Телефон: +7 (383)-312-14-32

Статья опубликована в рамках: III Международной научно-практической конференции «Научное сообщество студентов: МЕЖДИСЦИПЛИНАРНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ» (Россия, г. Новосибирск, 23 мая 2012 г.)

Наука: Математика

Скачать книгу(-и): Сборник статей конференции

Библиографическое описание:
Алиевская Е.С. ДИНАМИКА ПОКАЗАТЕЛЕЙ КОМПАНИЙ ПРИ СЛИЯНИИ // Научное сообщество студентов: МЕЖДИСЦИПЛИНАРНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ: сб. ст. по мат. III междунар. студ. науч.-практ. конф. № 3. URL: https://sibac.info//sites/default/files/conf/file/stud_3_3.pdf (дата обращения: 28.10.2020)
Проголосовать за статью
Конференция завершена
Эта статья набрала 0 голосов
Дипломы участников
У данной статьи нет
дипломов

ДИНАМИКА ПОКАЗАТЕЛЕЙ КОМПАНИЙ ПРИ СЛИЯНИИ


 


Алиевская Елена Сергеевна

Студент факультета экономики и управления, МИЭП, г. Москва

Е-mail: lena-alievskaja@rambler.ru

Худякова Ольга Юрьевна

Научный руководитель к .т. н., доцент кафедры информатики
 и математики, МИЭП, г. Москва


 


Слияния всегда являлись составной частью корпоративного финансового мира. Сильные компании стремятся купить слабые с целью создать более конкурентоспособную компанию на рынке. Также компании объединяются для того, чтобы увеличить свою долю на рынке или повысить свою эффективность. Рассмотрим слияние компаний на примере ОАО «М» и ОАО «В».


ОАО «М» работает на рынке сотовой связи с 1993 года в России. В 2006 году компания ОАО «М» в целях расширения рынка сбыта услуг принимает решение о слиянии с компанией ОАО «В». ОАО «В» существует на рынке услуг сотовой связи с 1997 года в Кубани.


Проанализируем балансы двух предприятий, используя инструменты эконометрического исследования [1]. Составим таблицы основных показателей двух компаний по балансам предприятий (табл. 1 и 2): результативный фактор у – прибыль (млн.руб), t – время (год), факторные признаки хi: необоротные активы (млн.руб), оборотные активы (млн.руб), резервы (млн.руб), краткосрочные обязательства (млн.руб), долгосрочные обязательства(млн.руб). Динамика прибыли двух компаний показана на рисунках 1 и 2.


 


Таблица 1


Показатели баланса ОАО «М»

Y

(млн.руб)

t

x1 (млн.руб)

x2 (млн.руб)

x3 (млн.руб)

x4

(млн.руб)

x5

(млн.руб)

132.489

2001

10.251

10.744

17.776

3.219

0

130.294

2002

20.782

19.217

26.128

6.319

7.552

158.320

2003

20.798

17.038

26.128

4.151

7.552

150.598

2004

33.890

22.392

36.963

9.776

9.542

110.957

2005

69.903

31.489

45.238

29.925

26.228

130.280

2006

75.767

29.370

32.315

32.315

22.403

147.302

2007

173.003

219.411

99.147

49.453

70.810

188.580

2008

211.214

280.760

101.708

85.013

94.037

197.655

2009

275.441

113.086

103.539

108.039

176.948

216.130

2011

324.787

66.685

100.271

80.322

210.379


                 


По графику видно (рис.1), что, начиная с 2006 года, прибыль ОАО «М» только растет. Прибыль ОАО «В» колеблется в небольшом коридоре значений, почти на два порядка ниже, чем ОАО «В» (рис.2).


                                                                                                                                                 

Рис. 1. Динамика прибыли ОАО «М» (до и после слияния)


Определим факторы, наиболее сильно влияющие на динамику экономического процесса. 


Таблица 2


Показатели баланса ОАО «В»

Y (млн.руб)

t

x1

(млн.руб)

х2

(млн.руб)

x3

(млн.руб)

x4

(млн.руб)

x5

(млн.руб)

3.958

2001

1.732

0.417

0.976

0.692

0.480

4.356

2002

1.732

0.417

0.976

2.150

0.480

5.048

2003

3.065

1.773

2.235

1.884

0.718

3.584

2004

4.131

2.021

4.614

1.270

0.268

4.920

2005

4.275

2.480

5.714

6.755

0.042

3.954

2006

4.275

3.290

6.488

1.034

0.041


 


                                                     Рис. 2. Динамика прибыли ОАО «В» (до слияния)


Для этого рассчитаем матрицы парных коэффициентов корреляций в пакете анализа редактора Excel для каждого предприятия (таблицы 3 и 4).


На предприятии ОАО «М» фактор прибыли тесно коррелирует со всеми факторами, кроме х2 (оборотные активы), здесь связь характеризуется как умеренная (по шкале Чеддока). При этом межфакторная корреляция — сильная, почти везде больше, чем 0,7 , что говорит о наличии мультиколлинеарности.


На предприятии ОАО «В» прибыль заметно (коэффициент корреляции 0,635) коррелирует только с одним фактором – х4, с остальными факторами — слабая связь по шкале Чеддока. Мультиколлинеарность при этом также наблюдается.


Таблица 3


Матрица парных коэффициентов корреляций ОАО «М»

ОАО М»

y

t

x1

x2

x3

x4

x5

y

1

 

 

 

 

 

 

t

0,766

1

 

 

 

 

 

x1

0,846

0,962

1

 

 

 

 

x2

0,436

0,633

0,579

1

 

 

 

x3

0,752

0,936

0,936

0,796

1

 

 

x4

0,775

0,938

0,946

0,655

0,923

1

 

x5

0,875

0,905

0,978

0,419

0,862

0,904

1

                      


Таблица 4


Матрица парных коэффициентов корреляций ОАО «В»

ОАО В»

y

t

x1

x2

x3

x4

x5

y

1

 

 

 

 

 

 

t

0,018

1

 

 

 

 

 

x1

-0,015

0,933

1

 

 

 

 

x2

0,037

0,972

0,943

1

 

 

 

x3

-0,096

0,973

0,956

0,953

1

 

 

x4

0,635

0,354

0,370

0,261

0,362

1

 

x5

0,270

-0,783

-0,707

-0,688

-0,86

-0,421

1


 


Для моделирования динамики экономического процесса построим регрессионные зависимости для каждого предприятия, исключив коллинеарные факторы. Поскольку объем выборки (количество наблюдений) для ОАО М составляет 11, а для ОАО В – 6, то максимальное количество факторов, включаемых в регрессию в первом случае – 2 (таблица 5), во втором – только один (таблица 6). Выберем из возможных моделей только те, уравнения которых являются значимыми (или существенными) в целом. К сожалению, ни в одной модели все параметры одновременно не являются значимыми.


Таблица 5


Регрессионные двухфакторные модели для ОАО «М»

№ п/п

Регрессионная модель

t- статистики

Значимость F

Коэф-т детерминации

Примечание

1

Y= -15959,022+ 8,035t +0,007x2

t=

-2,574

t2= 2,597

t3=

0,063

0,045

0,587

Два первых параметра регрессии значимы, третий не значим. Уравнение регрессии в целом значимо. 58,7% вариации переменной у описано данным уравнением регрессии

2

Y=126,688+0,263x1 -0,029x2

 

t=

9,811

t1= 0,072 t2= 0,087

0,012

0,721

Первый параметр значим, второй и третий не значимы. Уравнение в целом значимо. 72,1% вариации переменной у описано данным уравнением регрессии.

3

Y = 128,756-0,045x2+0,762x4

t1=

11,129

t2=

-0,422

t4 = 2,748

0,037

0,610

Первый и третий параметры значимы, второй не значим. Уравнение в целом значимо. 61% вариации переменной у описано данным уравнением регрессии.

4

Y = 130,233+0,030х2+0,377х5

t=

15,419

t2=

0,424

t5=

4,222

0,005

0,771

Второй параметр не значим, первый и третий  значимы. Уравнение в целом значимо.77,1% вариации переменной у описано данным уравнением.


 


Исходя из коэффициента детерминации, характеризующего долю вариации зависимой переменной Y, объясненной построенным уравнением регрессии, наилучшей моделью для ОАО «М» является зависимость Y от факторов х2 и х5 (оборотные активы и долгосрочные обязательства).


Таблица 6


Регрессионные однофакторные модели для ОАО «B»

№ п/п

Регрессионная модель

t- статистики

Значимость F

Коэф-т детерминации

Примечание

1

Y= -7,603+0,006t

t=

-0,024

t2=

0,038

 

0,971

0,00036

Оба параметра не значимы. Уравнение в целом  не значимо (уровень значимости – 0,15%). 0,036% вариации переменной у описано данным уравнением.

2

Y= 3,925+0,165x4

t1=

12,752

t2=

1,650

0,174

0,405

Первый параметр значим, второй – значим условно. Уравнение регрессии в целом значимо только на уровне 17,5%. 40,5% вариации переменной Y описано данным уравнением.


 


Наилучшей моделью динамики ОАО «В» является зависимость прибыли у от х4 (краткосрочных обязательств). Значимые регрессионные уравнения в экономике могут использоваться для прогнозирования. Выберем лучшие модели, максимально описывающие вариацию переменной у и осуществим прогноз на 2012 год.


Для проведения  прогноза прибыли на 2012 год на основе выбранной необходимо спрогнозировать значения факторов х2 и х5 на 2012 год для ОАО «М» и фактора х4 для ОАО «В» помощью парных регрессий в зависимости от года:


х2=-32905,4+16,447t ,


x5=-43210,4+21576t ,


х4=-851,251+0,426t .


Тогда прогнозные значения необходимых факторов:


x2=185,964 ,  x5=401,712,  х4=5,919.


Тогда прогноз прибыли  ОАО «М» на 2012 год при слиянии организаций составит   289,257 (млн.руб.), прогнозируемое значение прибыли в 2012 году ОАО «В» составит 4,902 (млн.руб.)


Регрессионная модель для прибыли ОАО «М» без слияния (по 2001-2006 годам):


Y=-16174,7+8,143t,


тогда прибыль в 2012 составила бы  209,016 (млн.руб.) (таблица 7).


Таблица 7

Прогноз прибыли ОАО «М» и ОАО «В» на 2012 год



 



Прибыль 2012 года



Без слияния



При слиянии



ОАО «В»



4,902



289,257



ОАО «М»



209,016



 


 


Принятое решенное о слиянии ОАО «М» и ОАО «В» было верным т.к. прибыль в 2012 году возросла почти на 40% по сравнению с прибылью ОАО «М» и ОАО «В» без слияния. Слияние позволило усилить позиции фирмы в новом регионе, повысить эффективность экономических мероприятий.

Список литературы:


1.     Елисеева И. И. Эконометрика. Учебник. М.: Проспект, 2009. – 288 с.

Проголосовать за статью
Конференция завершена
Эта статья набрала 0 голосов
Дипломы участников
У данной статьи нет
дипломов

Комментарии (8)

# Ольга 29.05.2012 02:58
Очень интересно!
# Юлия 29.05.2012 03:10
Статья очень интересная! Мне очень понравилось!
# Аркадий 29.05.2012 15:04
Занимался похожей задачей.<br />Почерпнул для себя много интересного.
# Мария 29.05.2012 16:28
Работа отличная.<br />Расскажу о ней своим студентам.
# Виолетта 29.05.2012 19:56
Автор большая молодец. Очень понравилось
# Анна 29.05.2012 20:02
С математической точки зрения очень много работы проделано! Молодец!
# Мария 29.05.2012 20:05
Спасибо за статью! Интересно было почитать
# Екатерина 29.05.2012 22:40
Спасибо! Очень познавательно!

Оставить комментарий

Форма обратной связи о взаимодействии с сайтом