Третя причина стосується того, що український фондовий ринок є в зародковому стані. Проявляється це в тому, що по акціям багатьох підприємств протягом тривалих періодів зовсім не відбувається угод, через що ціна фактично не реагує на зміни показників, які б можна було використати для моделювання її поведінки в наступних періодах.

Через це більш раціонально для прогнозування вибирати доход підприємства, чи його прибуток. Дані показники покажуть чи будуть взагалі виплачуватися дивіденди у найближчому майбутньому, та можуть допомогти визначити напрям росту величини дивідендів, можливість підприємства поліпшувати основні фонди тощо. Позитивна динаміка доходів і прибутку підприємства певним чином вказує на можливість росту ціни на його акції, але знову ж у силу слабого розвитку фондового ринку, прямого зв’язку встановити не можна, бо по акціям багатьох підприємств тривалий час не укладаються угоди, що не дає можливості встановити зв’язок між ціною акції і доходами підприємства.

Виберемо в якості екзогенних факторів, від яких залежать доходи підприємства загальнодержавний експорт прокату (так як зовнішні ринки є головними ринками збуту підприємства) і девальвацію гривні до долара. Експорт враховуватимемо в млн. дол. США, щоб таким чином частково врахувати залежність від зміни світових цін на прокат.

Розглянемо спочатку однофакторні моделі, кожна з яких враховуватиме дію лише одного фактора. Обчислення необхідних параметрів зручно проводити у вигляді таблиці.

Таблиця 3.1

Розрахункова таблиця для побудови моделі з врахуванням дії на динаміку доходів підприємства ВАТ “Азовсталь”, експорту прокату В таблиці використано дані: Додаток 1, та Статистичні таблиці з послання Президента України до Верховної Ради України від 15.04.2003 // Економіст. – 2003. - №7. – С.48. |

Темпи зміни доходу підприємства
у | Темп зміни
експорту прокату
х1 | х12 | х1у | у2

0 | 0

1999 | 0,346570348 | -0,160888776 | 0,025885198 | -0,05576 | 0,120111

2000 | 0,50742313 | 0,332236342 | 0,110380987 | 0,168584 | 0,257478

2001 | 0,048932847 | 0,027704937 | 0,000767564 | 0,001356 | 0,002394

2002 | -0,185967454 | 0,020264773 | 0,000410661 | -0,00377 | 0,034584

Сума | 0,71695887 | 0,219317277 | 0,13744441 | 0,110412 | 0,414568

Коефіцієнт кореляції, обчислений за формулою ( 3.18):

Коефіцієнт кореляції досить низький. Причиною цього є те, що використовується мала кількість точок (всього чотири) та те, що з великої кількості факторів, які діють на доходи підприємства нема таких, що у великій мірі визначальними.

Розрахуємо коефіцієнти лінійної моделі за формулами (3.2 – 3.3)

, .

Тоді лінійна однофакторна модель, де в якості екзогенної змінної використовується макроекономічний показник темпи росту прокату чорних металів (прогнозована змінна) матиме вигляд згідно (3.1):

У = 0,148 + 0567. х1,

де: У – зміна доходу підприємства (у відсотках до минулого року);

х1 – зміна обсягу загальнодержавного експорту прокату чорних металів (у відсотках до минулого року).

Аналогічно для іншого фактора, зміни курсу гривні, розрахункова таблиця матиме вигляд ( Таблиця 3.2):

Таблиця 3.2

Розрахункова таблиця для побудови моделі з врахуванням дії на динаміку доходів підприємства ВАТ “Азовсталь”, експорту прокату В таблиці використано дані: Додаток 1, та Статистичні таблиці з послання Президента України до Верховної Ради України від 15.04.2003 // Економіст. – 2003. - №7. – С.48.   |

Темпи зміни доходу
у | Темп зміни
експорту прокату
х2 | х22 | х2у | у2 

0 | 0   

1999 | 0,346570348 | 0,522 | 0,272484 | 0,18091 | 0,120111

2000 | 0,50742313 | 0,0418 | 0,00174724 | 0,02121 | 0,257478

2001 | 0,048932847 | -0,025 | 0,000625 | -0,00122 | 0,002394

2002 | -0,185967454 | 0,0064 | 0,00004096 | -0,00119 | 0,034584

Сума | 0,71695887 | 0,5452 | 0,2748972 | 0,199706 | 0,414568

Відповідно, коефіцієнт кореляції буде рівний:

Як бачимо, коефіцієнт кореляція в даному випадку вищий, що дозволяє говорити, про більшу залежність доходів підприємства від курсу гривні до долара, ніж від експортної політики країни.

Хоча і в даному випадку даний фактор не є визначальним, так як коефіцієнт кореляції досить далекий від одиниці.

Параметри лінійної моделі в даному випадку:

=0,110

Рівняння лінійної моделі матиме вигляд:

У = 0,11 + 0,508.х2 ,

де: х2 – зміна курсу гривні до долара (у відсотках до минулого року).

Врахуємо тепер дію обох факторів одночасно, тобто побудуємо двофакторну модель залежності доходів підприємства від двох макроекономічних (прогнозних) показників: курсу гривні до долара і обсягу експорту прокату. Для розрахунків використаємо допоміжну таблицю (Таблиця 3.3).

Таблиця 3.3

Розрахункова таблиця для розрахунків параметрів двофакторної моделі доходів ВАТ “Азовсталь” |

у | х1 | х2 | у2 | х12 | х22 | ух1 | ух2 | х1х2

0,34657 | -0,16089 | 0,522 | 0,120111 | 0,025885 | 0,272484 | -0,05576 | 0,18091 | -0,08398

0,50742 | 0,33224 | 0,0418 | 0,257478 | 0,110381 | 0,001747 | 0,168584 | 0,02121 | 0,013887

0,04893 | 0,02770 | -0,025 | 0,002394 | 0,000768 | 0,000625 | 0,001356 | -0,00122 | -0,00069

-0,18597 | 0,02026 | 0,0064 | 0,034584 | 0,000411 | 4,1E-05 | -0,00377 | -0,00119 | 0,00013

Сума | 0,71695887 | 0,219317 | 0,5452 | 0,414568 | 0,137444 | 0,274897 | 0,110412 | 0,199706