Економіко-статистична модель вартості продукції та її використання в управлінні

Размещено на http://www.allbest.ru/

Размещено на http://www.allbest.ru/

Економіко-статистична модель вартості продукції та її використання в управлінні

Т.І. Долішня, асистент

Івано-Франківський національний технічний університет нафти і газу

Удосконалення системи бухгалтерського обліку безпосередньо пов'язано з інформаційною системою, яка розвивається у відповідності до потреб користувачів інформації під впливом зовнішнього середовища, технічного і програмного забезпечення. Адже висока якість облікової інформації, в тому числі і про понесені витрати, створює умови ефективної реалізації всіх без винятку функцій управління.

Проте для планування та ефективного управління сортодослідними станціями керівництву потрібна не тільки інформація про фактично понесені витрати, яку їм надає система бухгалтерського обліку, але й майбутня, релевантна інформація.

Серед наукових праць, у яких досліджуються дані проблеми, слід виділити, зокрема, роботи Ф.Ф. Бутинця, С.Ф. Голова, З В. Гуцайлюка, Г.Г. Кірейцева, В.Б. Моссаковського, В.Ф. Палія, М.С. Пушкаря, І.Д. Фаріона та інших.

Бухгалтерський облік як у загальному, так і в окремих своїх частинах (грошові кошти, матеріальні запаси, основні засоби, готова продукція, собівартість) є кількісною моделлю господарської діяльності [1].

Для виявлення взаємозв'язку між вартістю продукції одержаної з 1 га сільгоспугідь, і комплексом факторів (оренда землі, врожайність, фондозабезпеченість 1 га сільгоспугідь, фондовіддача, виробництво валової продукції у порівняних цінах 2000 р. на 1 працівника, середньомісячна заробітна плата 1 працівника, витрати на дизпаливо та бензин) було проведено суцільне статистичне спостереження. Попередній відбір факторних ознак вирішувався на основі евристичного (інтуїтивно-логічного) методу. Обсяг генеральної сукупності складав - 94 заклади експертизи України. Використана власна програма ДЕКОР 408 ІФНТУНГ.

Статистична характеристика розподілу факторних показників представлена в таблиці 1.

1. Статистична характеристика розподілу факторних показників

Однорідною виявилась сукупність лише за таким факторним показником, як середньомісячна заробітна плата 1 працівника (хух6 ?33 %). Найбільш неоднорідною виявилась сукупність за таким показником як оренда землі.

Побудована нами матриця коефіцієнтів парної кореляції, яка представлена в таблиці 2, показує, що факторні показники незалежні, тобто вони не дублюють один одного (rxі xj ? 0,8).

2. Матриця коефіцієнтів парної кореляції

Таким чином, мультиколінеарність, тобто взаємозалежність факторних показників відсутня. Отже, виконується одна з важливих умов проведення кореляційно-регресійного аналізу - відсутність мультиколінеарності. Коефіцієнти парної кореляції вартості продукції, одержаної з 1 га с/г угідь, з факторними показниками, представлені в таблиці 3, свідчать, що за ступенем впливу на вартість продукції одержаної з 1 га с/г угідь рейтинг факторних показників виглядає так (табл. 3).

кореляційний регресійний прогнозування вартість

3. Коефіцієнти парної кореляції вартості продукції одержаної з 1 га сільгоспугідь та деяких факторів

Між вартістю продукції, одержаної з 1 га сільгоспугідь, та орендою землі, врожайність і середньомісячною заробітною платою 1 працівника зв'язок обернений, а між вартістю продукції одержаної з 1 га сільгоспугідь, фондовіддачею, виробництвом валової продукції на 1 працівника, витратами дизпалива та бензину на 1 га землі зв'язок прямий.

Одержана нами кореляційно-регресійна модель має вигляд: У = -0,902- 0,002 х1 - 0,029 х2 + 0,048 х3 + 3,450 х4 + 6,923 х5 - 0,0003 х6 + 0,002 х7 + 0,007х8. Як показують часткові коефіцієнти регресії, при зростанні витрат на дизпаливо на 1 кг/га вартість продукції, одержаної з 1 га сільгоспугідь збільшується на 2 грн.; при зростанні витрат на бензин на на 1 кг/га вартість продукції, одержаної з 1 га сільгоспугідь збільшується на 7 грн.; при зростанні фондовіддачі на 1000 грн. вартість продукції зростає на 3450 грн.; при зростанні виробництва валової продукції на 1 працівника на 1000 грн. вартість продукції збільшується на 6923 грн.; при зростанні фондозабезпеченості 1 га сільгоспугідь на 1000 грн. вартість продукції зростає на 48 грн.; при зростанні середньомісячної заробітної плати на 1 грн. вартість продукції зменшується на 0,3 грн.; при зростанні оренди землі на 1га вартість продукції знижується на 2 грн.; при зростанні врожайності на 1 ц/га вартість продукції зменшується на 29 грн.

Проведено розрахунок коефіцієнтів еластичності. Часткові коефіцієнти еластичності показують, що при зростанні витрат на бензин на 1%, вартість продукції збільшується на 0,7%; витрат на дизпаливо на 1% - відповідно на 0,4%; фондовіддачі на 1% - на 0,6%; виробництва валової продукції на 1 працівника на 1% - на 0,5%; фондозабезпеченості 1 га сільгоспугідь на 1% - на 0,5%; середньомісячної заробітної плати 1 працівника на 1% вартість продукції зменшується на 0,2%; оренди землі на 1% - знижується на 0,1%; врожайності на 1% - знижується на 0,6%.

Величина множинного коефіцієнта детермінації (RІ) складає 67% варіації вартості продукції, одержаної з 1 га сільгоспугідь, що пояснюється впливом комплексу восьми факторів, включених у кореляційно-регресійну модель. Решта варіації (33%) вартості продукції обумовлено впливом інших чинників.

Остаточний відбір факторних ознак було проведено способом крокової регресії, а фактори послідовно вводились у рівняння регресії так званим «прямим методом». При перевірці значущості введених факторів визначали, наскільки зменшується сума квадратів залишків (?(у-У)І) і збільшується величина множинного коефіцієнта кореляції (RІ).

Оскільки по мірі введення факторів у модель, множинний коефіцієнт детермінації (RІ) постійно зростав, то можемо усі факторні показники, які нами були попередньо включені у модель на основі інтуїтивно-логічного методу, залишити в моделі вартості продукції, одержаної з 1 га сільгоспугідь.

Але враховуючи дані таблиці 3, обираємо 4 - факторну модель, а саме

У = -0,920 + 0,009 х8 + 0,002 х7 + 2,170 х4 + 0,034 х5.

Перевірка адекватності побудованої моделі здійснювалась при допомозі F - критерію Фішера.

Оскільки розрахункове значення F=26,26, що перевищує критичне F0,95(4,89) = 2,47, то модель визначаємо адекватною.

Використаємо побудовану модель для складання прогнозу вартості продукції одержаної з 1 га сільгоспугідь.

Зробимо екстраполяцію факторних показників і складемо прогноз вартості продукції для сортодослідних станцій Івано-Франківської області. Результати прогнозування представимо у таблиці 4 та 5.

4. Екстраполяція факторних показників

5. Прогноз вартості продукції, одержаної з 1 га с/г угідь державними сортодослідними станціями Івано-Франківської області

Виходячи з наведених даних можемо зробити висновок, що вартість продукції, одержаної з 1 га с\г угідь на Тлумацькій та Калуській державній сортодослідних станціях в 2007 році знизилася порівняно з 2006 роком відповідно на 0,08 тис. грн та 0,07 тис.грн. Проте на Городенківській сортодослідній станції - зросла на 0,52 тис.грн.

Отже, застосовуючи методи математичної статистики, можна побудувати кореляційно-регресійну модель для прогнозування вартості продукції, одержаної з 1 га сільгоспугідь на сортовипробувальних станціях. Дана інформація допоможе керівникам приймати обґрунтовані управлінські рішення.

Використана література

1. Пушкар М.С. Фінансовий облік: Підручник.- Тернопіль:Карт-бланш,2002.-628с.

Размещено на Allbest.ru