CC BY
160
УДК 358.0020.15
МОДЕЛЮВАННЯ УПРАВЛ1НСЬКИХ ВПЛИВ1В ЩОДО ФОРМУВАННЯ СИСТЕМИ Ф1НАНСОВО1 БЕЗПЕКИ
п1дприемств
Ареф'ев В.О., астрант (СУ)
У статтi була сформована модель управлiнських впливiв щодо формування системи фтансово1 безпеки тдприемств.
Ключовi слова: модель, формування, управлтня, фтансова безпека, ,тдприемство, анал1з, кореляця, регреся.
Постановка проблеми. Для створення надайно! системи управлшня фшансовою безпекою пвдприемства необхвдно застосовувати комплекс пвдходав прогнозування И р1вня. Ввд результапв цих пвдходав багато в чому залежить те, як1 ршення будуть ухвален в цш обласп, яким чином будуть сформован органи безпеки, яю будуть видвдет фшансов^ матер1альн1 1 людсью ресурси, а зрештою — ефективтсть управлшня безпекою пвдприемства. Перш шж ухвалювати ршення, розробляти концепщю, складати систему платв 1 т. д., необхвдно об'ективно ощнити ситуацию, в як1й знаходиться пвдприемство.
В екожмчних дослвдженнях часто виршують завдання виявлення факторш, що визначають р1вень 1 динам1ку економ1чного процесу. Таке завдання найчаспше виршуеться методами кореляцшного й регреайного анал1зу. Для достов1рного ввдображення об'ективно юнуючих в економщ процеав необх1дно виявити ютотт взаемозв'язки й не тшьки виявити, але й дати !м к1льк1сну оцшку. Цей пвдхвд вимагае розкриття причинних залежностей. Основними завданнями кореляцiйного анал1зу е оцiнка сили зв'язку й перев1рка статистичних гшотез про наявтсть 1 силу кореляцiйного зв'язку. Не ва фактори, що впливають на еконотчт процеси, е випадковими величинами, тому при анал1з1 економ1чних явищ звичайно розглядаються зв'язки мгж випадковими й невипадковими величинами.
Аналiз остантх до^джень. Окремим питаниям фшансово! безпеки присвячен роботи багатьох впчизняних та шоземних вчених, зокрема К. Горячево! [1,2], Н. Гринюка [3], М. £рмошенка [4,5], Р Папехина [6], Ю. Путятина [7], О. Пушкаря [7], О. Тридеда [7] та ш Але не достатньо повно сформован модел управл1ння вплив1в щодо формування системи фшансово! безпеки пвдприемств.
Метою статтi е моделювання управлшських вплив1в щодо формування системи фшансово! безпеки тдприемств.
Виклад основного матерiалу. Процес упрамнщя неможливий без мехатзму узгодження
© Ареф'ев В.О.
окремих дш та штереав мгж собою для знаходження оптимального режиму функцiонування колективу. 1снуюч 1 вам в;дом1 засоби подолання кризових становищ не можуть бути чинником переваги над шшими, необх1дно завжди впроваджувати нове, щоб вiдрiзнягися ввд шших, а краще перевершувати !х для того, щоб вижити.
В сучасних умовах виникае об'ективна необхвдтсть поеднання всiх пiдходiв для прогнозування кризових ситуацш в дiяльностi пвдприемств та шлях1в 1хпього подолання, а також розробка класичних пiдходiв, яю дозволять сформувати систему прийняття управлшських рiшень за умови неповно! визначеносп У багатьох практичних завдапнях екожмчного моделювання, вивчаючи рiзного роду зв'язки в екожмчних, виробничих системах, необхвдно на пвдсташ експериментальних даних виразити залежну змiнну у виглядi деяко! математично! функцп вiд незалежних змшних - регресорiв, тобто побудувати регресшну модель.
Необхiднiсть домогтися високого рiвия детермшацп визначае тенденцию до включення до складу моделi великого числа змшних. Але чим бiльше змшних включае модель, там бiльше серед них взаемозалежних i взаемозалежних. У нашому випадку, розглядаючи витрати на виконання виробничого замовлення варто враховувати той факт, що частина статей виробничо! калькуляцп перебувають у нерозривному зв'язку. Зокрема, це стосуеться непрямих витрат, визначити величину яких шляхом прямого облшу не представляеться можливим для адштстрацп пвдприемств, у зв'язку iз чим, !хня величина визначаеться як доля одного з елеменпв прямих витрат. Це може спричинити лсну коррелюемiсть змшних регресорiв. Кореляц1я м1ж регресорами знижуе точнiсть i детермiнованiсть моделi. Модель, для побудови яко! використанi сильно корельован данi, може бути взагалi помилковою.
Для проведення багатофакторного кореляцiйно-регресiйного аиалiзу було вiдiбраио двадцять факторiв впливу на рiвень фшансово!
Ысник економ1ки транспорту 1 промисловост № 36, 2011
безпеки пiдприeмств залiзничного транспортного машинобудування (табл. 1).
Даннi тдтверджують, що пiдприeмства ще! галузi за величиною впливу показник1в дiяльностi щдприемств на комплексний штегральний показник рiвня фшансово! безпеки розпод1лилися близько до нормального закону розподшу, тобто обрат компонента можуть бути використанi в подальших розрахунках.
Опис показнитв ко
Основним завданням кореляц1йного аналiзу е визначення та виявлення форми анаттично! залежносп результативно! ознаки у вщ компонентних ознак хп та вимрювання близькосп кореляц1йного зв'язку. Отже, використовуючи кореляцшно-регресшний аналiз доводиться, стикатися з труднощами, коли iснуе щiльний лшшний зв'язок мгж факторними показниками рiвняння регресii, тому здiйснюегься перевiрка компонент на мультиколшеартсть.
Таблиця 1
ляцшно-регресшно1 модел1
Показник Значення
Рентабельнiсть виробництва Х1
Рентабельнiсть продаж Х2
Рентабельнiсть капiталу Хз
Коефщент оборотносп обiгових коштiв Х4
Коефiцiент оборотносп запасiв Х5
Коефiцiент оборотностi власного катталу Хб
Коефiцiент оборотностi готово! продукцп Х7
Коефщент абсолютно! ткшдносп Х8
Коефiцiент швидко! ткшдносп Х9
Коефiцiент поточно! лiквiдностi Х10
Коефiцiент незалежносп Х11
Коефiцiент фшансово! залежностi Х12
Коефiцiент фшансово! стабшьносп Х13
Коефiцiент мобiльностi Х14
Коефiцiент маневреносп власного капiталу Х15
Коефiцiент довгострокового залучення позикових Х16
коштiв
Коефiцiент структури довгострокових вкладень Х17
Коефiцiент короткостроково! заборгованостi Х18
Коефщент автономп джерел формування запасiв Х19
Коефщент кредиторсько! заборгованостi Х20
Оскшьки мультиколiнеарнiсть завдае багато труднощiв, основнi з яких: з'ясування iстотних факторiв ускладнено; економiчна штерпретащя коефiцiентiв регреси зв'язана з великим ризиком прийняття неправильних рiшень; визначення коефщенпв регреси ускладнено, так як визначник матриц1 системи нормальних рiвнянь мае значення, яке наближаеться до нуля.
Визначенi фактори впливу на розмiр чистого прибутку були перевiренi на наявнiсть мультиколiнеарностi, за допомогою матриц коефiцiентiв парно! кореляци за допомогою використання пакета прикладних програм <^ТАТКПСА 6.0». Для усунення впливу мультиколiнеарностi буде проведено видалення з моделi факторiв, яю мають зв'язок м1ж iншими щшьтстю бiльше, шж 0,8.
Коефiцiент парно! кореляци (Множинний R) дорiвнюе 0,76, що сввдчить про високу стутнь щiльностi зв'язку м1ж компонентами впливу на розмiр чистого прибутку.
Коефщент детермшаци (R-квадрат) зпдно з
розрахунками дорiвнюе 0,79. Це означае, що не менше 79 % варiацu чистого прибутку (тобто частка його змши) пояснюеться варiацiею визначених факторш впливу, що сввдчить про !х вагомiсть, як1 необидно враховувати при його прогнозувант. Тобто R- квадрат показуе, наск1льки додавання ново! перемшно! може покращити як1сть моделi, однак у якосп дагностично! величини та з метою економи витрат цей фактор використовуеться вкрай рвдко тому, що при збшьшент юлькосп змшних i кшькосп спостережень його значення не завжди може змiнюватись убж пiдвищення.
Отримане значення F вище за табличне значення. Це свщчить про статистичну значимiсть рiвняння регреси в ц1лому, отже, модель адекватна за F - критерiем Фшера.
За допомогою статистики за результатами дисперсшного аналiзу буде побудовано рiвняння регреси залежностi всiх визначених факторiв, як1 впливають на рiвень фшансово! безпеки пiдприемств (1):
В1сник економпки транспорту 1 промисловост1 № 36, 2011
у = 821,459 + 0,072 х3 + 0,367 х„ + 0,029 х14 + 0,611 х15-0,314 х19 (1)
Таким чином, за допомогою використання багатофакторного кореляцшно-регреайного анал1зу визначена економшэ-математична модель, допоможе тдприемсгвам зал1зничного
транспортного машинобудування спрогнозувати р1вень фшансово! безпеки на наступи перюди, що ратше падприемства не здшснювали, що приводило до збшьшення загроз в !'х фшансово-господарсьюй даяльностт Ввдповвдно до цього працiвники щцприемства можуть розробляти заходи, як1 допоможуть падприемству досягти бажаного результату формування та реал1зацй' фшансово! стратегй' падприемства. Оскiльки без належного рiвня фшансово! безпеки падприемство не може m сформувати чiтку дшчу фiнансову стратегию падприемства, нi здiйснювати нормальну фшансово-господарську дiяльнiсть.
Саме тому, отримане рiвняння регресй' дасть змогу керiвництву тдприемств прослвдкувати вплив зазначених показниюв на змiну рiвня фшансово! безпеки падприемства, залежнiсть впливу факторiв на результуючий показник на протязi перюду,що дослвджуеться, та корегувати прийняття ефективних управлiнськиx рiшень в рамках процесу управлiння фiнансовою безпекою, що е надзвичайно важливе в умовах сучасного розвитку.
Висновки даного досл^ження та перспективи подальших робт у цьому до^дженнй Таким чином, показники, яю формують рiвень фшансово! безпеки падприемств становлять вагомi компоненти, яю необх1дно враховувати при прогнозувант рiвня фiнансового розвитку падприемств.
Нормований R-квадрат показуе, наск1льки додавання ново! перемшно! може полiпшити як1сть модели однак у якосп дiагностично! величини i з метою економй' витрат цей фактор використовуеться вкрай редко тому, що при збiльшеннi юлькосп перемiнниx i юлькосп спостережень його значения не завжди може змшюватись убiк пiдвищения. Стандартна помилка дае лише загальну оцiнку ступеня точносп коефiцiента регресй', але вона не
несе шформацп про те, де знаходиться отримане ввдхилення: наприк1нц1 чи всередиш розподiлу, i тому ввдносно неточна. Подальший аналiз використовуеться для визначення значущостi спiльного внеску групи компонент, перевiрка коефiцiентiв за Ькрт^ем Ст'юдента довела адекватнiсть дано! модели
Таким чином, побудована в рамках проведеного дослiдження економiко-математична модель дозволяе визначити стан та рiвень фшансово! безпеки пiдприемств, як1 дослвджувались, що щдгверджуе необхiднiсть впровадження заходiв щодо !! управлiння.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. Горячева К.С. Мехатзм управлiння фшансовою безпекою пiдприемства: Автореф. дис. канд. екон. наук: 08.06.01. - К.: НАУ, 2006. - 17с.
2. Горячева К.С. Фшансова безпека тдприемства. Суттсть та мiсце в системi економiчно! безпеки / Горячева К.С.// Економют. - 2003.- №8.-С.65-67.
3. Гринюк Н.А. Методичнi тдходи до обгрунтування iндикаторiв оценки рiвня фiнансово! безпеки тдприемництва / Н.А. Гринюк // Проблеми науки.- 2008. - №6. - С. 35-40.
4. Срмошенко М.М. Фшансова безпека держави: нацюнальш штереси, реальш загрози, стратепя забезпечення / Срмошенко М.М. — К.: Ки!в. над. торг-екон. ун-т. , 2001.- 309 с.
5. Срмошенко М.М. Визначення поняття фшансова безпека страховика та !! категорп / М.М. Срмошенко // Актуальны проблеми економжи. — 2004. — №4. — С. 46-51.
6. Папехин Р.С. Индикаторы финансовой безопасности предприятий / Р.С.Папехин. - Волгоград: Волгоградское научное изд-во, 2007. - 16с.
7. Путятин Ю.А., Пушкарь А.И., Тридед А.Н. Финансовые механизмы стратегического управления развитием предприятия / Ю.А.Путятин, А.И.Пушкарь, А.Н. Тридед.- Харьков: Основа, 1999. - 488 с.
Аннотация. В статье была сформирована модель управленческих влияний относительно формирования системы финансовой безопасности предприятий.
Ключевые слова: модель, формирование, управление, финансовая безопасность, предприятие, анализ, корреляция, регрессия.
Summary. The article had the formed model of administrative influences in relation to forming of the system of financial safety of enterprises.
Keywords: model, forming, management, financial safety, enterprise, analysis, correlation, regression.
Рецензент д.е.н., професор УкрДАЗТ Чебанова Н.В. Експерт редакцшног колегп к.е.н., доцент УкрДАЗТ Сухорукова Т.Г.
Bíciiiik' економжи транспорту i промисловост № 36, 2011
