Теми рефератів
> Реферати > Курсові роботи > Звіти з практики > Курсові проекти > Питання та відповіді > Ессе > Доклади > Учбові матеріали > Контрольні роботи > Методички > Лекції > Твори > Підручники > Статті Контакти
Реферати, твори, дипломи, практика » Новые рефераты » Основи методології вивчення ефективності фінансів підприємства

Реферат Основи методології вивчення ефективності фінансів підприємства





будемо розуміти сукупність заходів, спрямованих на вирішення фінансових проблем підприємства, підвищення платоспроможності, поліпшення фінансової стійкості, ефективності діяльності.

Виявлення кількісних співвідношень у вигляді регресії і порівняння дійсних (спостережуваних) величин з величинами, отриманими шляхом підстановки в рівняння регресії значень пояснюють змінних, дають можливість краще зрозуміти природу досліджуваного явища. А це, у свою чергу, дозволяє впливати на виявлені чинники, втручатися в економічний процес в цілях отримання потрібних результатів.

Множинний кореляційно-регресійний аналіз фінансової стійкості був проведений за даними підприємства ВАТ Кк raquo ;. В якості результативного показника (У) була прийнята чистий прибуток.

Прибуток - це найважливіший показник ефективності та результативності підприємства. Вона є головною метою діяльності підприємства і необхідна для подальшого його розвитку.

В якості показників-факторів, потенційно впливають на значення прибутку, використані ключові фінансові величини. Серед них нами виділені: Х 1 - виручка від реалізації, Х 2 - всього витрати на реалізовану продукцію, Х 3 - поточний податок на прибуток, Х 4 - прибуток від продажів, Х 5 - основні засоби, Х 6 - готова продукція і товари, Х 7 - грошові кошти, Х 8 - інші оборотні активи, Х 9 - кредиторська задолженнность.

Проведення багатовимірних статистичних досліджень, зокрема регресійного аналізу, неможливо без масових спостережень. У зв'язку з цим в результаті обробки річних звітів ВАТ Кк був сформований вихідний масив для аналізу інформації (табл.2.1).


Таблиця 2.1 - Вихідна інформація

YX1X2X3Х4755231481541536701042904511145311-14829944317264205569422792261576280550112114656324270973548872368805694583499024813859070433557645367682745767941252492100033369238574372706446503246706990767287679197642177091113624763267310416394631056295980866286345602476331X5Х6Х 7 Х8Х9 22380212053431692122226983230972295258318485289682867095297182157195129960212235058989138121555821328439685238464790995207023611301721482228077490029215738892722134761215566720204227271811637719657731650943370172445180279499583971447657428276

Найбільш простий формою залежності і досить строго обґрунтованої для випадку спільного нормального розподілу є лінійна, тобто залежність виду.


у=а 0 + а 1 х 1 + а 2 х 2 + ... + а р х р (2.1)


Слід визначити, чи всі змінні потрібно включати в рівняння, або є змінні, які суттєво не впливають на величину Ун їх недоцільно включати в рівняння (1).

Для вирішення цього була розрахована таблиця, складена з коефіцієнтів парної кореляції для всіх 9 факторів.

Для відбору значущих чинників в рівняння регресії скористаємося наступною формулою:


r yxi? r xixj; r yxj? r xixj; (2.2)


На підставі даних, отриманих в таблиці, можна зробити висновок, що зв'язок факторів Х1 Х2, Х3, Х4, Х7, Х9 з фактором У істотна (коефіцієнти кореляції були рівні відповідно 0,85; 0,72; 0,93; 0,96; 0,93; 0,62).

З даної моделі виключаються фактори X1, Х2, Х3, Х5, Х6, Х8, X9 оскільки не виконуються нерівності системи (2.2).

Таким чином, рівняння регресії набуло вигляду:


у=а 0 + а 1 х 4 + а 2 х 7 (2.3)


Після попереднього відбору факторів на основі парних і приватних коефіцієнтів кореляції була проведена оцінка параметрів а 0, а 1, а 2 за методом найменших квадратів. Була отримана система лінійних рівнянь; рішення такої системи здійснювалося методом Гаусса. Рівняння регресії набуло вигляду:


У=- 149972,4 + 0,6355187Х 4 + 0,6544871Х 7 (2.4)


Для визначення тісноти зв'язку між фактором У і сукупністю чинників Х 4, Х 7 був застосований коефіцієнт множинної кореляції К.

Коефіцієнт змінюється в інтервалі від 0 до 1. Якщо R=0, то немає лінійної кореляційної зв'язку між У і Х 4, X Якщо R=1, то існує функціональний зв'язок. У нашому випадку R=0,99, що говорить про наявність функціонального зв'язку. Зазвичай інтерпретується не саме коефіцієнт кореляції R, а його квадрат R 2, який називається коефіцієнтом множинної (загальної) детермінації. Він показує, яка частина загальної дисперсії пояснюється за рахунок варіації лінійної комбінації аргументів Х 4, Х 7 при даних значеннях коефіцієнтів регресії. У нашому випадку R 2=0,984029, тобто 98% вари ации результативної ознаки пояснюється факторами, включеними в рівняння регресії, а 1,59707% - іншими факторами, коториеми не вк...


Назад | сторінка 7 з 9 | Наступна сторінка





Схожі реферати:

  • Реферат на тему: Рівняння регресії. Коефіцієнт еластичності, кореляції, детермінації і F-кр ...
  • Реферат на тему: Рівняння лінійної регресії, коефіцієнт регресії
  • Реферат на тему: Коефіцієнт детермінації. Значимість рівняння регресії
  • Реферат на тему: Лінійні рівняння парної та множинної регресії
  • Реферат на тему: Перевірка гіпотез щодо коефіцієнтів лінійного рівняння регресії