- абсолютного приросту j-тої частки у відсотках

Дdj = dj1 – dj0;

- темпи зростання j–тої частки

kdj = dj1/dj0;

значення цих характеристик для структури коштів, що направлені на споживання персоналу основної діяльності за 2000 та 2002 роки наведено в таблиці 5.12.

Таблиця 4.4.1 Характеристика структури коштів направлених на споживання персоналу

Групи коштів | Кошти, що направлені на

спонукання персоналу , тис.грн. | Характеристики структурних зрушень

2000 рік

(базисний) | 2002 рік

(звітний) | абсолютні | відносні

Фонд оплати

праці | 1598.5 | 3251.6 | 1653.1 | 2.034

Матеріальна допомога грошові виплати та заохочення | 526.8 | 948.5 | 421.3 | 1.8

Разом | 2125.3 | 4200.1 | 2074.4

Ці дані свідчать, що спостерігається збільшення частки коштів, то сума абсолютних приростів часток дорівнює 2074.4, а загальний темп зростання – одиниці.

Характеристики структурних зрушень взаємопов’язані: Дdj = dj0 - (kdj – 1) (в даному випадку: 1598.5 = 1598.5 – (2.034 – 1)) очевидно, що для складових частин, де темп зростання kd > 1, абсолютний приріст Дd додатній. Абсолютні прирости і темпи зростання часто непропорційні одне одному: найбільший темп має частка коштів, що включає в себе фонд оплати праці і найбільший абсолютний приріст – кошти, які включають лише фонд оплати праці. Отже при вивченні структурних зрушень доцільне комплексне використання абсолютних і відносних характеристик.

Як узагальнюючі характеристики інтенсивності структурних зрушень застосовують лінійний ld і квадратичний дd коефіцієнти їх обговорюють на основі абсолютних приростів частинок Дd, тобто rd = У| dj1 – dj0| / n; дd = У (dj1 – dj0)2 / n

Знаючи, темп зростання часток, обговорюють квадратичний коефіцієнт, який порівняно з іншими чутливіше реагує на зміну в структурі за формулою:

дкd = У(dj1 – dj0)2/ dj0 = У(kdj -1)2 * dj0 = 41.35 або 41.35%

дd = 2910233.3 / 2 = 1206.28 %

l dj = У|dj1 – dj0| / n = 2074.4 / 2 = 1037.2

Групи коштів | Абсолютний приріст

Дdj = dj1 – dj0; | | dj1 – dj0 | | (dj1 - dj0)2 |

(dj1 – dj0)2/ /dj0*100

Фонд оплати праці | 1653.1 | 1653.1 | 2732739.61 | 170956.5

Матеріальна

допомога, грошові

виплати та

заохочення | 421.3 | 421.3 | 177493.69 | 33692.8

Разом | 2074.4 | 2074.4 | 2910233.3

Таблиця 4.4.2 Таблиця обчислень

Аналіз структурних зрушень зобразимо графічно, за допомогою секторних діаграм для 2000 (базисного) та 2002 (звітного) років відповідно. Для цього знайдемо співвідношення використовуючи дані з таблиці 5.4.1 для двох ознак (показників) та двох років.

1. фонд оплати праці (2000р.)

2125.3 – 100% х = 100*1598.5/ 2125.3 = 75.21 %

1598.5 - х

2. матеріальна допомога, грошові виплати та заохочення (2000 р.)

2125.3 - 100 % х = 100*526.8/ 2125.3 = 24.79 %

526.8 - х

1. фонд оплати праці (2002р.)

3251.6 - 100% х = 100*3251.6/ 4200.1 = 77.42 %

4200.1 - х

2. матеріальна допомога, грошові виплати (2002р.)

4200.1 - 100% х = 100 *948.5/4200.1 = 22.58

948.5 - х

(дивитись рисунок 5.4.1)

тобто звідси ми можемо бачити, що як під час базисного так і під час звітного періоду основну частку в коштах, що направлені на споживання

персоналом становить фонд оплати праці.

Матеріальна допомога,

грошові виплати

24.79% та заохочення 22.58%

фонд оплати

75.21% праці 77.42%

2000 р. 2002 р.

Рисунок 4.4.1. Динаміка структури коштів

4.5 Вивчення кореляційних зв’язків у багатомірних динамічних рядах

При вивченні кореляційних зв’язків у багатомірних динамічних рядах виникають певні методичні складності, спричинені залежністю рівнів, їх автокореляцією. Наявність автокореляції порушує одну з передумов регресійного аналізу – незалежність спостережень, і приводить до викривлення його результатів.

У практиці статистично-економічного аналізу застосовують різні способи усунення автокореляції:

1. спосіб різницевих перетворень;

2. спосіб відхилення від тренду;

3. спосіб введення в рівняння регресії додаткової змінної часу t.

Методику побудови такого рівняння регресії розглянемо на прикладі двох взаємозв’язаних, стаціонарних рядів динаміки: платежі до бюджету та відрахування в бюджетний фонд (Х) та прибутковість виручки від реалізації продукції (У). За даними таблиці 5.14 обсяги платежів до бюджету та відрахувань в резервний фонд та прибутковість виручки від реалізації продукції систематично збільшувалися. Зв’язок між цими показниками можна відобразити лінійною функцією.

У = а0 + а1*х +а2*t,

де а1 – параметр, який характеризує середній приріст результативної ознаки на одиницю приросту фактичної ознаки Х.

а2 – середній щорічний приріст у під впливом зміни комплексу факторів, крім х.

Оскільки у звітних даних не міститься інформації щодо прибутковості виручки, то ми обчислимо її за такими формулами:

прибутковість виручки = чистий прибуток / виручка від реалізації

продукції (робіт, послуг)

чистий прибуток = балансовий прибуток – платежі до бюджету.

Тому чистий прибуток у 2000, 2001, 2002 роках відповідно дорівнює:

ЧП 2000 = 2227.5 – 994.2 = 1233.3

ЧП 2001 = 14809.5 – 4442.8 = 10366.7

ЧП 2002 = 20044.1 – 7348.3 = 12695.8

Отже прибутковість виручки відповідно дорівнює:

ПВ 2000 = 1233 / 20817.6 = 0.059

ПВ 2001 = 10366.7 / 48435.8 = 0.214

ПВ 2002 = 12695.8 / 61114.2 = 0.208

Рік | Платежі до

бюджету та відрахування

в резервний

фонд, Х | Прибутковість

виручки від

реалізації

продукції, У | t | t2 | X2 | XY | Xt | Yt | Yt

2000 | 1029.5 | 0.059 | -1 | 1 | 1059870.25 | 60.74 | -1029.5 | -0.059 | 0.0538

2001 | 4547.6 | 0.214 | 0 | 0 | 20680665.76 | 973.19 | 0 | 0