CC BY
44
люцшних трансформацш у процеа управлiння розви-тком пiдприeмства.
Аналiз чинниюв, яю впливають на формування та розвиток сощально-трудових вiдносин, дозволяе визначити природу к формування, сощально-еконо-мiчну суттсть, яю у свою чергу впливають на соща-льно-трудовi вiдносини у сферi охорони працi. Тому формування i розвиток соцiапьно-трудових вiдносин необхiдно здiйснювати таким чином, щоб ус змiни, яю вщбуваються на тдприемствах пiд впливом чинниюв, сприяли покращенню не тальки економiчного та фшансового стану пiдприeмства, а також i соща-льно-трудових вiдносин.
Список використаних джерел
1. Аистова М.Д. Реструктуризация предприятий: вопросы управления. Стратегии, координация структурных параметров, снижение сопротивления преобразованиями / М.Д. Аистова. — М.: Альпина Паблишер, 2002. — 288 с.
2. Статистичний щорiчник Укра!ни за 2005 рж / Держкомстат Украши; за ред. О. Г. Осауленка. — К.: Консультант, 2006. — 576 с.
3. Статистичний щорiчник Украши за 2007 рж / Держкомстат Украши; за ред. О. Г. Осауленка. — К.: Консультант, 2008. — 572 с.
4. Статистичний щорiчник Украши за 2009 рж / Держкомстат Украши; за ред. О. Г. Осауленка. — К.: Консультант, 2010. — 566 с.
5. Либанова Э. Ценностные ориентации и социальные реалии украинского общества / Э. Либанова // Экономика Украины. — 2008. — № 10 (555) октябрь. - С. 120-136.
6. Kalra S.K. HPM — translation. Human potential management: time to move behind the concept of human resource management / S.K. Kalra // Journal of European Industrial Training. — 1997. — V. 21. — No 5. — Р. 176-180.
7. Панков В. А. Качество трудового потенциала современной производственной компании / В.А. Панков, В.И. Кулийчук // Менеджер. — 2005. — № 3. — С. 10-13.
8. Заюков I. Розвиток професшного навчання кадрiв на виробництвi / I. Заюков, Н. Коваль // Ма-терiали III Мжнародно! науково-практично! конференций «Дни науки — 2007». — Т. 1. — Дшпропет-ровськ, 2007. — С. 63-66.
9. Schein Edgar H. Organizational Culture and leadership / Edgar H. Schein. — San Francisco: Jossey-Bass Publishers, 1985. — 358 р.
10. Пушкарь А. Стратегическое управление развитием предприятия / А. Пушкарь, А. Тридед // Бизнес информ. — 1999. — № 11-12. — С. 124-129.
11. Карлофф Б. Деловая стратегия / Б. Кар-лофф; пер. с англ.; науч. ред. и авт. послесл. В.А. Приписнова. — М.: Экономика, 1991. — 239 с.
12. Пшецька С.Т. Фшансова стратепя як основа фшансового менеджменту тдприемства / С.Т. Пшецька // Вюник ДГМА. — 2005. — № 2. — С. 280-284.
А. Г. Семенов
д-р екон. наук академк АЕН Украти
О. В. Ярошевська
канд. екон. наук м. Запорiжжя
МЕХАН1ЗМИ Ф1НАНСОВОГО МЕНЕДЖМЕНТУ ДЛЯ ПРОВЕДЕННЯ АНАЛ1ЗУ
I. Вступ. 1нструментарш фшансового менеджменту являе собою певш мехашзми, яю дозволяють встановити фактори впливу на piBeHb важливих рин-кових показниюв, що суттево впливають на фшансо-вi результати дiяльностi тдприемства. Вважаемо за доцшьне впровадження в аналггичну роботу тдприемства ПАТ «ЗАПОР1ЖТРАНСФОРМАТОР» таких механiзмiв фшансового менеджменту: штегральний фшансовий аналiз, мехашзм ефекту фшансового ва-желя, кореляцшно-регресшний аналiз.
II. Постановка завдання. Метою стати е досль дження механiзмiв фшансового менеджменту для проведення аналiзу.
III. Результати. 1нтегральний фшансовий аналiз дозволяе одержати найбшьш поглиблену (багатофак-торну) ощнку умов формування окремих агрегованих фшансових показниюв. Вважаемо, що факторний аналiз за моделлю Дюпон е найбшьш ефективним, тому що пов'язуе таю важливi ринковi показники, як рентабельшсть продажу, фiнансову незалежнiсть, дь лову активнiсть тощо. Ця система фшансового аналь зу, розроблена фiрмою «DuPont» (США), передбачае розкладання показника «коефщент рентабельностi активiв» на ряд фшансових коефщенив його формування, взаемозв'язаних мiж собою у единiй
системь Принципова схема проведення такого аналь зу представлена формулою
ЧП
А '
ЧП р Р ха'
Ж. р
В р
Пд + Пп ,Р
Р
Р
(ОА+НА), (1)
де ЧП — сума чистого прибутку;
Р — обсяг реалiзацií продукцп;
А — середня сума вах активiв;
ВД — сума валового доходу;
В —сума витрат;
Пд — сума податюв, що сплачуються за рахунок доходiв;
ПП — сума податкiв, що сплачуються за рахунок прибутку;
ОА — середня сума оборотних активiв;
НА — середня сума необоротних активiв.
В основi цiel системи аналiзу лежить модель <ЮиРопЪ>, вiдповiдно до яко! коефiцieнт рентабель-ностi використовуваних активiв (РА ) пщприемства складаеться з коефiцieнта рентабельностi реалiзацil продукцп (РРП ) та коефiцieнта оборотностi (к1льк1сть оборотiв) активiв (КОА )
Ра = Ррп х КОа . (2)
@2014/№2
127
Для штерпретащ! результата, одержаних при ро-зрахунку моделi «DuPont», може бути використана матриця, представлена на рисунку.
За допомогою матрицi можна виявити основш резерви подальшого пiдвищення рентабельности ак-тивiв пiдприeмства — збшьшити рентабельнiсть реаль зацп продукцп; прискорити оборотшсть активiв; ви-користовувати обидва щ напрями. З метою встанов-лення факторiв зростання показника рентабельности власного капiталу найбшьш широкого поширення набула модифiкована факторна модель фiрми «DuPont». Призначення моделi — визначити чинни-ки, що впливають на ефектившсть роботи пщприем-
ства, i оцiнити цей вплив. Для проведення аналiзу необхiдно змоделювати факторну модель коефщента рентабельностi власного капiталу. У основу схеми анатзу покладено таку детермiновану модель:
к =- ЧП
Власний Каттал
— К х Р Х к —
1 ^РМ ^1 отд зав
ЧП
Виручка вiд реал1зацИ
V Виручка вiд реалiзацii Усього джерел засобiв
Усього Активiв
Власний Каттал
(3)
Зростання коефщента оборотностi активiв - КОА
Низьке значення коефiцieнта Середне значення коефщента
рентабельности активiв — Р1 рентабельности активiв — Р,
(При низькому значенн Ргп (При низькому значенн Р1Ч/
i низькому значент КО {) i високому значенш КО ¡) А
Середне значення коефщента Високе значення коефiцieнта
рентабельности активiв — Р [ рентабельностi активiв — Р,
(При високому значеннi Р РП (При високому значенн Ргп
i низькому значент КО¡) i високому значенн КО ¡)
Зростання коефщента рентабельностi реалiзацu — Ррп Рисунок. Матриця оцтки результату ттегрального аналiзу коефщента рентабельностi активiв тдприемств [1]
1з моделi видно, що рентабельшсть власного катталу тдприемства залежить вщ трьох чинникив першого порядку: чисто! рентабельности продаж1в, ресурсовiддачi i структури джерел засобiв, швестова-них у тдприемство. Значущiсть даних показникив пояснюеться тим, що вони у певному значенш уза-гальнюють всi сторони фшансово-господарсько! дiя-льностi пiдприeмства: перший чинник узагальнюе звiт про фiнансовi результати, другий — актив балансу, третш - пасив балансу.
Для проведення факторного аналiзу рентабельности тдприемства можна використовувати рiзнi прийоми елiмiнування. Для зручностi розрахунку впливу чинникив на коефiцieнт рентабельностi власного катталу скористаемося допомiжною табл. 1.
Рiвень показнимв
Показники 2010 р. 2011 р.
Рентабельнiсть власного капiталу 0,8202 0,2896
Чиста рентабельшсть продаж1в 0,0344 0,0158
Ресурсовщдача 6,2885 5,9372
Коефiцieнт фiнансово! залежноси 2,6917 3,5898
Таблиця 1
Загальну змiну рентабельностi власного катталу визначимо за формулою:
ЛК„.СЕ(обЧ) — Кое - RI.CE — 0,2896 - 0,8202 — -0,5306.
Вплив на змшу коефщента рентабельности власного катталу змши показника чисто! рентабельности продажив визначимо за таким алгоритмом:
ЛРКОЕ(КШМ) — К№М Х к°ав ХР0тд - К№М Х к"шв ХР0тд —
— 0,0158 Х 6,2885 Х 2,6917 - 0,8202 — -0,5528.
Змша коефщента рентабельности власного катталу за рахунок змши показника ресурсовiддачi мае такий вигляд:
ЛК — К1 Х к1 Х Р0 - К1 Х к0 Х Р0 —
/~иЧОЕ(Ротд) 1ХЫРМ л зав отд 1ХЫРМ л 11 зав отд
— 0,0158 Х 5,9372 Х 2,6917 - 0,0158 Х
х6, 2885 х 2,6917 — 0,2525 - 0,2674 — -0,0149.
Змша коефщенту рентабельности власного катталу за рахунок змши коефщенту фшансово! залеж-ностi мае наступний вигляд:
ЛКЯОЕ(кзав) — РШМ Х к3ав Х Р1тд - К1гРМ Х к3ав Х Р1тд —
— 0,2896 - 0,0158 Х 5,9372 Х 2,6917 — 0,0371.
Склавши значення змши показника рентабельности власного катталу за рахунок кожного чинника, одержимо загальну змшу значення коефщента:
128
В1СНИК ЕКОНОМИНО1 НАУКИ УКРА1НИ
К
- ККОЕ (КЫГИ ) + ККОЕ (Ротд ) + ККОЕ (Кая ) -
-^КОЕ (общ)
--0,5528 + (-0,0149) + 0,0371 --0,5306. Узагальнимо в табл. 2 рiвень впливу чинникив на змшу показника рентабельностi власного капiталу.
Таблиця 2
Зведена таблиця впливу чиннимв на показник рентабельностi власного катталу ПАТ «ЗАПОР1ЖТРАНСФОРМАТОР»
ЕФВ2011 - (1 - 0,30) (12,53 - 23) (
(1185,7 + 2737,2)/2 (700,9 +1056,9)/2
--22,21%.
Показники Вплив
Чиста рентабельнiсть продаж1в -0,5528
Ресурсовщдача -0,0149
Коефiцiент фшансово! залежностi 0,0371
Всього (змша коефiцiенту рентабельностi власного капiталу) -0,5306
За рахунок зниження коефщента чисто! рентабельности продажив i показника ресурсовiддачi показник рентабельной! власного капiталу знизився на 0,5528 i 0,0149 пункта вiдповiдно. Змiна рiвня коефь цiента фшансово! залежноси привела до збшьшення коефiцiента рентабельности власного капiталу на 0,0371 пункта. У цих розрахунках черговий раз про-стежуеться назад пропорцiйний зв'язок м1ж коефщь ентом фшансово! залежноси пiдприемства i змiною рентабельностi власного катталу: збшьшення ступе-ня фшансово! залежностi пiдприемства вiд зовнiшнiх джерел фiнансування приводить до зростання рентабельности власного капiталу.
Таким чином, вважаемо, що iнструментарiй ш-тегрального фiнансового аналiзу може бути викорис-таний з метою удосконалення фшансово! стратеги пщприемства ПАТ «ЗАПОР1ЖТРАНСФОРМАТОР».
За результатами фiнансового аналiзу пщприемс-тво ПАТ «ЗАПОР1ЖТРАНСФОРМАТОР» мае кризо-вий фiнансовий стан 8 = {0,0,0}, за рiвнем коефщен-тiв фшансово! стшкоси спостерiгаеться зниження рiвня фiнансово! стiйкостi за значенням кое-фiцiента автономи (0,37 на 01.01.2010 р. та 0,28 на 01.01.2011 р.). Можна стверджувати, що пщприемство працюе на короткострокових позикових коштах (ко-роткостроковi кредити банк1в, короткострокова кре-диторська заборгованiсть). Власнi оборотш кошти пiдприемства не покривають загальну суму запасiв. Така ситуацiя спонукае пiдприемство до постiйного монiторингу фшансово-господарсько! дiяльностi з метою недопущення стану банкрутства. Сьогодш шд-приемство може опинитись у скрутному становищi тому, що на певний перюд часу ефект фшансового важеля (ЕФВ) може прийняти вщ'емне значення
ЗК
ЕФВ - (1 - СОП) (ЕР - СРСВ) — , (4)
ВК
де СОП — ставка оподаткування прибутку;
ЕР — економiчна рентабельшсть;
СРСВ — середня розрахункова ставка вщсотку;
ЗК — залучений капiтал;
ВК — власний каттал.
Якщо, за результатами дослiдження фшансово-господарсько! дiяльностi в 2010 р. рентабельшсть ак-тивiв складала 23,9%, то у 2011 рощ — 12,53%. Середня розрахункова ставка вщсотка у перюд 20102011 рр. складала 23%. Проведемо розрахунки ЕФВ у 2010 та 2011 рр. для пщприемства ПАТ «ЗАПОР1Ж-ТРАНСФОРМАТОР».
ЕФВ2010 - (1 - 0,30) (23,9 - 23) (
(1230,4 +1185,7)/2 (293,2 + 700,9)/2
-1,53%.
За результатами розрахунку ЕФВ ми бачимо, що в 2010 р. залучення позикових кошпв було ефектив-ним тому, що ЕФВ мае позитивне значення, однак слщ було звернути увагу на те, що плече фшансового
, ЗК ,
важеля (-) мае досить високе значення, а саме
ВК
2,43, тобто на кожну 1 грн власного катталу приходиться 2,43 грн позикового катталу, що е свщоцтвом фшансово! залежноси тдприемства вщ позикових кошив.
У 2011 р. рiвень показника економiчноl рентабельности знизився до 12,53%, що призвело до вщ'ем-ного значення ЕФВ, тобто новi кредитш угоди тдприемства знижують показник рентабельности власного катталу на величину ефекту фшансового важеля. Плече фшансового важеля також мае високий рiвень та дорiвнюе 2,23.
Таким чином, за результатами штегрального фь нансового аналiзу коефщент фшансово! залежноси позитивно вплинув на рiвень показника рентабельно-стi власного катталу, а використання мехашзму ефекту фшансового важеля довело, що дшсно залучення кошив у 2010 р. було ефективним и сприяло зрос-танню показника рентабельностi власного катталу, а вже в 2011 р. знижуеться рiвень цього показника. Тобто доцшьно з метою удосконалення фшансово! стратег!! використовувати як мехашзм штегрального фшансового аналiзу, так i механiзм ефекту фшансо-вого важеля. Мехашзм фшансового важеля враховуе п втрати, як1 понесло пiдприемство за рахунок залучення позикових кошив на умовах платности та зво-ротносп (кредитнi ресурси).
Володiючи щею iнформацiею, керiвник може здiйснювати мониторинг фiнансово-господарсько! дiяльностi пiдприемства — вщстежування на пщпри-емствi процесiв, що вщбуваються в режимi реального часу; складання оперативних звiтiв про результати роботи пщприемства за найбшьш коротки промiжки часу (день, тиждень, мюяць); порiвняння цшьових результатiв з фактично досягнутими. На пiдставi такого порiвняння робити висновки про сильш i слабки сторони пiдприемства, динам^ !х змiни, а також про сприятливi i несприятливi тенденци розвитку зовнiшнiх умов, у яких пщприемству ПАТ «ЗАПО-Р1ЖТРАНСФОРМАТОР» доводиться працювати. Змiна умов зовнiшнього i внутршнього середовищ пiдприемства спричиняе собою перегляд цшьових параметрiв: необхiдно перевiрити, наскшьки оптимально поставленi цiлi в нових умовах, чи зможе пщприемство, зважаючи на змши, що вщбулися, досягну-ти поставлених фшансових цiлей розвитку. На пщс-тавi змiни цшьових параметрiв, а також прогнозу змш сильних i слабких сторiн самого пiдприемства коригуеться план дш по досягненню головно! мети фiнансового розвитку — пiдвищення рiвня показника рентабельностi власного капiталу.
В економiчних дослiдженнях зустрiчаються сто-хастичш залежностi, як1 вiдрiзняються невизначешс-тю. Вони виявляються тшьки у середньому по знач-нiй кiлькостi об'екпв (спостережень). Кожнiй вели-чинi факторного показника (аргументу) може вщпо-вщати декшька значень результативного показника (функци). Наприклад, збшьшення фондоозброеностi працi робочих дае рiзний прирiст продуктивностi пращ на рiзних пiдприемствах. Це пояснюеться тим, що всi чинники, вщ яких залежить продуктивнiсть
12014/№2
129
пращ, ддать у комплекс^ взаемозв'язаш. Залежно вiд того, насюльки оптимально поеднуються рiзнi чин-ники, буде неоднаковим стутнь ди кожного з них на величину результативного показника. Тод^ вщповщ-но до закону великих чисел, вплив iнших чинниюв на результативний показник згладжуеться, нейтраль зуеться. Це дае можливють встановити зв'язок, ств-вiдношення мiж явищами, що вивчаються [2].
Використання кореляцiйного аналiзу дозволяе вирiшити таю завдання:
визначити змшу результативного показника пiд впливом одного або деклькох чинниюв (в абсолютному вимiрюваннi). Це означае визначити, на скшьки одиниць змшюеться величина результативного показника при змш факторного на одиницю;
встановити вщносний ступiнь залежностi результативного показника вщ кожного чинника.
Дослщження кореляцiйних спiввiдношень мае величезне значення у процес розробки системи оперативного контролшгу. З метою упровадження в ана-лiтичну дiяльнiсть ПАТ «ЗАПОР1ЖТРАНСФОРМА-ТОР» iнструментарiю кореляцiйно-регресiйного ана-лiзу проведемо розрахунки та визначимо взаемо-зв'язок м1ж прибутком i товарним випуском продук-цп пiдприемства.
Використаемо рiвняння, яке характеризуе пря-молiнiйну залежнiсть м1ж двома показниками:
Ух = а + Ьх , (5)
де ух — результативний показник;
а та Ь — параметри рiвняння регреси, яю потрiбно визначити;
х — факторний показник.
Це рiвняння описуе такий зв'язок м1ж двома ознаками, при якому зi змiною факторного показника на певну величину спостер^аеться рiвномiрне зро-стання або убування значень результативного показ-ника.
Припустимо, що X — товарний випуск продукций, У — прибуток, п — юльюсть спостережень. Значення коефщенпв а та Ь знаходяться iз системи рiв-нянь, одержаних способом найменших квадратiв. У даному випадку система рiвнянь мае такий вигляд:
па + ЬУ х = V у
(6)
аV х + Ьу х2 = У ХУ-
Початковi данi для розрахунку представленi табл. 3. У таблиц наведено облiковi данi про товарний випуск продукцп за перюд 2011 р. з розбиттям по мiсяцях, а також розрахунковий рiвень прибутку виходячи з рiвня витрат. Виходячи з формули (6), маемо
12а + 27031,8Ь = 356,0
(7)
27031,8а + 68382958,22Ь = 900559,1.
Виразимо з першого рiвняння параметр а i таким чином виршимо систему рiвнянь вщносно Ь. 12а = 356,0 - 27031,8Ь; а = 29,67 - 2252,65Ь;
27031,8(29,67 - 2252,65Ь) + 68382958,22Ь = 900559,1; 802033,51 - 60893184,27Ь + 68382958,22Ь = 900559,1;
-98525,59=7489773,95Ь; Ь = -0,013.
Таблиця 3
Почaтковi даш для визначення параметрiв р1вняння _ зв'язку i коефщенту ^ корелящ? _
№ п/п Х Y XY Х2 Y2
1 1373,22 18,1 24855,28 1885733,17 327,61
2 1457,01 19,2 27974,59 2122878,14 368,64
3 1502,97 19,8 29758,81 2258918,82 392,04
4 2786,98 36,7 102282,2 7767257,52 1346,89
5 2786,97 36,7 102281,8 7767201,78 1346,89
6 2930,24 38,6 113107,3 8586306,46 1489,96
7 3038,37 40,0 121534,8 9231692,26 1600,0
8 3470,88 45,7 158619,2 12047007,97 2088,49
9 3127,58 41,2 128856,3 9781756,66 1697,44
10 1586,77 20,9 33163,49 2517839,03 436,81
11 1527,3 20,1 30698,73 2332645,29 404,01
12 1443,51 19,0 27426,69 2083721,12 361,0
Разом 27031,8 356,0 900559,1 68382958,22 11859,78
Пiдставимо значення Ь у рiвняння (7) i отрима-емо результати розрахунку параметра а
а = 29,67 + 29,28 = 58,95.
Таким чином, остаточний вигляд рiвняння та-
кий:
У = 58,95 - 0,013Х.
Дане рiвняння регреси показуе функцюнальну залежнiсть м1ж товарним випуском i прибутком. Дана модель дозволяе прогнозувати рiвень прибутку залежно вщ товарного випуску. Побудуемо дану функщ-ональну залежнiсть на прикладi обсяпв товарного випуску продукцп пiдприемства ПАТ «ЗАПОР1Ж-ТРАНСФОРМАТОР» у 2011 р., яю наведенi у табл. 4.
Таблиця 4
Динамка прибутку залежно вщ змши товарного випуску ПАТ «ЗАПОР1ЖТРАНСФОРМАТОР»
Мюяць року Розрахунковi дат за функцю-нальною залеж-тстю Вихщш облiковi дат по пщприемс-тву
Х Y(x) Х Y
Очень 1373,22 41,10 1373,22 18,1
Лютий 1457,01 40,01 1457,01 19,2
Березень 1502,97 39,41 1502,97 19,8
Кштень 2786,98 22,72 2786,98 36,7
Травень 2786,97 22,72 2786,97 36,7
Червень 2930,24 20,86 2930,24 38,6
Липень 3038,37 19,45 3038,37 40,0
Серпень 3470,88 13,83 3470,88 45,7
Вересень 3127,58 18,29 3127,58 41,2
Жовтень 1586,77 38,32 1586,77 20,9
Листопад 1527,3 39,10 1527,3 20,1
Грудень 1443,51 40,18 1443,51 19,0
Разом 27031,8 355,99 27031,8 356,0
Ми бачимо, що за результатами розрахунку е певш вщмшноси у залежностi м1ж товарним випуском та прибутком, що обумовлено тюнотою взае-мозв'язку показниюв модель
Таким чином, використовуючи певний тип ма-тематичного рiвняння, можна визначити стутнь за-лежностi мiж явищами, що вивчаються, тобто дiзна-тись, на скшьки одиниць в абсолютному вимiрюваннi змшюеться величина результативного показника зi змшою факторного на одиницю. Для вимiрювання тiсноти зв'язку мiж факторним i результативним показниками визначаеться коефщент кореляцп.
130
В1СНИК ЕК0Н0М1ЧН01 НАУКИ УКРА1НИ ф
У нашому випадку коефщент кореляцп розра-ховуеться за такою формулою:
2 -
2 х2 у
(8)
¡(2 - 2)(2 у 2)
К п п
Використовуючи результати розрахункив по табл. 3, а також додатаога розрахунки, одержимо так! результати:
900559,10- 27031,8*356,0 ,-_12_
Г68382958,22- 270318* 270318¥11859,78- 356,0*356,0
12
12
г- 0,99.
Коефщент кореляцп може приймати значення вщ 0 до 1. Чим ближче величина до 1, тим бшьш тю-ний зв'язок м1ж явищами, що вивчаються, i навпаки. У даному випадку величина коефщента кореляцп абсолютна (0,99). Це дозволяе зробити висновок про те, що товарний випуск — основний чинник, вщ яко-го в даному випадку залежить рiвень прибутку.
Квадрат коефiцiента кореляцп мае назву коефь цiента детермшацп
й - г2 - 0,99*0,99 - 0,98.
Це означае, що прибуток пщприемства ПАТ «ЗАПОРГЖТРАНСФОРМАТОР» на 98% залежить вiд товарного випуску, а на частку шших чинникив при-падае лише 2%. З економiчно! точки зору це е випра-вданою ситуацiею тому, що доход вщ реалiзацi! про-дукцп, або товарний випуск продукцп пiдприемства формуеться як цiна виробу помножена на кшькисть виробiв, що реалiзованi у звiтному перiодi. Цша ж виробу складаеться iз собiвартостi та норми прибутку.
Взагалi ж вважаемо, що математично обГрунто-ваш методи фiнансового менеджменту можуть бути застосоваш в технологи розробки та удосконаленш фшансово! стратеги розвитку тдприемства ПАТ «ЗАПОРГЖТРАНСФОРМАТОР» i дозволять бшьш детально пщходити до вирiшення таких питань, як залучення короткострокових позикових кошпв у гос-
подарську дшльшсть пiдприемства з метою отриман-ня додаткового приросту показника рентабельностi власного капiталу.
IV. Висновки.
1. Дослщження фшансово-господарсько! дiяль-ностi пiдприемства ПАТ «ЗАПОРГЖТРАНСФОРМАТОР» дозволяе запропонувати певш заходи щодо удосконалення швестицшно! стратеги розвитку пщп-риемства за допомогою iнструментарiю фiнансового менеджменту.
2. За результатами розрахунку маемо: зниження коефiцiента чисто! рентабельности продажiв i показника ресурсовщдач^ показник рентабельностi власного катталу знизився на 0,5528 i 0,0149 пункта вщпо-вiдно. Змiна рiвня коефiцiента фiнансово! залежностi привела до збшьшення коефiцiента рентабельностi власного катталу на 0,0371 пункта. У цих розрахун-ках черговий раз простежуеться пропорцшний зв'язок мiж коефщентом фiнансово! залежностi пщпри-емства i змiною рентабельностi власного капiталу: збшьшення ступеня фiнансово! залежностi пщприем-ства вщ зовнiшнiх джерел фiнансування приводить до зростання рентабельностi власного катталу. Вважаемо, що шструментарш штегрального фiнансового аналiзу може бути використаний з метою удосконалення фiнансово! стратеги пщприемства ПАТ «ЗА-ПОР1ЖТРАНСФОРМАТОР».
3. Висока фiнансова стiйкiсть пщприемства — об'екта швестування — чи не найважливший чинник, що впливае на прийняття рiшення потенцшним iнвестором. Тому змiцнення фiнансово! стшкосп мае важливе значення для покращення iнвестицiйно! привабливостi. Фiнансову стiйкiсть можна покращи-ти, збшьшуючи розмiр власного оборотного катталу та зменшуючи поточш зобов'язання.
Список використаних джерел
1. Соколенко С.1. Глобалiзацiя i економжа Укра-!ни / С.1. Соколенко. — К.: Логос, 1999. — 568 с.
2. Фатфудинов Р. А. Стратегический менеджмент: учебник / Р. А. Фатфудинов. — М.: Бизнес школа «Интел-Синтез, 1998. — 416 с.
п
г -
В. Ф. Столяров
академк АЕН Украты м. Чернiвцi
О. В. Шинкарюк
м. Кы'1в
ПРОВ1ДН1 СКЛАДОВ1 МЕХАН1ЗМУ ДЕРЖАВНОГО УПРАВЛ1ННЯ «ЖИТТЯМ ПО-НОВОМУ» (в умовах децентралiзащí влади)
Актуальшсть проблеми. Одним з головних девiзiв виборiв нового Президента Укра!ни в 2014 рощ став виств «Жити по-новому», практична реалiзацiя якого потребуе вщповщного науково-методичного забезпе-чення.
Науков1 надбання Науково-дослщного економiч-ного iнституту Мiнiстерства економiчного розвитку та торгiвлi Укра!ни, Науково-дослщного фшансового iнституту ДННУ «Академiя фшансового управлшня» Мiнiстерства фiнансiв Укра!ни, Приватного вищого навчального закладу «Буковинський ушверситет»,
@2014/№2
Наша кра!на — Сдина родина
1нституту природно! економiки iм. В.1. Вернадського та 1нституту фiзичноl економiки iм. С.А. Подолинсь-кого за роки незалежности нашо! держави дозволяють визначити провщш складовi та основи формування органiзацiйно-економiчного i фшансового мехашзму державного управлiння «Життям по-новому».
Постановка завдання. Метою статтi е узагаль-нення тенденцiй людського розвитку на нащональ-ному i регюнальному рiвнях та обГрунтування реко-мендацш i пропозицiй щодо пiдвищення результативности та ефективностi державного управлшня сощ-
131
