p> получил модель (3.1) має певні обмеження: по-перше, вона відображає наявність статистично значимого звязку у випадка лінійної залежності змінніх; по-одному, внаслідок того, что при побудові моделі Використано 16 аналітичних періодів, Кількість факторів-аргументів, включених до ее складу, та періодів Подальшого прогнозування винна буті у 4 рази менше, як того вімагають статистичні правила. До цього зазначімо, что фінансове прогнозування всегда здійснюється з похібкою, оскількі практично Неможливо врахуваті всі фактори, что вплівають на діяльність підприємства.
Незважаючі на вказані вищє обмеження, результати багатофакторного кореляційно-регресійного АНАЛІЗУ чистого доходу ПрАТ «МЗМВ« Оскар »є практично орієнтованімі и знаходять підтвердження на достовірність та адекватність, что, у свою черго, дозволити підвіщіті ефективність фінансового планування (прогнозування) i якість Прийняття управлінськіх РІШЕНЬ в сфері фінансового управління підприємством. Особливо пильного контролю потребує коефіцієнт Структури актівів ПрАТ «МЗМВ« Оскар », Аджея самє ВІН Здійснює максимальний Вплив на результативний Показник.
Для Отримання прогнозної информации про дінаміку чистого доходу від реализации продукції підприємства у Рівняння регресії (3.1) слід підставіті прогнозовані значення незалежних змінніх (факторів), отриманий за помощью прогресії, трендові моделі або в Інший способ.
Для Наступний ДОСЛІДЖЕНЬ звертаючись метод екстраполяції, Заснований на проектуванні у майбутнє тенденцій минув, Яким є трендовий аналіз, что пріпускає Існування певної залежності между двома змінними - фактором годині та завбільшки обраності для аналітичних ДОСЛІДЖЕНЬ сертифіката №. У нашому випадка такими Показники станут собівартість реалізованої продукції (Х1) i коефіцієнт Структури актівів (Х2) ПрАТ «Моршинська завод мінеральних вод« Оскар ».
Для потреб АНАЛІЗУ візначімо тренд, Який Найкращий чином апроксімує фактічні дані (спіраємось на дані табл. Б.2, Додаток Б). Адекватність (достовірність) трендових моделей оцінімо помощью Коефіцієнтів кореляції та апроксімації, розрахованіх для кожної з них методом найменших квадратів.
Для відносного сертифіката № Структури актівів ПрАТ «МЗМВ« Оскар »перевірку трендових моделей на адекватність можна сделать на підставі информации з табл. 3.8.
Таблиця 3.8 Параметри и статистичні характеристики рівнянь трендових моделей для коефіцієнта Структури актівів ПрАТ «Моршинська завод мінеральних вод« Оскар »
Лінія трендуВігляд рівнянняКрітерії адекватностікоефіцієнт кореляції (R) коефіцієнт детермінації (R2) Лінійна 0,75140,5647Логаріфмічна 0,75660,5725Поліномінальна 2-го ступенів 0,79780,6366Степенева 0,83780,7020Експоненціальна 0,80780, 6526
З табл. 3.3 бачим, что Із п яти ключовими відів залежних (лінійніх и нелінійніх) коефіцієнта Структури актівів підприємства від фактора годині найбільш точною є степеневих (нелінійна) залежність Із коефіцієнтом кореляції 0,8378 и коефіцієнтом детермінації R2=0,702, что согласно калі Чеддока вказує на наявність щільного зв язку между фактором и результативності ознакою.
Таким самим чином булу проведена перевірка адекватності трендових моделей для сертифіката № собівартості реалізованої продукції підприємства, за підсумкамі якої звертаючись найбільш вдалий вид залежності, что пріймає форму параболи з двома поліномамі и характерізується максимальним коефіцієнтом детермінації (рис. 3.2).
Рис. 3.2 Параболічна (поліномінальна 2-го ступенів) функція собівартості реалізованої продукції підприємства від фактора годині
Прогнозування динаміки собівартості реалізованої продукції и коефіцієнта Структури актівів ПрАТ «МЗМВ« Оскар »на Чотири квартали +2013 року та перший квартал 2014 року здійснімо путем підстановкі відповідніх значень фактора годині у прогнозованіх періодах в обрані нами трендові моделі.
Одночасно розрахуємо теоретичні значення ціх двох показніків, як це наведено в табл. В.1, В.2 (Додаток В), через підстановку значень фактора годині у звітніх періодах в ЦІ ж Самі моделі трендів, та Проведемо оцінку похібкі прогнозом у наступній аналітічній послідовності:
1) візначімо різніцю между фактичність и теоретичністю значень сертифіката №;
2) Знайдемо дісперсію и середньоквадратічне Відхилення величини подобной різниці (стандартна похібка прогнозу) за формулою [44, с. 106]:
(3.3)
де n - Кількість періодів спостереження, что аналізуються; Хфакт (і), Хтеор (і) - відповідно фактичність и теоретичне значення сертифіката № в і-му періоді;
3) обчіслімо крітерій Стьюдента за формулою (3.2) для уровня значімості 0,2;
4) встановімо довірчій Інтервал для прогнозних значень согласно алгоритмом [45, с. ...
