр одарпих акцкЪ, д Р1'п1, пгыс.руб Рном'(г1\\г), П1Ь1С.руб п-.-с.руб.

... М--,- я-:-,--, ч . - - ., ../.¿У.

Ок-1 500Г) " пооп 271,061* ->111)0

, 7 72 Л'11. .. '.'

/¡100 1321т >

.. '. " .¡('.с: 3 ; г ! '

' 1!м!.- Г ''» ' 1: к 1*5 4 50 21,.435 УЛ.)

; I • Т. . ,1,1-) " т"

Кпл уж'-к.м г. блик г, .475 " " 13,.'55 '25<)""~

г Г "' !!);.!::•

10 1К5 5,421 100 "

«4)1 г«%ч им 'ыск < ' , " " . 'У. 207«.5 7) ..... 77.52:) ШО

, С/'''' К 'До';" ,."з7;оп

Тп^ЧЛ'НН! 4007 бШ'0,5 ¿17.224 1007""'

ТТГ*. г<<". (57,(0;

¿1.1- Г!!-! 100 500 51.212 1000

' Г] г " 2'2'р?"""'

Подставляя данные таблицы 2 в формулу (1), получаем

37986 ,55

1224,212

= 31,03 .

Как еиде.м, расист индекса не представляет особой сло.чсиос'1П и позволяет строить его даже при наля'.ио простого кал^кулстсра. Аналогично рассчитываются индексы по другим группам эмитентов.

Примзизнио п:чдс;:сно.го анализа при ясследосанпи фасторм,' которые обусловливают его изменение, мы тем самум ыи;см t:ps¡4ü¡:L!, определяющие развитие пзленмл. При этом необходимо сидолгл:-сравнительно сложные причинные компле:ссь!, затем производить и;? разложение на более простые причинные елитг^я, доиодд до элементарных. Такое разло:;:е1 то ценно тем, что даст gosucwchoctl предвидеть явления при тех или иных обстоятельствах, снализпрэзатъ Г;астоящее положенно дел.

Предложенный нами индекс дзлоссй активности uami представить в виде двухфаеторной мул ьтп л л i ¡ :<ат i; ö:. о й модели, т.о. разложить его на индекс цепы и ипдскс физического ойгс:.п:

tp,q, tp,q, tp^q,

г --ы-= -*-ш-= j *т (2;

1 ч; » • » -í cíí) л W

Tp^id.Nj) T.p„q, Zp^id.N,) i-i i-i i.i

Подставив полученные данные из таблица 2 п формулу (2), получаем:

379S6550 __ 379S6550 t 225S2Q00 1224212 22582000 1224212

31,03 = 1,6822*18,4462

Из полученных расчатоз видно, что с июле 1993 г. биржевой индекс дзлоаой активности банковских акций d московском региона (расчеты были произведены »а основании объединенных данных биржезых торгоз МЦФБ и ф.о. РТСБ) превышал нормативный уроиет. с 31,03 раза, что стало еозможныы благодаря росту котировок акции а

1.С322 раза над их номинальной стоимостью и уселичсиисм Спю'лчссксго объема продаж о 13.Ф562 раза над нормативным (?г « 1000 а::ц:;й з месяц).

Качество анализа значительно улучшается, ссг.и дспслнптсл'-.но определять олюиие абсолютного изменения кпждсго из фт<тсрез' ка общее абсолютное изменение результативного пстл-ате/тл. Математически солрес предстаилпотса ссзершоино лсаын.

ССусо абсолютное изменение результатизнсго показателя определяется как разнссть между числителем и знзадгиателем индекса до.1С~С:1 активности и имззт знд:

-tp.gr Г А„ к!,!-!,) - 3-£55£0 -1224212 = 33762335^5. (3)

На общее абсолютное измененка рэгультатггзасго пекзгзтеля с.'.лзогю елнг.нпо абсс,":стнсз изменение !.',ен, готсссе сг^ределпзтся разность т.теяктзлем и гиг-'ленатслем индекса цен:

А - У, а,-Ъ Р <1, = 37Гг555а - 22Г32ССЭ = 15-;045:0р-5. (4)

И аСсолютнсз мгмеисниз физического объема предав баю;с~с;с:*х г.;;! ',и:Ч (разница г/егэду числителем и знаменателем ¡индекса физического объема продаж):

= I±Р„.МЮ = 22532000-1221212= 2135772-5. (5)

Прсзерн.4 правильность р-с.'ггсз. Прсиззедекиз индекса цен на индекс физического объема дает нагл индекс делозсЯ гктиснссти. Следовательно, общее абсолютное изменение рззультатпзного показателя есть ни что иное как сумма абсолютных изменений фактероз:

Лад ~ Асг(Г) + Л«(»)'

(6)

36762338 руб = 15404550 руб + 21357788 руб .

Исследование биржевых торгов по предложенной схеме с использованием индексного метода поззоляет довольно точно оценить ситуацию на фондовом рынке. Расчет индекса деловой активности по каждой группе акций с определением абсолютных и относительных показателей дает возможность сравнить динамику развития различных групп акций и выбрать для инвестирования наиболео активно развивающиеся сектора биржевого фондового рынка.

Безусловно, разложение предложенного нами индекса деловой активности на систему взаимосвязанных индексов обладает недостатком: невысокая гибкость в отражении всех звеньев перехода от нормативной величины изучаемого явления Рном(сШ)) к его величине с отчетном периоде р;ц1, так как данная схема разложения учитывает только влияние количественного и качественного факторов. В действительности переход оказывается значительно болев сложны?.;: меняется число и состав акций, вступают в действие различные взаимосвязи между факторами. Поэтому необходимо отражать влияние изменения структуры на величину результативного показателя. Решение- данной задачи в наших условиях осложняется тем, что структурные изменения, оказывающие существенное влияние на все биржевые показатели, практически нельзя предугадать, т.к. сильно влияние спекулятивных и субъективных факторов. Кроме того, введение норматива не позволяет с высокой точностью расчитывать влияние структурных изменений, произошедших на биржевом рынке ценных бумаг.

В третьей глазе "Экономики-статистический анализ курсовой стоимости приватизационного чека". раскрыты цели и задачи приватизации, дана характеристика приватизационному чеку как платежному средству, проведен анализ трендозой модели динамического ряда котировки ваучера, определены и исследованы важнейшие моменты обращения ваучера на центральных биржах страны, осуществлен многошаговый регрессионный анализ с целью определения количественного влияния на величину котировки ваучера ценообразугощих факторов.

Одной из характерных черт перехода российской экономики' к рынку стало массовое разгосударствление предприятий. Приватизация в России сложнее и шире по масштабам, чем в любой другой страна мира. Здесь существуют десятки тысяч крупных предприятий. Государственные предприятия в России - не "сектор", как таковой. Они и есть экономика -ведь частного сектора в России не существовало болея 70 лет. Приватизация рассматривается как самый аффективный способ более продуктивного использования недостаточно задействованных и простаивающих мощностей. В России приватизации приходится нести на себе дополнительное бремя перехода страны и ее общества от административно- командной к рыночной системе экономики.

Реализация программы приватизации путем использования приватизационного чека как средства платежа дало следующие результаты: на 6 мая 1994 г. в 86 регионах страны прошли чековые аукционы по продаже акций 10924 предприятий с совокупным уставным капиталом в 684 млрд. рублей и общим числом занятых 15,1 млн. человек. Совокупный объем проданных на этих аукционах акций составляет (по номиналу) 132,2 млрд. рублей, то есть в среднем через аукционы прошло примерно 19,3% уставного капитала затронутых приватизацией предприятий. Общее количество поглощенных аукционами приватизационных чеков превышает 62 млн., а это означает, что в среднем

на одни ваучер пришлось примерно 2129 рублей акционерного капитала приватизированных предприятий.

Ограниченный срок жизни ваучера позволил исслсдосать и проанализировать такие интерссныо для всех моменты, как начало его • обращения на биржах страны, переходные периоды и последние гласяцы жизни.

Провед жый графический анализ динамики котировки ваучера наглядно (см. рис. 1) показал неустойчивость его изменения с исслздуемом периоде, что затрудняло выявление основной тенденции изменения данного динамического ряда.

Рис. 3.1. Динамика изменения котировки приватизационного чека (октябрь 1992 г. - декабрь 1993 г.)

Оценивая причины резких скачков курсозой стоимости еаупира, нами были отмечены наиболее характерные черты, которые им предшествовали:

- резкому позышению предшествует период относительной стабильности цен чека со слабой тенденцией к росгу;

- кзх грозило, реет кгблндазтея в

масгц, когда многие крупные фирмы стремится сехрз-гать скллгтм галета на прибыль за счет перевода части срсдсто в ферму вь-сохсг^ухг^кгго актива, каковым и лвлпэтел ваучер;

- принятие правительственных документов, направленных на ускорение приватизационных процессоз и расширение затрагиваемой ими сферы государственного имущества, а также юридическая регламентация деятельности наиболее активных участников торговли на рынке ваучеров;

- реет рынка акций приватизируемых предприятий;

- участие в торгах крупных коммерческих б г', ¡коз.

Как уже отмечалось выше, анализ на основе ежедневных данных о биржевых торгах ■ ваучерами, не позволял выпоить общую тенденцию исследуемого язпенип. Для определения общей закономерности з развитии исследуемого явления нами было произведено выравнивания динамического ргдз с помощью укрупнения интервалов и расчетоз средней еэличины по ка;:<дому из них. Выравнивание динамического ряда котировок чека данным способом позволило с высокой степенью точности выгзить сотую тенденцию развития (см. рис. 2).

Визуальный анализ рис. 2 наглядно показан о наличии двух раза¡онгпргеленных тенденций: понижательную (октябрь 1992 г.- май 1993 г.) и повышательную (июнь 1993 г. - июнь 1994 г.).

Креме тего, было отмечено, что между величиной стандартной ошибки и размером котировки просматривается определенная взаимосвязь. Рост стандартной ошибки неизбежно влекло за ссбсй скачок котировки ваучера. Переломным моментом з смене тенденции является период мая-июня 1993 г.

Рис. 2. Выравненный ряд динамики котировки ваучера способом укрупнения интервалов.

Произзеденое аналитическое выравнивание и прогнозирование динамического ряда приватизационного чека по уравнению параболы второго порядка и экспоненциальное сглаживание адаптивной модели с мультипликативной сезонностью с целью получения обобщенных статистических оценок тренда, не дали должных результатов. Это можно объяснить следующим образом. Возможны случаи, когда тенденция развития в будущем может существенно измениться и не следовать тому типу кривой, которая была принята при выравнивании. В этом случао основное допущение экстраполяции не соответствует фактическому положению вещей. Найденная кривая лишь выравнивает динамический ряд и характеризует "тенденцию только в пределах периода, охваченною наблюдением. Экстраполяция такого тренда неизбежно приведет к ошибочному результату, причем ошибку такого рода нельзя оценить заранее.

Для определения факторов оказывающих существенное влияние на величину котировки ваучера был осуществлен многошаговый регрессионный анализ.

Этот метод оснсзан на вычислении нескольких промежуточных уравнений регрессии, в результате анализа которых получают конечную модель, включающую только факторы, оказывающие статистически существенное влияние на исследуемую зависимую переменную.

Метод пошагового регрессионного анализа позволяет получить достаточно надежную и полную модель зависимости исследуемого признака от ряда объясняющих переменных.

В процессе проведенного анализа было определено, что наиболее существенным фактором, определяющим величину котировки чека является минимальная цена ваучера, которая объясняет 94,5% его вариации. При увеличение минимальной цены чека на 1 руб. котировка ваучера увеличивалась на 1,0432 руб., о чем свидетельствует коэффициент регрессии при ХЗ.

Таким образом, можно сделать вывод, что при исследовании котировки приватизационного чека приходится иметь дело со сложным механизмом взаимодействия факторов, формирующих тренд. Не всегда возможно получить надежные выводы о типе развития б виде математической функции. В лучшем случае, на основе проведенного анализа может быть выдвинута рабочая гипотеза о возможных типах развития.

В заключении диссертационной работы обобщаются результаты проведенного исследования.

Основные положения диссертации отражены в следующей публикации: Методологические особенности построения российского индекса деловой активности. Сборник научных трудов МЭСИ, 1994 г.

Закаэ№ . ' * Тир. С ^ экз.

Ротапринт МЭСИ Б. Савв. пер. 14