В статье проводится количественный функци­ональный анализ зависимости факторов стоимо­сти компании и показателей, характеризующих финансовую устойчивость компании. Концеп­туальная взаимосвязь данных факторов состоит в том, что при увеличении стоимости собственно­го капитала (чистых активов) увеличивается его доля в совокупных активах компании и тем са­мым повышается ее финансовая устойчивость.

Основным фактором повышения финансовой устойчивости является увеличение рыночной цены (капитализации) и стоимости собственного капитала компании (чистых активов).

Кроме того, повышение финансовой устойчи­вости достигается за счет повышения собствен­ного оборотного капитала (net working capital, NWC), прибыли до налогообложения и процент­ных затрат (Earning before interests & Tax, EBIT), прибыли до амортизации, налогообложения и процентных затрат (Earning before depreciation & amortization, interests and tax, EBITDA), оборотно­го капитала компании (working capital, NW). Сле­дует отметить, что увеличение оборотных активов является необходимым условием при расширении деятельности компании. В целях повышения фи­нансовой устойчивости следует достигать целе­вых (оптимизационных) показателей:

В статье на основе данных количественного анализа показывается, что повышение финан­совой устойчивости является эффективным ин­струментом увеличения стоимости компании, показатель стоимости компании является инте­гральным показателем, который можно исполь­зовать вместо обширного набора абсолютных и относительных коэффициентов финансовой устойчивости, при оценке финансовой устойчи­вости компании.

При анализе и определении степени зависи­мости стоимости и рыночной цены собственного капитала (чистых активов) компании и факторов финансовой устойчивости анализируются и ре­шаются следующие задачи:

Согласно традиционной теории структуры капитала Д. Дюрана [Бригхем Ю., Гапенски Л., 2001; Брейли Р., Майерс С., 2008; Ли Ч. Ф., Финнерти Дж. И., 2000; Modigliani F., Miller M. H., 1958, с. 223], средневзвешенная стоимость капитала (weighted average cost of capital, WACC) и доходность (стоимость) собственного капи­тала (чистых активов) функционально зависят от структуры капитала.

где τ - ставка налога на прибыль; W - доля долгосрочной кредитной задолженности в об­щей сумме инвестированных средств, W = D/(D + E); D - долгосрочная задолженность компании по кредитам; E - бухгалтерская стоимость соб­ственного капитала (Net Assets) (акционерный капитал, эмиссионный доход, фонды, накоплен­ная величина прибылей/убытков); rd - среднее значение ставки по долгосрочным кредитам (сто­имость заемных средств);

Вводя обозначение для уровня финансового левериджа Q = D/E, преобразуем формулу (1):

При анализе равенства (4) рассматриваются два случая:

Случай 1. Рассматривается область низко­го и среднего уровня финансового левериджа [0; Qmax], в которой существует малая вероятность неоплаты долга, кредиторы не выдвигают до­полнительных условий (увеличения процентной ставки, дополнительных гарантий для получения процентов по кредитам/займам) при предоставле­нии кредитов/займов. Следовательно, предельная величина процентной ставки по кредитам/займам от финансового левериджа равна нулю , что приводит к упрощенной версии уравнения (4):

Предельная величина WACC (5) имеет отри­цательное значение, пока предельная доходность собственного капитала  имеет небольшое положительное значение, поскольку требования акционеров к доходности собственного капитала невысоки. При этом WACC больше средней став­ки по кредитам rd. Данный факт обуславливает убывающий характер функциональной зависи­мости WACC = f (D/E) для области умеренного уровня финансового левериджа [0; Qmax] (рис. 1).

С ростом уровня финансового левериджа пре­дельная доходность собственного капитала (стои­мость) повышаете:  поскольку  акционеры требуют большей доходности своих инвестиций в акционерный капитал компании. C увеличением уровня финансового левериджа и ростом предель­ной величины доходности собственного капитала уменьшается разница WACC–Kd (1–τ) (см. рис. 1).

Следовательно, предельная величина средне­взвешенной стоимости капитала (см. формулу 5) постепенно приближается к нулю. При равен­стве нулю предельной величины средневзвешен­ной стоимости капитала   предельная доходность (стоимость) собственного капитала  равняется разности WACC и средней став­ки по заемному капиталу rd.

Выражение (6) характеризует оптимальную структуру капитала в смысле традиционной те­ории структуры капитала Д. Дюрана. В области среднего уровня финансового левериджа увели­чение WACC будет связано с достаточно большой величиной предельной доходности (стоимости) собственного капитала и относительно неболь­шой разницей между WACC и rd. Рост предельной доходности собственного капитала  происходит медленно, что обусловлено ростом разницы между значением средней ставки процентов по кредитам rd и зна­чением WACC.

Случай 2. Область, характеризуемая высоким уровнем финансового левериджа  для которой предельная доходность среднейстав­ки процентов по кредитам больше нуля  и для этой области имеем повторение формулы (4):

Для данного уровня финансового левериджа кредиторы предъявляют повышенные требования, что выражается в большей величине процентной ставки по кредитам/займам, обуславливает умень­шение разницы между средневзвешенной стоимо­стью капитала WACC и rd (см. формулу 7). В области высокого уровня финансового левериджа  предельная доходность средневзвешенной сто­имости капитала больше нуля   что обуславливает увеличение темпов роста WACC =f(D/E).

Следовательно, в рамках классической теории структуры капитала Д. Дюрана функциональная зависимость средневзвешенной стоимости капи­тала (WACC) и доходность собственного капитала rE от уровня финансового левериджа имеют вы­пуклый характер (см. рис. 1).

Таким образом, в классической теории структу­ры капитала Д. Дюрана считается, что оптимальное отношение долгосрочной кредитной задолженно­сти D к величине собственного капитала E характе­ризуется выполнением следующих условий:

Теорема 1 Модильяни - Миллера [Бригхем Ю., Гапенски Л., 2001; Брейли Р., Майерс С., 2008; Ли Ч. Ф., Финнерти Дж. И., 2000; Modigliani F., Miller M. H., 1958, с. 272] утверждает, что рыночная стои­мость компании VL не зависит от структуры капита­ла и определяется нормой капитализации (WACC) ожидаемого дохода для компаний, относящихся к одной отрасли. При анализе и сопоставлении данной теоремы с традиционной теорией структу­ры капитала Д. Дюрана [Бригхем Ю., Гапенски Л., 2001; Брейли Р., Майерс С., 2008; Ли Ч. Ф., Фин­нерти Дж. И., 2000; Duran D., 1952, с. 223], прове­денной на основе теоретического анализа формулы (3), исследуется функциональная регрессионная зависимость WACC от величины финансового ле­вериджа (D/E):

где VL - рыночная стоимость финансово за­висимой компании (D ≠ 0); VU – рыночная стои­мость финансово независимой компании (D = 0); CFO (cash flow from operational activity) - денеж­ный поток от операционной деятельности;

D (Long Term Debt) - долгосрочная задолжен­ность компании по кредитам;

E (Total Equity) - бухгалтерская стоимость собственного капитала (Net Assets) (акционерный капитал, эмиссионный доход, фонды, накоплен­ная величина прибылей/убытков).

При определении практической значимости теоремы 1 Модильяни - Миллера анализируется степень корреляции между WACC и отношением долгосрочной кредитной задолженности D к соб­ственному капиталу (чистым активам) компании E. Если теоретические предпосылки, изложенные Модильяни - Миллером в рамках теоремы 1 (см. формулу 8), находят свои практические подтверж­дения на основе эмпирического анализа, то ко­эффициент детерминации исследуемой функци­ональной зависимости  должен быть близок к нулю (функциональная зависимость не является статистически значимой).

Определение степени зависимости стоимости и рыночной цены собственного капитала (чи­стых активов) компании от факторов финансовой устойчивости проводилось на основе анализа данных выборки ведущих российских и мировых энергетических компаний за 2012 год.

Выборка (табл. 1) представлена двумя веду­щими российскими энергетическими компани­ями, объем капитализации которых составляет более 35% от капитализации всей энергетической отрасли РФ по данным ММВБ - РТС по состоя­нию на первый квартал 2012 года, и ведущими ми­ровыми энергетическими холдингами. В табл. 1 не представлены данные по крупнейшей россий­ской энергетической компании - ОАО «Интер РАО ЕЭС», поскольку в 2011 и 2012 годах компа­ния имела убыток от операционной деятельности. Отмечается, что рыночная капитализация ОАО «Интер РАО ЕЭС», ОАО «Enel ОГК-5» и ОАО «ФСК ЕЭС» за первый квартал 2013 года состав­ляет более 65% от капитализации всей энерге­тической отрасли РФ, по данным ММВБ - РТС. Российский и мировой энергетические рынки имеют ярко выраженный несовершенный олиго- польный характер конкуренции, то есть контро­лируются несколькими энергетическими холдин­гами или группами компаний в разных странах.

При формировании пространственной выбор­ки (п = 27) использованы следующие критерии (допущения):

В противном случае нельзя использовать арби­тражный процесс, положенный в основу доказа­тельства теории Модильяни - Миллера;

Допустим, что при построении регрессионных эконометрических зависимостей на основе про­странственной выборки (табл. 1) в расчет не при­нимаются нехарактерные точки, которые явно не вписываются в визуальную функциональную зависимость. Такие «нехарактерные точки» имеют большую степень разброса в рамках моделируе­мой регрессионной зависимости, которая опреде­ляет среднюю величину функциональной экономе­трической зависимости. Представленная на рис. 2 регрессионная функциональная зависимость

где: CFO (Cash Flow from operational activity) - денежный поток от операционной деятельности; VL - рыночная стоимость финансово зависимой компании (D ≠ 0);

D (Long Term Debt) - долгосрочная кредитная задолженность компании;

E (Total Equity) - бухгалтерская стоимость собственного капитала (Net Assets) (акционерный капитал, эмиссионный доход, фонды, накоплен­ная величина прибылей/убытков).

Полученная регрессионная функциональ­ная зависимость средневзвешенной стоимости капитала от величины финансового левериджа (9) не имеет предельного значения (критической точки) и не является выпуклой функцией (рис. 2), как это трактуется в рамках традиционной теории структуры капитала Д. Дюрана для WACC (см. рис. 1), а также не отвечает критериям статисти­ческой значимости (табл. 2).

На основе проведенного эконометрического регрессионного анализа показано, что средне­взвешенная стоимость капитала (средние затраты на капитал компании) (см. формулу 9) практиче­ски не зависит от финансового левериджа (струк­туры капитала компании) (см. рис. 2).

Таким образом, теорема 1 Модильяни - Мил­лера находит свое практическое подтверждение при проведении эконометрического регрессион­ного анализа, основанного на данных ведущих российских и мировых энергетических компаний за 2012 год, чьи акции котируются на ММВБ - РТС и Нью-Йоркской фондовой бирже в рамках объема сделанной выборки компаний (n = 27).

Из теории финансового менеджмента [Бриг­хем Ю., Гапенски Л., 2001; Брейли Р., Майерс С., 2008; Ли Ч. Ф., Финнерти Дж. И., 2000, с. 230] известна формула рентабельности собственного капитала (Return on Equity, ROE):

где kd - наиболее привлекательная ставка про­цента по кредитам (процентная цена наиболее привлекательной формы заимствования) на за­емный капитал, который доступен в достаточном количестве для покрытия финансовых потребно­стей компании на кредитном рынке; ROA (Return on Assets, ROA) - доходность активов.

На основе формулы (10) можно сделать следу­ющие выводы:

Согласно теореме 2 Модильяни - Миллера [Бригхем Ю., Гапенски Л., 2001; Брейли Р., Май­ерс С., 2008; Ли Ч. Ф., Финнерти Дж. И., 2000; Modigliani F., Miller M. H., 1958, с. 286], доход­ность рыночной цены собственного капитала (ROE) компании прямо пропорциональна вели­чине финансового левериджа компании, что под­тверждается следующей полученной регрессион­ной зависимостью (11) (рис. 3).

где M. C. (Market Capitalization) - рыночная капитализация (рыночная цена собственного ка­питала), скорректированная на премию за неконтроль, равную 35%.

Полученная регрессионная зависимость (рис. 3) имеет сначала возрастающий характер: по мере увеличения финансового левериджа D/E акцио­неры будут постепенно повышать свои требова­ния к доходности собственного капитала, то есть предельная доходность собственного капитала  будет возрастать. В области повышенного финансового левериджа (после прохождения кри­тической точки) лица, предоставляющие заемный капитал, предъявляют повышенные требования. Кредиторы требуют дополнительного вознаграж­дения за риск, связанный с ростом кредитной за­долженности и вероятностью неуплаты процентов и выплат по самому кредиту, что обуславливает повышение ставки процента по кредитам/займам.

Таким образом, с ростом кредитной задол­женности увеличивается значение предельной доходности средней ставки по кредитам/займам: , что обуславливает уменьшение ROE и сво­дит на нет эффект финансового левериджа (D/E) в силу следующих факторов:

Коэффициент регрессии в виде свободного члена (1,58%) в уравнении (11) представляет до­ходность собственного капитала для финансово независимой компании в классе ведущих россий­ских и мировых энергетических компаний. На­клон и степень вогнутости кривой (рис. 3) опре­деляются оценками значений коэффициентов полученного уравнения регрессии (11), равных 11,74 и 3,54%. Коэффициент регрессии, равный 11,74%, представляет разность в виде премии за риск между доходностью собственного капита­ла и среднерыночной процентной ставкой по кре­дитам/займам rd.

Коэффициент регрессии в виде квадратично­го члена имеет отрицательное значение, что об­уславливает вогнутость полученной регрессион­ной зависимости (11). Вогнутость регрессионной зависимости доходности рыночной цены соб­ственного капитала от финансового левериджа (11), обусловленная ростом издержек на заемный капитал, подтверждает теоретические предпо­сылки теоремы 2 Модильяни - Миллера. Од­нако характер регрессионной зависимости (11) противоречит традиционной теории Д. Дюрана (см. рис. 1), согласно которой доходность (стои­мость собственного капитала) от финансового ле­вериджа имеет вид выпуклой функции.

Таким образом, значение ROE возрастает в случае привлечения долгосрочных источников финансирования до тех пор, пока среднее значе­ние ставки процентов кредитного портфеля kd не превышает ROA (см. формулу 10).

В статье проводится количественный анализ стоимости от основных коэффициентов финансо­вой устойчивости компании.

Для оценки эффективности деятельности предприятия с позиции его собственников при­меняется экономическая добавленная стоимость (Economic Value Added, EVA): деятельность предприятия имеет для них положительный ре­зультат в случае, если предприятие имеет боль­ше денежных потоков от текущей деятельности, чем от альтернативных вложений. При коррект­ном применении метод EVA учитывает соотноше­ние стоимости собственного и заемного капитала и позволяет сделать вывод о том, насколько эф­фективно используется капитал компании в прин­ципе, то есть приносит ли деятельность компа­нии экономическую, а не только бухгалтерскую прибыль. С помощью метода EVA снимается видимое противоречие между микроэкономиче­ской теорией, которая утверждает, что основной целью коммерческой фирмы является получение прибыли, и теорией финансового менеджмента, согласно которой более важной целью является увеличение благосостояния акционеров компа­нии, а именно: рост курса акций, рост стоимости собственного капитала компании.

Сущность EVA заключается в том, что он отра­жает экономическую оценку добавочной стоимо­сти к рыночной стоимости предприятия и оценку эффективности деятельности предприятия через определение того, как это предприятие оценива­ется рынком. Таким образом, в каждый конкрет­ный промежуток времени EVA будет показывать, какую реальную экономическую прибыль полу­чила компания в результате своей деятельности, с учетом потерь от инвестирования в другие, аль­тернативные возможности вложения средств.

где IC - инвестированный капитала (собствен­ный капитал + долгосрочная кредитная задолжен­ность).

По оценкам ведущих аудиторских компаний («КПМГ», «Финэкспертиза»), средняя величи­на WACC для ведущих энергетических, авиа­ционных, машиностроительных компаний РФ в 2012-2013 годах находилась на уровне 12-14% годовых в рублевом эквиваленте в зависимости от доли долгосрочной кредитной задолженности, доли государственного контракта (ГК) при фи­нансировании работ по ОКР, величины субси­дий. Величина WACC для ведущих американ­ских энергетических компаний, согласно данным их официальной годовой отчетности и аналити­ческих исследований, основанных на методе ры­ночной экстракции, в 2012-2013 годах составляла 8-10% в долларовом эквиваленте.

Ожидание будущих значений EVA оказывает существенное влияние на рост капитализации (рыночной цены акций) предприятия. Если ожи­дания противоречивы, цена акций будет колебать­ся, и в краткосрочном плане невозможно будет провести четкую зависимость между значениями EVA и ценой акций предприятия. Поэтому задача планирования прибыли, структуры и цены капи­тала является первоочередной задачей менед­жмента предприятия.

В качестве показателя критерия эффективно­сти роста EVA от показателей финансовой устой­чивости используется коэффициент добавленной экономической стоимости, показывающий долю EVA в величине чистых активов (собственного капитала) компании. Данный коэффициент ха­рактеризует, какая доля источников собственных средств находится в форме экономической добав­ленной стоимости.

где Net Assets - балансовая величина чистых активов (собственный капитал).

Также проведен анализ зависимости коэф­фициента добавленной экономической стоимо­сти (см. формулу 13) от коэффициента Альтмана (Altman Z Score), который характеризует способ­ность компании демонстрировать степень риска банкротства. Значение коэффициента Альтмана показывает вероятность будущего банкротства в зависимости от финансовых показателей, вклю­чающих коэффициенты финансовой устойчиво­сти и деловой активности за отчетный период.

Расчетная формула коэффициента Альтмана (Altman Z Score) для компаний, чьи акции котиру­ются на фондовом рынке, имеет следующий вид:

где Net Assets - рыночная цена собственного капитала/чистых активов (капитализация);

WC - оборотный капитал (Working Capital);

Net Sales - чистая выручка от продажи элек­троэнергии; T. A. (Total Assets) - совокупные активы; RE (Retained Earning) - нераспределенная прибыль; LTD (Long Term Debt) - долгосрочная кредитная задолженность.

Если Z < 1,23, предприятие признаётся бан­кротом, при значении Z в диапазоне от 1,23 до 2,89 ситуация неопределенная, значение Z > 2,9 присуще стабильным и финансово устойчи­вым компаниям.

Коэффициент покрытия процентов (при­быль до налогообложения и процентных выплат к начисленным процентам (EBIT/Interests)) по­казывает запас финансовой прочности компа­нии в отношении способности погашать затраты по кредитам (начисленные проценты). Как видно на рис. 4, с увеличением коэффициента покры­тия процентов (прибыль до налогообложения и процентных выплат к начисленным процентам (EBIT/Interests)) наблюдается рост коэффициента добавленной экономической стоимости. Макси­мальная (оптимальная) величина добавленной экономической стоимости для ведущих россий­ских и мировых энергетических компаний дости­гается при коэффициенте покрытия процентов, равном 4,0-4,5.

Регрессионная зависимость (рис. 5) показыва­ет, что оптимальная платежеспособность компа­нии с точки зрения максимизации добавленной экономической стоимости достигается при значе­нии коэффициента отношения кредитной задол­женности к прибыли до налогообложения и про­центных выплат (EBIT) на уровне 4,0-6,0.

Также следует отметить, что для ведущих российских и мировых энергетических компаний невысокий оптимальный уровень финансового левериджа: D/E = 1,5-1,7 (см. рис. 3) соответству­ет достаточно высокому оптимальному значению коэффициента отношения кредитной задолжен­ности к прибыли до налогообложения и процент­ных выплат (EBIT). Данный факт свидетельствует о наличии корреляции и недостаточной сбаланси­рованности оптимальных показателей финансо­вого левериджа и платежеспособности ведущих мировых энергетической компаний.

Как видно на рис. 6, все значения коэффициен­та Альтмана анализируемых компаний находятся в интервале Z < 1,81, следовательно, средняя ве­роятность банкротства ведущих мировых энерге­тических компаний значительно превышает 50%, что обусловлено малой средней величиной коэф­фициента покрытия процентов и высоким сред­ним значением отношения кредитной задолжен­ности к EBIT. Как свидетельствует регрессионная эконометрическая зависимость, представленная на рис. 6, с увеличением положительной доли добавленной экономической стоимости в соб­ственном капитале компании наблюдается рост значения коэффициента Альтмана, что свиде­тельствует о снижении вероятности банкротства и повышении финансовой устойчивости ведущих мировых энергетических компаний.

В качестве критерия эффективности роста компании за счет собственных источников ис­пользуется такой интегральный показатель, как доходность собственного капитала (Return on Equity, ROE) (10). Данный интегральный показа­тель, согласно формуле Du Pont, можно выразить через произведение (разложить по факторам) следующих коэффициентов эффективности про­изводственного процесса и финансовой устой­чивости: рентабельность продаж (Return on Sales, ROS), оборачиваемость оборотных средств (Sales/WC) и коэффициент маневренности соб­ственного капитала (WC/Equity).

доля источников собственных средств находится в мобильной (оборотной) форме.

Финансовое состояние предприятия зависит от структуры, типа источников формирования активов, а также от факторов, обуславливающих изменение активов. Факторы, связанные с увели­чением оборотных средств и уменьшением не­оборотных активов, обуславливают тенденцию ускорения оборачиваемости всего имущества предприятия. В результате наблюдается высво­бождение части средств и краткосрочных вложе­ний (если процент по этим статьям вырос).

Характеристикой, определяющей структуру имущества, является коэффициент маневренно­сти собственного капитала. Данный коэффици­ент показывает долю собственных средств (Net Assets) предприятия, которые находятся в мо­бильной форме оборотного капитала.

В текущей деятельности для обеспечения ста­бильного функционирования предприятия, до­стижения необходимого уровня рентабельности и платежеспособности особую роль играет обо­ротный капитал как наиболее мобильная часть совокупных активов (Total Assets, T. A.).

Большая величина оборотного капитала, а следовательно, и его низкая оборачиваемость являются свидетельствами слабой деловой актив­ности и отрицательно влияют на эффективность и финансовую устойчивость компании. Наобо­рот, быстрая оборачиваемость оборотного капи­тала (фондоотдача оборотного капитала) (рис. 7) позволяет с меньшими финансовыми рисками и меньшим уровнем вложения в оборотные сред­ства получить б0льшую выручку, что обуславли­вает рост коэффициента ROE. При этом с увели­чением фондоотдачи оборотного капитала (WC), которая является показателем эффективности функционирования производственного процесса, уменьшается показатель финансовой устойчиво­сти (уменьшается доля собственных средств, на­ходящаяся в мобильной форме) (рис. 8).

Таким образом, для некоторых коэффициен­тов финансовой устойчивости следует определять компромиссное значение, поскольку, например, с ростом доли собственных средств, находящихся в мобильной форме, наблюдается снижение по­казателя эффективности производственного про­цесса (фондоотдачи оборотного капитала).

Для правильности и достоверности выводов на основе полученных регрессионных зависимо­стей (рис. 2-8) проводится оценка их статистиче­ской значимости. Для этого рассчитывают вели­чины F-статистики и t-критерия.

Для проверки нулевой гипотезы (H0): R2 = 0, то есть выяснения вопроса, можно ли считать вы­борочное значение множественного коэффициента корреляции (коэффициент детерминации, R2), который показывает степень тесноты статистиче­ской связи между оценкой результирующего по­казателя и объясняющих переменных, статисти­чески значимо отличающимся от нуля [Доугерти К., 2004, с. 144], используется F-статистика:

где k - число оцениваемых параметров (сво­бодный член и k - 1 коэффициент); (k - 1) - ко­личество объясняющих переменных; n - число наблюдений в пространственной выборке, ESS - дисперсия объясненной составляющих регрес­сионных остатков («невязок»), RSS - дисперсия необъясненной составляющих регрессионных остатков (см. табл. 1).

Полученное значение Е-статистики сравнива­ется со значением Е-крит. в соответствующей ста­тистической таблице при заданном уровне значи­мости а. Если Е > Е-крит., то нулевая гипотеза H0 отклоняется [Доугерти К., 2004, с. 144].

Проверка нулевой гипотезы H0 о том, что коэф­фициенты a i, i = 1, p для полученных регрессионных зависимостей (см. рис. 2-8) при заданном уровне значимости α/2 отличаются от нуля, без учета эф­фектов, вносимых случайным членом, производит­ся на основе t-критерия [Доугерти К., 2004, с. 72], который распределен с n - p - 1степенями свободы:

где αi° - истинное (гипотетическое) значение i-го коэффициента регрессии;

c.o.αi), - среднеквадратическая ошибка ко­эффициента регрессии α i.MHK, рассчитанного на основе метода наименьших квадратов (МНК). H0 отвергается, если t > t-крит.

В табл. 2 приводятся различные значения Е-статистики и t-критерия, поскольку регресси­онные эконометрические зависимости имеют разные аппроксимации (прямая, полином второй степени), и, как было отмечено выше, при по­строении регрессионных эконометрических зави­симостей на основе пространственной выборки (см. табл. 1) в расчет не принимаются нехарактер­ные точки, которые явно не вписываются в визу­альную функциональную зависимость. Как вид­но по табл. 2, при уровне значимости (α = 0,05) для полученных регрессионных зависимостей (см. рис. 3-8) имеем FЄ больше F-крит., что сви­детельствует о том, что имеющееся объяснение поведения величины результирующего показате­ля лучше, чем если бы это было получено чисто случайно.

Таким образом, для полученных регресси­онных зависимостей (см. рис. 3-8) выборочные значения множественного коэффициента корре­ляции (см. табл. 2) свидетельствуют о наличии достаточно проявляющейся степени тесноты ста­тистической связи между результирующими по­казателями и объясняющими переменными, кото­рые статистически значимо отличаются от нуля.

Для каждого коэффициента (оценок) полу­ченных уравнений регрессии (см. рис. 3-8) вы­полняется условие t° > t-крит, что говорит о том, что данные коэффициенты регрессии (оценок) значимо отличаются от нуля. Иными словами, «хвосты» t-распределения при n - k = 24 степенях свободы начинаются со стандартных отклонений (1,65 вверх и вниз) от его математического ожида­ния, равного нулю.

На основе эконометрического анализа дан­ных годовой финансовой отчетности за 2012 год в формате МСФО и ОПБУ США и результатов ко­тировок рыночной цены акций на Нью-Йоркской фондовой бирже и ММВБ - РТС для 27 ведущих российских и мировых энергетических компаний, отвечающих критериям прибыльности, финансо­вой устойчивости и зрелости, сделаны следую­щие выводы: