У цій випадковій вибірці домінували малі і середні (за західними стандартами) підприємства; біля половини підприємств були новими (знов створеними); по 40-45% підприємств відносилися до промисловості і сервісу, 14% підприємств були з аграрного сектору. У СНД було опитано 500 підприємств. Як видно навіть з такого короткого опису вибірки, дослідники мали в розпорядженні недостатньо представницький масив інформації для СНД, оскільки 200-250 малих і середніх промислових підприємств явно мало для вивчення бартеру. Лише заключна частина роботи присвячена вивченню наслідків бартеру для підприємств СНД, а саме в частині реструктуризації (уведення нових продуктів, удосконалювання виробів, що випускаються, і зміна організаційної структури підприємств) і загальному стану підприємств (зростання продажів). Остання перемінна виглядає непереконливо, оскільки просто доповнює бартер (тобто реалізацію не за гроші). До того ж між показниками існує занадто великий для перехідних економік лаг – три роки. Дослідники дійдуть висновку, що в СНД бартер змушує підприємства займатися удосконалюванням організаційної структури, але він не стимулює удосконалювання продукції, що випускається, і не пов'язаний зі створенням нових продуктів. У кінцевому рахунку, автори дійдуть висновку, бартер стимулює реорганізацію підприємств, але ефективність подібних заходів в умовах бартеру відносно невелика.
Аналогічна задача вирішувалася й іншими дослідниками. [12]
Як індикатор стану підприємств використовувалося зростання виробництва, що також досить уразливо для критиці. Ще однією обставиною, що знижує точність даного дослідження, є той факт, що використовуються результати разового опитування, проведеного наприкінці 1998 р. – у момент, коли в економіці країн СНД відбувався перелом колишніх негативних тенденцій бартеризації. У результаті автори дійдуть висновку, що підприємства, орієнтовані на виживання, використовують бартер для підтримки свого добробуту. У цій групі підприємств вплив бартеру на попит перевершує ефект реструктуризації.
Загальною особливістю досліджень про вплив бартеру на стан підприємств є обмежений часовий інтервал аналізу і проблеми з вихідними даними. Перша обставина представлялася для інших дослідників найбільш істотною. [9]
Дійсно, в умовах перехідної економіки, що динамічно розвивається, обмежувати аналіз однією тимчасовою крапкою недоцільно. Очевидно, що сам характер перехідної економіки вимагає регулярного відстеження еволюції поводження підприємств, чи принаймні, декількох вимірів у різні моменти часу.
Результати кон'юнктурних опитувань Інституту економіки (ІЕ) дозволили перевірити гіпотезу про вплив бартерного попиту на фінансово-економічний стан вітчизняних підприємств найбільше докладно.
По-перше, тільки через опитування можна одержати інформацію про реальне фінансово-економічне положення підприємств. Ці оцінки формуються безпосередньо в менеджменту і відносяться до категорії “звітність для себе” (у противагу “звітності для держави” і “звітності для інвестора”). Тому згадані оцінки найбільш близькі до істини. По-друге, опитування керівників дозволяє збирати інформацію про динаміку усіх видів попиту на продукцію підприємств. Ці індикатори є життєво важливими для підприємства і, безумовно, відслідковуються менеджментом. По-третє, наявність в опитуваннях питань про очікувані зміни складових попиту і прогнози зміни фінансово-економічного стану (ФЕС) підприємств дозволяє одержати відповідь на питання про те, на основі чого керівники українських підприємств хотіли б будувати своє благополуччя і благополуччя свого підприємства. Таким чином, база даних результатів кон'юнктурних опитувань ІЕ містить найбільш повні і детальні дані для перевірки гіпотези про фактичні основи добробуту і кращих основ його створення українськими підприємствами.
Розглянемо спочатку побудовані С. Цухло на основі бази даних результатів кон'юнктурних опитувань прості моделі взаємодії фактичних оцінок ФЕС і окремих складових сумарного попиту на промислову продукцію: платоспроможного, бартерного й інших негрошових. Перевірка гіпотез про незалежність показала, що фактичні оцінки ФЕС підприємств не залежать від зміни бартерного й інших негрошових видів попиту. [24]
Для цих видів попиту рівень значимості, що спостерігається, протягом усього часу моніторингу перевершував п’ятивідсотковий поріг. Таким чином, фактичний стан підприємств, швидше за все, не визначається динамікою бартерного чи інших негрошових видів попиту на вироблену продукцію. З платоспроможним попитом ситуація інша. Гіпотеза про незалежність не може бути використана практично протягом всіх опитувань, у які були включені оцінки ФЕС.
Таблиця 3.1
Характеристики логлінійних моделей, що перевіряють гіпотезу про незалежність фінансово-економічного стану підприємств від змін платоспроможного, бартерного й інших негрошових видів попиту
Дата | Анкет | Незалежність ФЕС від змін попиту
платоспроможного | бартерного | інших негрошових
G2 | df | Sig | G2 | df | Sig | G2 | df | Sig
4/95 | 308 | 9.6783 | 4 | 0.0462
7/95 | 291 | 18.1301 | 4 | 0.0012
10/95 | 411 | 23.9190 | 4 | 0.0001
4/96 | 671 | 18.1615 | 6 | 0.0058
7/96 | 654 | 38.4642 | 6 | 0.0000
10/96 | 726 | 22.8036 | 6 | 0.0009
1/97 | 762 | 12.4887 | 6 | 0.0519
4/97 | 812 | 34.6690 | 6 | 0.0000
7/97 | 758 | 35.8252 | 6 | 0.0000
10/97 | 879 | 55.7674 | 6 | 0.0000
1/98 | 937 | 11.2613 | 6 | 0.0806
4/98 | 944 | 21.6718 | 6 | 0.0014
7/98 | 922 | 32.2827 | 6 | 0.0000
10/98 | 951 | 51.3596 | 6 | 0.0000 | 4.7192 | 6 | 0.5803
1/99 | 955 | 16.3623 | 6 | 0.0119 | 6.5343 | 6 | 0.3661
4/99 | 993 | 40.6697 | 6 | 0.0000 | 6.6123 | 6 | 0.3582
7/99 | 1010 | 20.2454 | 6 | 0.0025 | 5.8974 | 6 | 0.4348
10/99 | 1021 | 14.3384 | 6 | 0.0261 | 6.4396 | 6 | 0.3758
1/00 | 1050 | 6.5661 | 6 | 0.3628 | 4.8415 | 6