|
|
|
АПРОБАЦІЯ МЕТОДИКИ ОЦІНКИ КОНКУРЕНТНОГО ПОТЕНЦІАЛУ ПІДПРИЄМСТВ МАШИНОБУДУВАННЯ УКРАЇНИ
| |
| 16.02.2012 19:45 |
|
Автор: Другова Олена Сергіївна, асистент, Національний технічний університет «Харківський політехнічний інститут»
|
|
[Секція 1. Економіка та підприємництво; ] |
Використання комплексного підходу до формування та реалізації механізму підвищення конкурентоспроможності, систематизація методів та показників визначення конкурентоспроможності підприємства дає можливість забезпечити на практиці виявлення та використання існуючого резерву його конкурентного потенціалу і опанувати ринкову ситуацію.
Для дослідження конкурентного потенціалу обрано сорок сім підприємств, які, як видно з таблиці 1, репрезентують більшість підгалузей машинобудування України.
Серед підприємств, які увійшли до досліджуваної аналітичної вибірки, можна окремо виділити відомі в Україні та за кордоном: ЗАТ завод «Південкабель», ВАТ завод ім. Фрунзе, ВАТ завод хімічного машинобудування «Червоний Жовтень», ПАТ "Харківський завод Гідропривід", АТ "ХТЗ", ВАТ "Турбоатом" та інші.
Усі підприємства аналітичної вибірки, що аналізувались, реалізують продукцію на внутрішньому ринку, а 64% з них орієнтуються як на внутрішній, так і на зовнішній ринок. Стосовно чисельності працюючих отримані такі результати: підприємства з кількістю працівників до 100 осіб – 51%; від 100 до 500 осіб – 32%; від 500 до 2000-11%, більше чем 2000 співробітників – 6%. Це можна побачити на наступній діаграмі.
Для того, щоб переконатися в статистичній однорідності вихідних даних і обґрунтовано застосовувати статистичні оцінки, що розраховуються, відповідно до нормального закону розподілу, необхідно перевірити вибірку на відповідність нормальному розподілу.
Статистичні методи виключення результатів спостереження, що сильно відрізняються з вибіркової сукупності, засновані на припущенні, що подібні результати мають розподіл, що різко виділяються від досліджуваних, а тому їх варто виключити з вибірки.
Автором було проаналізовано коефіцієнт варіації, який характеризує відносну міру відхилення обмірюваних значень від середньоарифметичного і обчислюється за наступною формулою:
де V - коефіцієнт варіації, σ- середньоквадратичне відхилення, а - середнє арифметичне.
Чим більше значення коефіцієнта варіації, тим відносно більший розкид і менша виравненість досліджуваних значень. Якщо коефіцієнт варіації менше 10%, то мінливість варіаційного ряду прийнято вважати незначної; від 10% до 20% - до середнього, більше 20% і менше 33% - до значного і якщо коефіцієнт варіації перевищує 33%, то це говорить про неоднорідність інформації й необхідності виключення найбільших або менших значень. Таким чином, із сукупності 47 підприємств було видалено 6 підприємств.
До них відносяться наступні підприємства: АТ ВТ «Харківський канатний завод», ПАТ «ХЕЛЗ «Укрелектромаш», ВАТ «Завод ім. Фрунзе», АТЗТ «Харківмаш», ВАТ «Харківтрансмашпроект», ВАТ «Харківський завод «Металіст».
Завдяки цьому відбулося зменшення дисперсії та розмах варіювання потенціалів підприємств за досліджуваний період часу. Це можна побачити з наступної таблиці.
Для того, щоб дослідити маркетинговий, виробничий, трудовий, фінансовий, управлінський потенціали на наявність взаємозв’язків між ними, а також виявити характер можливого впливу потенціалів на конкурентний потенціал, автором пропонується використати кореляційний аналіз.
Кореляція — це статистичний взаємозв'язок двох або декількох випадкових величин (або величин, які можна з деяким припустимим ступенем точності вважати такими). При цьому, зміни однієї або декількох із цих величин приводять до систематичної зміни однієї або другої величин. Однієї з мір статистичної залежності між двома змінними є коефіцієнт кореляції (r).
Коефіцієнт лінійної кореляції (Пірсона) розраховується за наступною формулою:
де xi,yi – порівнювані кількісні ознаки, n – кількість порівнюваних спостережень, σx, σy – стандартне відхилення
Він показує, наскільки сильніше виражена тенденція до росту однієї змінної при збільшенні іншої. Коефіцієнт кореляції (r) змінюється в діапазоні [-1, 1]. Нульове значення цього коефіцієнта означає відсутність такої тенденції (але не обов'язкова відсутність залежності взагалі). Якщо тенденція сильніше виражена, то коефіцієнт кореляції близький до +1 або -1 (залежно від знака залежності), причому строга рівність одиниці позначає крайній випадок статистичної залежності - функціональну залежність. Проміжні значення коефіцієнта кореляції говорять, що хоча тенденція до росту однієї змінної при збільшенні другої не дуже сильно виражена, але якоюсь мірою вона все-таки є присутньою.
Аналіз отриманих таким чином коефіцієнт кореляції (r), надав можливість авторові встановити, що кореляційна залежність між потенціалами (виробничим, фінансовим, маркетинговим, трудовим, управлінським) незначна, що вказує на їх відносну незалежність. Це дає перевагу керувати окремо кожним з зазначених вище потенціалів. З наступних таблиць видно, що за три досліджуваних років 2008, 2009, 2010 лише у 2008 коефіцієнт кореляції між маркетинговим потенціалом та фінансовим - значимий (r = 0,557), але у 2009 та 2010 роках цей взаємозв’язок майже зникає. Це можна побачити з наступних таблиць.
Список використаної літератури:
1. http://cdo.bseu.by/stat1/ lab2_1.htm
2. Айвазян С.А., Бухштабер В.М., Енюков И.С., Мешалкин Л.Д. Прикладная статистика: Классификация и снижение размерности. - М.: Финансы и статистика, 1989. - 607 с.
3. Пустова Н.О. Удосконалення формування конкурентоспроможного потенціалу підприємства // Економіка: проблеми теорії та практики. Зб. наук. праць. Випуск 186. Том ІІ. - Дніпропетровськ: ДНУ, 2003. - С. 574-579.
|
|
 Ця робота ліцензується відповідно до Creative Commons Attribution 4.0 International License
|
|
|
Голосування 
Знайшли помилку? Виділіть помилковий текст мишкою і натисніть Ctrl + Enter