а допомогою d - критерію Дарбіна - Уотсона (3.5). Результати наведені в таблиці 3.8.
d =? [e (t) - e (t - 1) 2] /? e (t) 2 (3.5)
Таблиця 3.5 - Проміжні розрахунки
е (t) е (t) - е (t - 1) [е (t) - е (t - 1)] 2 е (t) 2032 747,8910 72424 307032 747 , 89-19 656,07386 361 479,91 072 424 30713 091,81-36 910,401 362 377 699171 395 492,9-23 818,59-13 187,18173 901 915,4567 325 268,3-37 005,77-228 730,4452 317 616 3001 369 427 632-265 736,22265 736,2270 615 740 20970 615 740 209Сумма1,25928E + 1173 796312909
d=1,70. Так як d 2 (= 1.4)? D? 2 - модель адекватна;
Відповідність ряду залишків нормальному закону розподілу важливо з точки зору правомірності побудови довірчих інтервалів прогнозу. Оцінка статистичної значущості представлена ??в таблиці 3.6.
Таблиця 3.6 - Підсумкова статистика параметра моделі
Середнє - 56 144,178Стандартная ошібка53 868,111Медіана - 23 818,590Мода-Стандартне отклоненіе120 452,759Дісперсія виборкі14 508867 270Ексцесс3,97Асімметрічность - 1,93Інтервал298 484,113Мінімум - 265 736,22Максімум32 747,890Сумма - 280 720,89Счет5
Помилка ассиметрии дорівнює 0,38, помилка ексцесу дорівнює 2,7. Отже, спостережувані значення нижче полуторних значень помилок, що дає право робити висновок про те, що параметри моделі відповідають нормальному закону розподілу.
Далі підраховується сума поворотних точок р. У випадковому ряду чисел повинно виконуватися суворе нерівність (3.6):
р gt; [(2n - 1)/3-2? (16n - 29/90] (3.6)
p gt; 1,82
Математичне сподівання числа поворотних точок описується формулою 3.7:
(P)=(2/3) (n - 2), (3.7)
де n-це кількість точок у ряді (у нашому випадку 5).
Кількість поворотних точок за формулою 3.7 одно 2.
полягає етапом є побудова прогнозу. У моделях змінного середнього прогнозні точкові оцінки Y p (t, k) рівня ряду Y (t + k), обчислюються в момент часу t на k кроків вперед шляхом підстановки в неї значення k:
p (t, k)=265736 тис м
Розраховується довірчий інтервал для прогнозованих значень. Межі довірчого інтервалу визначаються на основі точкової оцінки шляхом вирахування з неї і складання з нею величини U (k) (3.8):
(k) = S e? 1 + С (k). (3.8)
Величина С (k) розраховується індивідуально для моделей різного ступеня складності.
(k)=а/(1+ в)=0,4/1,06=0,37;
S e=?? E (t) 2/(n - 1)=121 487,7;
U (k)=121 487,7? 0,37=44 950,45;
[265736 - 44 950,45]? Y p? [265736 +44 950,45];
785,55? Y p? 310 686,45; p? [220 785,55 тис м; 310 686,45 тис м.].
Таким чином можна стверджувати, що з імовірністю 95% реалізація в натуральному вираженні на прогнозований рік очікується в районі 265 736 тис м. Обсяг в 220 785,55 тис м. відповідає песимістичним прогнозом, передбачається, що нижче цієї позначки реалізація не знизиться. Реалізація 310 686,45 тис м. Відповідає оптимістичним прогнозом.
З метою підвищення обсягів реалізації пропонується проводити маркетингові дослідження, здійснювати рекламну діяльність, проводити стимулювання працівників. Також важливо враховувати ризики і проводити по ним страхування.
3.3 Вплив зміни структури асортименту продукції, що випускається на результат комерційної діяльності підприємства ВАТ Стрічка
З урахуванням АВС аналізу були виявлені ті позиції товарів, які приносять найбільший прибуток підприємству. На підприємстві існує необхідність коригування асортименту своєї продукції, тому не завжди продукція, яка випускається в найбільшій кількості приносить найбільший прибуток. Своєчасне коригування дозволить виявити недоліки реальної структури і усунути їх і збільшити ефективність.
Порівняння фактичної структури асортименту і планової доцільно буде представити її в таблиці 3.8 Планова структура була розрахована з припущення: збільшити реалізацію найбільш продаваної продукції на 5%. Структура решти продукції перераховувалася виходячи з планової виручки з п.3.2 (таблиця 3.7)
Таблиця 3.7 - Порівняння фактичної структури асортименту 2013 року і прогнозної у відсотках
Найменування ассортіментаФактіческая структураПрогнозная структураОтклоненіе1234Л. д/елек.- Пром. 4,995,140,150Л. окантовочном. 2,1872...
