- •Введение
- •1 Расчет показателей экономической эффективности деятельности торгового предприятия
- •2 Прогнозирование экономических показателей предприятия
- •3 Факторный анализ результатов торгово-закупочной деятельности предприятия
- •5 Оценка эффективности бизнес-проектов по расширению торгового предприятия
- •6 Использование ЭММ в оценке эффективности коммерческой деятельности промышленных предприятий
- •Ожидаемые остатки на первое число планового года
- •Оптимальная частота поставки может быть рассчитана по формуле
- •7 Управление запасами на основе методов АВС и ХУZ
- •Порядок проведения анализа АВС
- •Доля позиции ассортимента в
- •Задание 2. Дифференциация ассортимента по методу ХУZ
- •Порядок проведения анализа ХУZ
- •БИБЛИОГРАФИЧЕСКИЙ СПИСОК
- •Приложение А
- •Исходные данные для проведения анализа АВС и анализа ХYZ, руб.
- •Приложение Б
- •АВС И ХY анализ
- •Продолжение приложения Б
|
|
|
|
|
8 |
|
|
|
|
450 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
у=4,1308х+342,82 |
|
|
400 |
|
|
|
|
|
уравнение прогноза объема производства |
|||
350 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
300 |
|
|
у=3,8636х+313,39 |
|
|
|
|
||
|
|
уравнение |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
||
250 |
|
|
прогноза объема |
|
|
|
|
||
200 |
|
|
|
сбыта |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
150 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
100 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
50 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
январь |
февраль |
март |
апрель |
май |
июнь |
июль |
август сентябрь октябрь |
ноябрь |
декабрь |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
объём сбыта, тонн |
|
|
|
|
||
|
|
|
объём производства, тонн |
|
|
Линейный (объём производства, тонн) Линейный (объём сбыта, тонн)
Рисунок 1 График прогноза объёмов производства и сбыта
На основе рассчитанных программой уравнений прогноза можно рассчитать величину прогнозных значений объемов производства и сбыта.
3 Факторный анализ результатов торгово-закупочной деятельности предприятия
Для того чтобы определить, какие факторы и как повлияли на рост объем сбыта, товарооборота, прибыли и т.п. можно провести факторный анализ.
Для подробного анализа используется три наиболее значимых фактора:
1)изменение объёма реализованных товаров;
2)изменение структуры и ассортимента, реализованной продукции;
3)изменение затрат на 1 рубль реализованных товаров.
Для факторной оценки рассчитаем следующие показатели на конкретном примере:
1.К1 – индекс роста объёма сбыта:
К1 = объём сбыта последующего периода / объём сбыта предыдущего периода
9
К12002/2001=49 563/36 842=1,35; К12003/2002=51 329/49 563=1,04.
2.К2 – индекс роста объёма сбыта по полной себестоимости проданной продукции:
К2=себестоимость проданной продукции последующего периода / себестоимость проданной продукции предыдущего периода.
К22002/2001=35 187/29 409=1,2; К22003/2002=29 396/35 187=0,84.
3. 31 руб. – затраты на 1 руб. реализованной продукции:
31 руб2001=29 409/36 842=0,8;
31 руб2002=35 187/49 563=0,7;
31 руб2003=29 369/51 329=0,6.
На основе проведенных расчетов определим величину изменений товарооборота в зависимости от каждого из этих трех факторов.
1) ∆∏ |
т/о |
2002/2001=(К |
1)*П |
=(1,35 1)*1 656=579,6; |
|
2 |
0 |
|
|
∆∏т/о2003/2002=(1,04 |
1)*960=38,4. |
Таким образом, за счет роста объёма сбыта прибыль выросла в 2002 г. на
579,6 тыс. руб., в 2003 г. на 38,4 тыс. руб.
2)∆∏ |
стр.асс. |
2002/2001=(К |
К |
)*П |
= (1,2 |
1,35)*1 656= 248,4; |
|
2 |
1 |
0 |
|
|
|
∆∏стр.асс2003/2002=(0,84 |
1,04)*960= |
192. |
Таким образом, постоянные неблагоприятные структурные сдвиги в ассортименте приводят к снижению прибыли. Однако их влияние существенно снизилось: с 248,4 до 192 тыс.рублей
3.∆∏31руб.2002/2001=(31 руб2 31 руб1)*РП2=(0,7 0,8)*49 563= 4 956,3; ∆∏руб2003/2002=(0,6 0,70)*51 329= 5 132,9.
10
Таким образом, если в 2002 году затраты предприятия на 1 рубль реализованной продукции снижали прибыль на 4 956,3 тыс. руб., то в 2003 г. величина снижения возросла и составила 5 132,9 тыс. руб.
4 Корреляционно-регрессионный анализ в коммерческой деятельности
Практика исследования процессов материально-технического снабжения свидетельствует, что существует корреляционная связь между величинами оптового товарооборота и складских запасов, производительностью труда, издержками обращения, себестоимостью переработки 1 т груза и другими.
Для написания зависимости между ними наиболее широкое распространение получили линейные уравнения регрессии:
YX = a + bx,
где b – коэффициент регрессии средние число единиц, на которое увеличится значение y при увеличении значения фактора на единицу его измерения; а – значение результативного признака при нулевом значении х.
Для отыскания параметров уравнения способом наименьших квадратов составляется система нормальных уравнений:
у na b x,
xy a x b x 2
где n – число пар значений х и у.
Суммы ∑x , ∑y, ∑xy, ∑x2 подсчитываются по таблице.
r |
|
n |
xy |
x |
y |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. |
||||
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
n x2 |
х 2 |
n |
y2 |
y2 |
11
Пример 1. Определить влияние фондовооруженности труда Х на изменение производительности труда работников предприятия оптовой торговли, если известны: объем реализации, стоимость основных фондов производственного назначения и численность работающих организации за 10 лет, приводимые в таблице 3.
Решение: для анализа зависимости производительности труда от фондовооруженности рассчитаем эти показатели в соответствии с исходными данными в таблице 3. Параметры уравнения регрессии рассчитаем в таблице 4.
Таблица 3 Исходные данные для анализа производительности труда
|
|
Стоимость ОФП |
Складская реализация тыс. |
|
год |
Численность работающих (ч) |
производственного |
||
руб. |
||||
|
|
назначения тыс. руб. |
||
|
|
|
||
|
|
|
|
|
1996 |
140 |
5 890,0 |
2 074,8 |
|
|
|
|
|
|
1997 |
148 |
6 450,1 |
1 986,2 |
|
|
|
|
|
|
1998 |
152 |
6 840,3 |
2 269,4 |
|
|
|
|
|
|
1999 |
145 |
7 120,2 |
2 427,3 |
|
|
|
|
|
|
2000 |
163 |
7 350,4 |
2 479,2 |
|
|
|
|
|
|
2001 |
173 |
7 880,5 |
2 745,5 |
|
|
|
|
|
|
2002 |
177 |
8 050,7 |
2 970,1 |
|
|
|
|
|
|
2003 |
170 |
8 224,9 |
2 978,4 |
|
|
|
|
|
|
2004 |
180 |
8 759,8 |
3 257,6 |
|
|
|
|
|
|
2005 |
156 |
9 306,8 |
3 349,3 |
|
|
|
|
|
Таблица 4 Расчетные данные для корреляционно-регрессионного анализа производительности труда
|
Фондовооруженность труда |
Производительность труда |
|
|
|
год |
тыс.руб./чел |
тыс.руб./чел. |
|
|
|
|
Х |
У |
|
|
|
|
|
|
1996 |
42,07 |
14,82 |
|
|
|
1997 |
44,48 |
13,42 |
|
|
|
1998 |
45,0 |
14,93 |
|
|
|
1999 |
49,10 |
16,74 |
|
|
|
2000 |
45,09 |
15,21 |
|
|
|
2001 |
45,55 |
15,87 |
|
|
|
2002 |
45,48 |
16,87 |
|
|
|
2003 |
48,38 |
17,52 |
|
|
|
2004 |
54,75 |
20,38 |
|
|
|
2005 |
59,66 |
21,47 |
|
|
|
12
Таблица 5 Расчет параметров уравнения прямой линии регрессии
|
Х |
У |
Х2 |
ху |
У2 |
|
|
|
|
|
|
|
42,07 |
14,82 |
1 823,29 |
623,48 |
219,63 |
|
|
|
|
|
|
|
44,48 |
13,42 |
19,78 |
596,92 |
180,10 |
|
|
|
|
|
|
|
45,0 |
14,93 |
2 025,0 |
671,85 |
222,90 |
|
|
|
|
|
|
|
49,10 |
16,74 |
2 410,81 |
821,93 |
280,23 |
|
|
|
|
|
|
|
45,09 |
15,21 |
2 033,11 |
685,82 |
231,34 |
|
|
|
|
|
|
|
45,55 |
15,87 |
2 074,80 |
722,88 |
251,86 |
|
|
|
|
|
|
|
45,48 |
16,78 |
2 068,43 |
763,15 |
281,57 |
|
|
|
|
|
|
|
48,38 |
17,52 |
2 340,62 |
847,62 |
306,95 |
|
|
|
|
|
|
|
54,75 |
20,38 |
2 997,56 |
1 115,81 |
415,34 |
|
|
|
|
|
|
|
59,66 |
21,47 |
3 559,32 |
1 280,90 |
460,96 |
|
|
|
|
|
|
∑ |
479,56 |
167,14 |
23 311,41 |
8 130,36 |
2 850,88 |
|
|
|
|
|
|
Подставляем итоговые данные в систему нормальных уравнений:
y |
na |
b |
x, |
167,14 |
10а b479,59, |
xy |
a |
x |
b x 2. |
8130,36 |
а479,56 b23311,41. |
Из первого уравнения находим:
a = 167,14 479,56b . 10
Подставляем во второе уравнение:
8130,36 |
479,56 167,14 |
479,56b |
2 3311,418 |
|
|
||
10 |
|
||
|
|
|
81 303,6 = 479,50 х 167,14 – 479,56 х 479,56b + 233 114,1хb 81 303,6 = 80 153,66 – 229 977,8b + 233 114,1b
1 149,94 = 3 136,32b B = 0,367;
a |
167,14 |
176,0 |
0,886 |
10 |
|
||
|
|
|
Теоретическая линия связи будет выглядеть следующим образом:
Х= 0,886 + 0,367 х.
Рассчитаем коэффициент корреляции:
|
13 |
|
|
|
|
|||
ryx |
|
10 x 8130,36 479,56 хх79,14 |
|
|
0,858 |
|||
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|||
10 хх23 311,41 479,56 * 10* 2 850,88 |
167,14 |
|||||||
|
|
|
Числовое значение r = 0,858 характеризует связь у и х как тесную. С помощью уравнения связи можно оценить значение производительности труда при любом уровне фондовооруженности труда, что служит повышению обоснованности плановых расчетов.
Пример 2. Составить прогноз потребности в услугах производственного характера по нарезке бумажной продукции с помощью регрессионной модели и динамики за ряд прошедших лет, см. таблицу 6
Таблица 6 Прогноз потребности в услугах производственного характера по нарезке бумажной продукции
Виды |
|
|
|
|
Временные периоды |
|
|
|
|
|
|||
услуг |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
5 |
6 |
|
7 |
8 |
9 |
10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Нарезка |
у |
405 |
430 |
450 |
475 |
|
498 |
520 |
|
550 |
540 |
560 |
575 |
бумаги |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ty |
405 |
860 |
1350 |
1900 |
|
2490 |
3120 |
|
3850 |
4320 |
5040 |
5750 |
|
|
t2 |
1 |
4 |
9 |
16 |
|
25 |
36 |
|
49 |
69 |
81 |
100 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Решение: регрессионная модель прогноза в услугах выразится уравнением |
|
||||||||||||
|
|
|
Уt=а + bt |
или уt |
у = b( t |
t ). |
|
|
|
Для определения прогноза на (t + 1)й год имеем
|
+b (t+1 |
|
), |
У(t+1)= у |
t |
прогнозируемое значение на (t+1)й год; среднее значение потребности за ряд лет;
b – коэффициент уравнения тренда; T – число лет, взятых для прогноз
t среднее значение порядковых номеров года потребления.
Значение в определяются по формуле
|
ty |
|
|
|
|
t * ty |
|
||
В |
t2 |
|
2 |
, |
|
t * t |
|