Критерии эффективности маркетинга предприятия Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

УДК 338.984

оь ; (1)

КРИТЕРИИ ЭФФЕКТИВНОСТИ МАРКЕТИНГА ПРЕДПРИЯТИЯ

Ю.Ю. Гончарова

Разработан критерий экономической эффективности предприятия, определены ее факторы влияния, приведен расчет данных показателей на примере ООО «Технотест».

Ключевые слова: экономические процессы, критерий экономической эффективности, факторы экономической эффективности.

Для описания и идентификации экономических процессов, на основании теорий подобия, аналогичности и анализа размерностей был разработан критерий экономической эффективности предприятия, представляющий собой безразмерную величину в следующем виде:

Кт ' Р1 .

Жт ■ 51

где Ят - скорость реализации изделия при продаже (шт./мес.); Р\ - розничная цена при продаже одной единицы изделия (шт.) в руб; Жт - производительность работы предприятия при изготовлении данного вида изделия (шт./мес.), которая в общем случае является функцией производительности труда; 8] - себестоимость одной единицы изделия в рублях, в которую входят все суммарные затраты на изготовление, хранение, транспортировку и продажу.

Как следует из зависимости (1), критерий экономической эффективности принимает большее значение в условиях максимального спроса и уменьшается при превышении скорости выпуска продукции скорости ее реализации.

На критерий экономической эффективности (1) влияет множество факторов. На первом этапе будет рассмотрено влияние суммарных издержек (1с) и зарплаты персонала (2р) на вышеуказанный критерий посредством проведения регрессионного анализа и построения множественной степенной двухфакторной регрессии.

В качестве исходных данных приняты сведения, предоставленные инженерным участком ООО «Технотест» в период с января по декабрь 2008г. Диаграммы анализируемых данных показаны на рис. 1, 2, 3.

Множественная степенная двухфакторная регрессия

(степенная мультипликативная модель)

Уравнение регрессии

Уравнение множественной степенной двухфакторной регрессии (степенная мультипликативная модель) имеет следующий вид:

ух1 х2 = ао ■ х<\ ■х2.2; (2)

янв.08 фев.08 мар.08 апр.08 май.08 июн.08 июл.08 авг.08 сен.08 окт.08 ноя.08 дек.08

Рис. 1. Диаграмма изменения критерия эффективности

СЬ

28

27

20

Диаграмма изменения величины суммарных издержек Zc по месяцам

9000-

8000-

7000-

6000-

5000-

4000-

3000-

2000-

1000-

Ж

Г

янв.08 фев.08 мар.08 апр.08 май.08 июн.08 июл.08 авг.08 сен.08 окт.08 ноя.08 дек.08

Рис. 2 .Диаграмма изменения средних издержек

Zр руб Диаграмма изменения величины заработной платы персонала Zp по месяцам

янв.08 фев.08 мар.08 апр.08 май.08 июн.08 июл.08 авг.08 сен.08 окт.08 ноя.08 дек.08

Рис. 3. Диаграмма изменения средней зарплаты персонала

Zc, руб

8290

5400

4900

4700

4620

3900

3760

г, мес

311 04

31104

г, мес

0

где уХі Х2 — расчетные значения зависимой переменной (результативного признака); х1, х2— независимые переменные (факторные признаки); а0, а1, а2 — параметры уравнения.

В соответствии с табл.1, расчетными значениями зависимой переменной (результативного признака) уХіХ будут являться значения критерия экономической эффективности GL, а факторными признаками х1, х2 -

соответственно суммарные издержки 2с и зарплата персонала 2р.

Логарифмируя формулу (2), получим:

1п ух Х = 1п а0 + аі 1п Хі + а2 1п х^. (3)

Для данной модели построим следующую систему нормальных уравнений:

П П П

п 1п а0 + а1 ^ 1п х1 . + а2 ^ 1п х2і = ^ 1п уі

і=1 І =1 і=1 п п / \2 п п

< 1п а0 ^ 1п х1і + а1 ^ (п хь. ) + а2 ^ 1п хь. 1п х2і = ^ 1п у. 1п хь. . (4)

І =1 і =1 і=1 і =1

п п п / \2 п

1п а0 ^ 1п х2і + а1 ^ 1п хь. 1п х2і + а2 ^ (п х2і ) = ^ 1п уі 1п х2і

і=1 і=1 і=1 і=1

После решения данной системы уравнений (4) с помощью

надстройки Бо1уег из программы электронных таблиц МБ Ехсе1, уравнение множественной регрессии (2) принимает вид:

ух1х2 = 0,18 • Хі0,23 • х2Е-11 (5).

Парные коэффициенты корреляции

Для измерения тесноты связи между двумя из рассматриваемых переменных (без учета их взаимодействия с другими переменными) применяются парные коэффициенты корреляции.

Полученные данные отображены в табл. 1.

Таблицаї

Парные коэффициенты корреляции и средние квадратические

отклонения

оу 0x1 °х2 Гухі Гух2 Гх1х2

0,237 1732,775 9214,875 0,1808 -0,0338 0,8303

Частные коэффициенты корреляции

Теснота связи определяется частными коэффициентами корреляции, которые характеризуют степень и влияние одного из аргументов на функцию при условии, что остальные независимые переменные закреплены на постоянном уровне. В зависимости от количества переменных, влияние которых исключается, частные коэффициенты корреляции могут быть различного порядка.

Частные коэффициенты корреляции первого порядка между признаками XI и у при исключении влияния признака Х2, при исключении влияния признака XI и при устранении влияния результативного признака отображены в табл. 2.

Таблица 2

Частные коэффициенты корреляции

Гух1(х2) Гух2(х1) Гх1х2(у)

0,375 -0,336 0,851

Совокупный коэффициент множественной корреляции

Показателем тесноты связи, устанавливаемой между результативными и двумя факторными признаками, является совокупный коэффициент множественной корреляции Кухх2 , который может быть рассчитан по

формуле:

КуХуХ2

1

2 2

г + г — 2гЛХ гЛХ гХ х„

уХ} уХ2 уХ1 ух2 Х1 х2 (6)

1 — г 2

Х1Х2

где г — линейные коэффициенты корреляции (парные); подстрочные индексы показывают, между какими признаками они исчисляются.

Совокупный коэффициент множественной корреляции измеряет одновременное влияние факторных признаков на результативный. Его значения находятся в пределах -1 до +1. Чем меньше наблюдаемые значения изучаемого показателя отклоняются от линии множественной регрессии, тем корреляционная связь является более интенсивной, а, следовательно, значение Я ближе к единице.

Полученный совокупный коэффициент множественной корреляции (6) равен 0,3763.

Совокупный коэффициент множественной детерминации Совокупным коэффициентом множественной детерминации называется величина Я2, которая показывает, какая доля вариации изучаемого

показателя объясняется влиянием факторов, включенных в уравнение множественной регрессии. Значение совокупного коэффициента множественной детерминации находится в пределах от 0 до 1. Поэтому, чем ближе Я к единице, тем вариация изучаемого показателя в большей мере характеризуется влиянием отобранных факторов.

Вычисляем совокупный коэффициент множественной детерминации:

Я2 = 0,37632 * 0,142.

уХ1Х 2

Общая оценка адекватности уравнения регрессии Общая оценка адекватности уравнения может быть получена с помощью дисперсионного ^-критерия Фишера. Проверку значимости уравнения регрессии производят на основе вычисления ^-критерия Фишера:

2

о у п — т

Ррасч ------------------------------------------, (7)

расч ст 2 т — 1

и ост

где т — число параметров в уравнении регрессии.

Полученное значение — критерия Ррасч сравнивают с критическим

(табличным) для принятого уровня значимости 0,05 и чисел степеней свободы v1 = т — 1 и V2 = п — т . Если оно окажется больше соответствующего табличного значения, то данное уравнение регрессии статистически значимо, т. е. доля вариации, обусловленная регрессией, намного превышает случайную ошибку.

Принято считать, что уравнение регрессии пригодно для практического использования в том случае, если Ррасч > Ртабл не менее чем в 4 раза.

Полученное значение ^-критерия Фишера (7) равно 4,31.

Табличное значение ^-критерия при доверительной вероятности

0,95, т. е. (1-0,05) при v1 = т — 1 = 2 — 1 = 1; v2 = п — т = 12 — 2 = 10 составляет 4,60.

Поскольку Ррасч < Ртабл, уравнение регрессии (5) следует признать неадекватным.

Результаты и выводы

После рассмотрения стохастической связи между значениями у, Х1 и Х2 (табл. 2) и вычисления значений уравнения множественной регрессии

/ч /ч1о 0 23 1^-11

у х1х2 = 0,18 ■ х^ - Х 2 можно сделать следующие выводы и заключения:

1) Значение совокупного коэффициента множественной корреляции ЯуХ1Х2 0,3763, что является показателем связи, устанавливаемой между результативным и двумя факторными признаками.

2) Значение совокупного коэффициента множественной детерминации R^XiХ2 0,142. Это показывает, что вариация “у” на 14,2 % обусловливается двумя анализируемыми факторами.

3) Вычисленный при проверке адекватности построенной двухфакторной модели yXX2 = 0,18 • x”’23 • х2я-11 F-критерий Фишера F = 4,31.

Сравнивая полученное значение критерия F ч с критическим (табличным) для принятого уровня значимости 0,05 и чисел степеней свободы v1 = m -1 и v2 = n - m (табличное значение F-критерия составляет 4,46) получаем, что Fpac4 < Fтабл, следовательно, данное уравнение регрессии

незначительно отличается от табличного.

4) Определено влияние суммарных издержек 2с и фонда зарплаты персонала 2р на значения критерия экономической эффективности GL .

Список литературы

1. Эконометрика: Учебник/ Под ред. И.И. Елисеевой.- 2-е изд. -М.: Финансы и статистика, 2005. - 576 с.

2. Глухарёв Ю.Г., Гончарова Ю.Ю. Экономические процессы при системном подходе на основе критериев эффективности/ Ю.Г. Глухарёв, Ю.Ю.Гончарова.- Тула: ТулГУ, 2011. - 233с.

Гончарова Юлия Юрьевна, ассистент кафедры «Мировая экономика», Россия, Тула, Тульский государственный университет

CRITERIA OF EFFICIENCY OF MARKETING OF THE ENTERPRISE

Goncharova Y.Y.

The criterion of economic efficiency of the enterprise is developed, its factors of influence are defined, calculation of these indicators is given in an example LLC Tekhnotest.

Keywords: economic processes, criterion of economic efficiency, factors of economic efficiency.

Goncharova Ylia Yuirievna, graduate student of department «Global economy», Russia, Tula, Tula State University