Прогнозування результатів управлінських рішень у менеджменті організацій Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

УДК658.011 Доц. М.М. Огородник, канд. екон. наук;

доц. В.М. Онишкевич, канд. фiз.-мат. наук - УкрДЛТУ

ПРОГНОЗУВАННЯ РЕЗУЛЬТАТ1В УПРАВЛ1НСЬКИХ Р1ШЕНЬ У МЕНЕДЖМЕНТ ОРГАН1ЗАЦ1Й

Зроблено спробу застосувати апарат кореляцшного аналiзу з метою передбачен-ня можливих пiдсумкiв економiчноi дiяльностi пiдприeмства i формулювання реко-мендацiй щодо змiни основних показниюв з метою отримання бажаних результат.

Ключов1 слова: математичний аналiз, корелящя, прогнозування, управлiнське рiшення.

Doc. M.M. Ogorodnyk; doc. V.M. Onyshkevych - USUFWT

The prediction of the results of administrative decisions in the management of organizations

This article analyses the use of the correlation method for the prediction of the results of production and economic activity of enterprises.

Keywords: mathematical analyses, correlation, prediction, administrative decisions.

Прийняття управлшських ршень у конкретнш практищ менеджменту оргашзацш вимагае врахування цшого ряду невизначеностей, значно'' кшь-кост обмежень, ди випадкових чинниюв та неч1ткосл критерив [1]. Водно-час прийняття недостатньо обгрунтованих ршень внаслщок 1гнорування су-часних аналггичних метод1в (в т.ч. прогнозування й оптим1зацп) може спри-чинитися до ютотних еколого-економ1чних втрат. Одним з таких метод1в е застосування математичного моделювання, а саме використання кореляцшного анашзу для опису процеЫв еколого-економ1чно'' д1яльност1 та мож-ливост передбачити тенденци розвитку дослщжуваного об'екта в результат прийняття того чи шшого управлшського ршення.

Р1вень основних показниюв роботи ДЛГО "Льв1вл1с" за останш роки можна характеризувати як недостатнш, внаслщок чого постала задача мате-матично проанашзувати тенденци розвитку оргашзаци та запропонувати так управлшсью р1шення, як б покращували основш показники виробничо-гос-подарсько'' д1яльност1 з урахуванням еколопчно'' складово'' (еколопчш витра-ти ЕВ та втрати Ве).

З щею метою сформулюемо теоретичш основи дослщження. Припус-тимо, що розглядаеться система кшьюсних ознак (X,Y), а в результат! n неза-

лежних дослщжень отримано n пар чисел (X.,Y.), i = 1,n. У нашому випадку

n = 3, оскшьки дат подаються за три роки. Позначимо через:

• X1 - обсяг реашзацн продукци, тис. грн.; X1(66291; 63350; 64648);

• X2 - вартють основних фонд1в, тис. грн.; X2 (38659; 40401; 39779);

• X3 - чисельшсть працюючих, ос1б; X3(7382; 7233; 6859);

• Y1 - валовий прибуток, тис. грн.; Y1 (23668; 18501; 18226);

• Y2 - рентабельшсть продукци, %; Y2(52; 33; 34).

150

Менеджмент природних ресурав, екологiчна i лкова полiтика

Науковий iticiniK, 2004, вип. 14.2

Припустимо, що мiж множинами X i Y юнуе прямолiнiйна кореляцiя, яку можна описати piB^H^M Y = р x + b, де р - коефщент регреси; b -

yx yx

параметр. Пiдберемо значення рх i b так, щоб точки (x.;y.), i = 1,n, якi побу-

дованi за емтричними даними, лежали в площинi XOY якомога ближче до прогнозовано! прямо!. Рiзницi Y - у., де i = 1,n, вважатимемо вiдхиленнями; тут Y. - обчислена теоретична ордината, яка вщповщае отриманому емтрич-ному значенню x.; у. - ордината, яка вщповщае x. i е отримана емшрично. Визначимо параметри р i b так, щоб сума квадра^в вiдхилень була мшь мальною. Для вщшукання мiнiмуму побудовано! функцп двох змшних

F(р ;b)=Z(( -yt )2 ^ min скористаемося необхiдною умовою юнування

^ i=i ' '

екстремуму, отримаемо вiдповiдну систему лiнiйних алгебра!чних рiвнянь вiдносно рx i b та розв'яжемо !!. Сшввщношення для невiдомих параметрiв

матимуть вигляд [2]:

n n n n n n n

nZ^Уг- ZxZyt nZxi Zyt - ZxZ^Уг

= i=1_i=1 i=1 b =_i=1 i=1 i=1 i=1

n f n \

n

in \

n Zx - Zx n Zx - z x

V 1=1 У

Vi=1 1 У

¿=1 V ¿=1 / ¿=1

Таким чином, для кожно! з комбiнацiй X. i Y. можна знайти параметри р i b та встановити форму рiвняння прямо! лши perpeci!.

Для аналiзу числових результат розглянемо як приклад комбiнацiю X1 ,Y тобто залежнiсть валового прибутку вiд обсягу реалiзацi! продукцi!.

Зпдно з отриманими формулами за допомогою, наприклад, табличного про-цесора Excel, можна визначити, що рх = 1,82, а b = - 98018. Для цього випад-

ку рiвняння прямо! лiнi! регреси матиме вигляд Y1 = 1,82X1 - 98018. Анало-пчно можна побудувати аналiтичнi i графiчнi залежностi результуючих по-казникiв Y1 та Y2 вiд вхiдних даних X1, X2, X3. Деякi узагальнеш результати

кореляцiйного аналiзу представлено у виглядi таблиць.

Наведенi в таблицях дат дають можливiсть передбачити в плановому перiодi величину валового прибутку при рiзних управлiнських рiшеннях в менеджмент! ДЛГО мЛьвiвлiсм для змши обсягу реалiзацi! продукцi! (табл. 1), вар-тостi основних виробничих фондiв (табл. 2), чисельностi працюючих (табл. 3). Зокрема, якщо обсяг реалiзовано! продукцi! в 2003 рощ мае становити 65000 тис. грн., то можна передбачити величину валового прибутку в розмiрi 20282 тис. грн., або, навпаки, при такш тенденцй базових показникiв з метою отримання в 2003 роцi валового прибутку в розмiрi 20000 тис. грн. необхщний обсяг реалiзовано! продукцй мае складати 64845 тис. грн., вартють основних виробничих фондiв - 39675 тис. грн., чисельшсть працюючих - 7140 чол.

2. Лкова полiтика i менеджмент лкових pecypciB

151

Табл. 1. Прогнозування шлежност'1 валового прибутку вiд обсягу реалЬац'йпродукци

Показники Роки

2000 2001 2002 прогноз 2004 прогноз 2005

Обсяг реал1заци продукци, тис. грн. 66291 63350 64648 65000 64845

Валовий прибуток, тис. грн. 23668 18501 18226 20282 20000

Табл. 2. Прогнозування залежностi валового прибутку вiд вартостi основних _виробничих фондiв_

Показники Роки

2000 2001 2002 прогноз 2004 прогноз 2005

Вартють основних виробничих фондов, тис. грн. 38659 40401 39779 39000 39675

Валовий прибуток, тис. грн. 23668 18501 18226 22154 20000

Табл. 3. Прогнозування залежностi валового прибутку вiд середньосписково'1 _чисельностi працюючих_

Показники Роки

2000 2001 2002 прогноз 2004 прогноз 2005

Середньоспискова чисельшсть працюючих, ос1б 7382 7233 6859 7000 7140

Валовий прибуток, тис. грн. 23668 18501 18226 18801 20000

Вщзначимо також, що в шших випадках (залежшсть У\ вщ Х\ та за-лежнiсть У2 вiд Х2) регресiя мiж вартiстю основних фондiв i рентабельнiстю продукци та регреЫя мiж обсягом реалiзацп продукци i рентабельнiстю продукци не е прямолiнiйною, тому кореляцiйну залежнiсть треба дослщжувати в iнших формах, наприклад, в квадратичнiй, логарифмiчнiй, показниковiй то-що. Вiдповiднi управлiнськi рiшення щодо прогнозованого валового прибутку в цих випадках будуть шшими.

Лггература

1. Лесечко М.Д., Чемерис А.О., Руднщька Р.М. Технология прийняття управлшських р1шень у державному управлшш та мюцевому самоврядуванш.: Навч. поабник/ За наук. ред. М.Д. Лесечка. - Льв1в: ЛР1ДУ УАДУ, 2003. - 424 с.

2. Барковський В.В., Барковська Н.В., Лопатш О.К. Математика для економютив. Теор1я 1мов1рностей та математична статистика. - К.: Нащональна Академ1я Управлшня, 1999. - 447 с.

УДК 630*96:639.1.02:639.1.052 Ст. викл. Ю.В. Муравйов,

канд. екон. наук - УкрДЛТУ

НОРМАТИВИ ПЛАТИ ЗА СПЕЦ1АЛЬНЕ ВИКОРИСТАННЯ Л1СОВИХ МИСЛИВСЬКИХ УГ1ДЬ ТА ФАУНИ ЯК 1НСТРУМЕНТ РЕАЛ1ЗАЦН ЕКОЛОГ1ЧНО1 ПОЛ1ТИКИ

Запропоноваш методики визначення норматив1в плати за спещальне викорис-тання мисливських упдь 1 ресурав мисливсько! фауни. Обгрунтоваш еколого-еконо-м1чш аспекти еколопчно! пол1тики щодо сталого розвитку мисливського господар-ства Украши.

152

Менеджмент природних ресурсiв, еколопчна i лiсова полiтика