пїњ

Ё‘‘≈ “»¬Ќќ—“№ »—ѕќЋ№«ќ¬јЌ»я ЁЋ≈ћ≈Ќ“ќ¬ —“–ј“≈√»„≈— ќ√ќ ѕЋјЌ»–ќ¬јЌ»я ¬ ќ–√јЌ»«ј÷»я’ –ќ«Ќ»„Ќќ… “ќ–√ќ¬Ћ»  –ј—Ќќƒј–— ќ√ќ  –јя

Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
1
”ƒ  338. 26:339.37]:005.336.1 (470.620)
Ё‘‘≈ “»¬Ќќ—“№ »—ѕќЋ№«ќ¬јЌ»я ЁЋ≈ћ≈Ќ“ќ¬ —“–ј“≈√»„≈— ќ√ќ ѕЋјЌ»–ќ¬јЌ»я ¬ ќ–√јЌ»«ј÷»я’ –ќ«Ќ»„Ќќ… “ќ–√ќ¬Ћ»  –ј—Ќќƒј–— ќ√ќ  –јя
√ айдук ¬ладимир »ванович д.э.н., профессор
“ акахо Ёльдар ≈ристемович аспирант
 убанский государственный аграрный университет,  раснодар, –осси€
¬ статье произведена оценка эффективности внедрени€ системы стратегического планировани€, позвол€юща€ наилучшим образом прогнозировать показатели продажи товаров, которые при рациональном использовании имеющихс€ ресурсов могут принести организации наибольший доход
 лючевые слова: “ќ–√ќ¬ќ≈ ѕ–≈ƒѕ–»я“»≈,
—“–ј“≈√»„≈— ќ≈ ѕЋјЌ»–ќ¬јЌ»≈, Ё‘‘≈ “»¬Ќќ—“№, ќЅЏ≈ћ –≈јЋ»«ј÷»»,  јѕ»“јЋ, “ќ–√ќ¬џ≈ ѕЋќўјƒ», “ќ–√ќ¬џ… ѕ≈–—ќЌјЋ
Ёффективность функционировани€ торгового предпри€ти€ определ€етс€ многими обсто€тельствами. —реди них: выбор оптимальной организации труда, своевременное и рациональное ресурсное обеспечение, величина основного и оборотного капиталов, трудовых ресурсов, формы и методы реализации продукции и др.
¬ услови€х рыночной системы хоз€йствовани€ диапазон использовани€ этих факторов чрезвычайно большой. ѕоэтому каждое предпри€тие должно стремитьс€ к их оптимальному сочетанию. Ёто предполагает необходимость применени€ соответствующих форм и методов их внутренней ув€зки. “акой формой €вл€етс€ планирование коммерческой и хоз€йственной де€тельности предпри€ти€ [1, 2, 3, 6, 7, 8, 9].
ќпыт многих преуспевающих компаний развитых стран показывает, что в услови€х рынка с его жесткой конкуренцией планирование хоз€йственно-производственной де€тельности €вл€етс€ важнейшим условием их выживаемости, экономического роста и процветани€, успешной реализа-
UDC 338. 26:339.37]:005.336.1 (470.620)
EFFICIENCY OF USE OF STRATEGIC PLANNING ELEMENTS IN RETAILERS OF THE KRASNODAR REGION
Gayduk Vladimir Ivanovich Dr.Sci.Econ., professor
Takakho Eldar Eristemovich postgraduate student
Kuban State Agrarian University, Krasnodar, Russia
The efficiency of launching the strategy planning system was examined. The system enables the organization to forecast sales indexes more precisely and get more profit by using its resources rationally in the re-tailment of the Krasnodar region
Keywords: RETAILER, STRATEGIC PLANNING, EFFICIENCY, TARGET INCOME, CAPITAL, FLOOR SPACE, SALES
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
2
ции прин€той стратегии развити€ предпри€ти€. Ѕолее того, в услови€х неопределенности экономического развити€, наличи€ рисков и жесткой конкуренции, присущей рыночной системе хоз€йствовани€, оно становитс€ практически единственным условием, внос€щим определенную устойчивость при осуществлении производственно-хоз€йственной де€тельности предпри€ти€. »менно оно позвол€ет предпри€тию на основе имеющихс€ внутренних возможностей спроектировать нужную организацию производства и реализации продукции с учетом изменений, происход€щих в хоз€йственной среде.
¬ насто€щее врем€, в услови€х рынка, ориентирующего каждого производител€ и предпринимател€ на получение высоких конечных результатов, планирование де€тельности в торговых организаци€х приобретает новые функции. ќно призвано сейчас не только обеспечивать процесс обеспечени€ конкурентоспособности торговой организации, но и способствовать при этом достижению полной зан€тости ресурсов, справедливому распределению доходов. —ущность его состоит в том, чтобы наилучшим образом обосновать такие виды, объемы, сроки и другие показатели продажи товаров, которые при умелом использовании имеющихс€ ресурсов могут принести организации наибольший доход.
Ёффективность функционировани€ торгового предпри€ти€ определ€етс€ многими обсто€тельствами. «ависимость между основными факторами производства в торговом предпри€тии и объемом реализованной продукции можно формально представить в виде:
Q Ч f (K,L, ћ) + , (1)
где K - капитал компании (млн. руб.), L - численность торгового персонала (чел.), M - торгова€ площадь (м ), Q - объем реализуемой продукции (млн. руб.),/- производственна€ функци€, = (1 - кст), кст коэффициент
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
3
оптимального использовани€ методов стратегического планировани€ в организации.
¬ процессе построени€ было апробировано несколько производственных функций: полиномиальна€, логистическа€, Ћеонтьева и др. ќднако наиболее адекватными экспериментальным данным оказались:
1) линейна€ модель
- Q;
cl^L, j
(2)
2) степенна€ модель
f{K,L,M) = f2 ( , L, ћ) = OoK^L^M^.O! + а2 + а3 = 1; (3)
ѕроизводственна€ функци€ принципиально может включать в себ€ сколько угодно факторов, однако, реальную ценность, как правило, имеют не более 2-3, которые объ€сн€ют пор€дка 70-90% изменений результирующего фактора Q.
ѕусть ≥ =1,2, ...,п - выборка наблюдений из четы-
рехмерной генеральной совокупности (K,LrMf Q) предпри€ти€ розничной
торговли.
ƒл€ нахождени€ оценок параметров OjJ = 0,1,2 по результатам
наблюдений используетс€ метод наименьших квадратов (ћЌ ), при этом степенна€ зависимость предварительно приводитс€ к линейному виду путем логарифмировани€ с последующей заменой переменных. ¬ качестве оценок параметров принимаютс€ значени€ ћЌ -оценок а0,а±,а2,а3, вычисл€емые по формуле:
ј = {XTXy1XTY (4)
где ј - вектор оценок параметров, X - матрица п наблюдений независимых
переменных K, L, M; Y - вектор наблюдаемых значений зависимой переменной Q.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
4
“аким образом,
Y =
q2
\
,х =
iL
и
1  2 L
Vi к L ћ I
”-l ь.п 1г1п/
/…Ћ
II f й± 1
1…2
W
ќбозначим через - часть капитала, списываема€ ежемес€чно на себестоимость продукции, через Wn - цену единицы трудовых ресурсов, через w3 - цену единицы торговой площади. “огда суммарные выплаты за все виды затрат (себестоимость), составл€ют w1K + w2L + w3JVf, а ежемес€чна€ прибыль, получаема€ от коммерческой де€тельности торгового предпри€ти€ составит:
f(K, L, ћ') Ч w1K Ч w2L Ч w3 ћ. (5)
≈сли величина (5) положительна, то компани€ имеет прибыль, в противном случае несет убытки.
—огласно введенным обозначени€м математическа€ модель планировани€ де€тельности торговой организации, с учетом имеющихс€ на данный период объемов производственных ресурсов  , LJV[ будет иметь вид:
(,Lf.
√, L, ћ) Ч w,   Ч w2 L Ч w3 ћ -ї max,
K.L.M
(6)
  ™ XlrL ™ X2, JVf ™ X3. (7)
здесь ’1 - объем капитала, ’2 - количество персонала, ’3 - величина торговых площадей.
≈сли /( , L, ћ) имеет вид fx ( , L, ћ) (2), то модель (6)-(7) будем называть линейной, если f(K,L,M) совпадает с функцией fz(KfLJM) (5), то модель (6)-(7) будем называть степенной.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
5
”казанные функции имеют также самосто€тельное значение (не только в составе моделей планировани€) как эконометрические модели производственной де€тельности. — помощью данных зависимостей могут быть рассчитаны важнейшие показатели производства и факторов, вли€ющих на это производство.
ќценка параметров конкретного уравнени€ €вл€етс€ лишь отдельным этапом длительного и сложного построени€ эконометрической модели. ƒл€ получени€ уравнений, которые могут быть использованы в составе моделей планировани€ де€тельности торговых организаций, необходимо провести проверку статистического качества оцененных зависимостей, состо€щую из следующих элементов [10]:
1) проверка качества уравнени€ регрессии;
2) проверка значимости уравнени€ регрессии;
3) анализ статистической значимости параметров модели;
4) проверка выполнени€ предпосылок ћЌ ;
 ак было отмечено, нелинейна€ модель (3) путем логарифмировани€ с последующей заменой переменной линеаризуетс€, поэтому методику проведени€ проверки статистического качества эконометрических моделей опишем дл€ линейного уравнени€ множественной регрессии, которое в матричной форме имеет вид
ј ј.
Y = ’ј + е = Y + е, (8)
где ј - вектор оценок параметров; Ї - вектор оцененных отклонений регрессии, остатки регрессии Ї = ” Ч ’ј; Y - оценка значений ”, равна€
л
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
6
ƒл€ проверки качества уравнени€ регрессии вычисл€етс€ коэффициент множественной коррел€ции R и коэффициент детерминации R2 [12,
13]:
(9)
(10)
„ем ближе к единице значение этих характеристик, тем выше качество модели.
¬ многофакторной регрессии коэффициент детерминации должен быть скорректирован с учетом числа независимых переменных. —корректированный R2 рассчитываетс€ по формуле:
R2 = 1
R2)
п Ч 1 п Ч «"
(11)
ƒл€ проверки значимости уравнени€ регрессии используетс€ F-критерий ‘ишера, вычисл€емый по формуле
R2fk
F =
(12)
Д Ч R2)/(n Ч к Ч 1)
≈сли расчетное значение с ”г = к и v2 = п Ч к Ч 1 степен€ми свобо
ды, где к - количество факторов, включенных в модель, больше табличного при заданном уровне значимости а, то модель считаетс€ значимой.
јнализ статистической значимости параметров модели (коэффициентов регрессии) провер€етс€ с использованием /-статистики [4] путем проверки гипотезы о равенстве нулю у-го параметра уравнени€ (кроме свободного члена):
(13)
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
7
где Sa, - это стандартное среднеквадратическое отклонени€ коэффициента уравнени€ регрессии а,.
у = S. (14)
где bjj Ч диагональный элемент матрицы (’: ’)~~, Se- стандартна€ ошибка
остаточной компоненты е.

(15)
≈сли расчетное значение t - критери€ с (n-3) степен€ми свободы больше его табличного значени€ при заданном уровне значимости а, ко-
эффициент регрессии считаетс€ значимым. ¬ противном случае фактор, соответствующий этому коэффициенту следует исключить из модели (при этом еЄ качество не ухудшитс€).
ƒоверительные интервалы дл€ параметров уравнени€ регрессии вычисл€ютс€ по формулам [11]:
” а/ ± їc^-3)sa
Z
≈сли в модель включаютс€ факторы, которые пр€мо или опосредованно св€заны друг с другом (€вление мультиколлинеарности), возникает опасность того, что воздействие каждого из таких факторов на результат будет искажено присутствием других факторов и тогда модель как инструмент дл€ прин€ти€ управленческих решений потер€ет свою ценность. ƒл€ проверки наличи€ такой опасности производитс€ анализ коррел€ционной матрицы ј.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
8
¬ матрицу занос€тс€ значени€ коэффициентов парной коррел€ции между результативным и каждым из факторных признаков, и между факторными признаками попарно.
√хг
S S

гдЇ SxSy
стандартные ошибки величин X,Y соответственно,
ковариаци€ величин X, Y.
—читаетс€, что мультиколлинеарность имеет место, когда коэффициент парной коррел€ции между какими-либо двум€ факторными признаками превышает 0,8.
ѕроверку выполнени€ предпосылок ћЌ  в рамках данной работы достаточно провести по двум направлени€м.
1) ѕроверка адекватности модели;
2) ѕроверка наличи€ сериальных коррел€ций в последовательности остатков.
–егрессионна€ модель называетс€ адекватной, если предсказанные по ней значени€ зависимой переменной согласуютс€ с результатами наблюдений. ќценка адекватности может быть проведена по графику остатков ег . ≈сли модель адекватна, то остатки €вл€ютс€ реализаци€ми
случайных ошибок наблюдений е≥з≥ = 1,2,... ,?г, которые в силу предположений ћЌ , должны быть независимыми нормально распределенными случайными величинами с нулевыми средними и равными дисперси€ми. Ќа графики остатков, точки должны быть расположены близко к некоторой (нормальной) пр€мой. “очки значительно удаленные от пр€мой (выбросы) могут указывать на неадекватность модели.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
9
Ќаличие сериальных коррел€ций в последовательности остатков провер€етс€ с помощью критери€ ƒарбина-”отсона. —татистика критери€ вычисл€етс€ по формуле
d =
≤√=20≥ ~Ї≥-≥”
Ї2
*-„=1 f'≥
 ритерий ƒарбина-”отсона позвол€ет проверить гипотезу
(16)
7-: все
сериальные коррел€ции равны рк = 0,к = 1,2,... при альтернативной гипотезе Ќр.рк = рк,р ‘ 0, \р\ < 1.
Ѕлизость величины d к 2, означает отсутствие коррел€ции между остатками и €вл€етс€ необходимым условием случайного характера отклонений от линии регрессии.
¬ ходе проводившихс€ исследований на 38 предпри€ти€х розничной торговли за 2010-2013 г.г. был собран статистический материал: средние значени€ Q - объема реализованной продукции (млн. руб.), при заданных значени€х K - основного капитала (млн. руб.) и L - трудовых ресурсов (чел.), M - торговых площадей (м ). Ќа основе данных выборок, были построены две модели планировани€ дл€ каждого торгового предпри€ти€:
- линейна€ модель
l, L, ћ) = (а0 + а1  + a2L + а2ћ) Ч w1K Ч w2L Ч w21
KXltLX2,M EX,;
шах,
R.LM
(17)
(18)
- степенна€ модель
г 1 ”Д L - dr- Lr- 'у : - A Ч v. (19)
KeX±,L e X2,M eX3> (20)
представл€ющие собой оптимизационные задачи в ограниченной области.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
10
„исленные значени€ оптимизируемых параметров (K,L,M), до и после применени€ методики применени€ методики, а также реальные и прогнозируемые значени€ прибыли представлены в таблице 1.
–ассмотрим применение разработанной методики планировани€ коммерческой де€тельности на примере предпри€ти€ ќќќ Ђ–усьї.
¬ ходе проводившихс€ исследований в компании ќќќ Ђ–усьї за 2010 - 2013 гг. был собран статистический материал: средние значени€ Q -объема реализованной продукции (млн. руб.), при заданных значени€х K -основного капитала (млн. руб.), L - трудовых ресурсов (чел.), M - торговых площадей (м2).
Ќа основе указанных данных, с использованием средств математического пакета прикладных программ (ѕѕѕ) Statistica 6.0 (модуль Multiple Regression), было получено линейное уравнение регрессии:
Q = 0,09  + 1,2051 + 1.279ћ - 1,034. (21)
 оэффициенты множественной коррел€ции R и детерминации R2
равны соответственно 0,99 и 0,981. ѕоскольку значени€ данных коэффициентов близко к единице, то качество модели (21) можно считать высоким.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
11
“аблица 1 - –езультаты применени€ методики стратегического
планировани€ де€тельности в организаци€х розничной торговли
Ќомер фирмы ƒо применени€ методики ѕосле применени€ методики Ёкономический эффект, млн. руб.
K L M ѕ K L M ѕ
1 8,2 420 50 42,2 8,77 434 49 44,01 4,3
2 7,6 293 86 14,6 8,20 293 85 14,96 2,5
3 12,0 433 88 31,8 13,44 424 88 32,91 3,5
4 16,7 951 120 22,0 17,70 945 120 22,99 4,5
5 6,7 181 40 13,4 7,30 192 36 13,90 3,8
6 8,3 193 33 9,7 9,46 196 32 10,28 6
7 4,2 391 31 26,9 4,2 391 29 28,54 6,1
8 9,0 168 42 4,4 9,09 176 39 4,52 2,9
9 5,8 101 15 18,6 6,61 108 15 19,34 4
10 5,5 137 27 28,1 6,21 133 27 29,22 4
11 5,9 133 67 45,6 6,67 145 67 47,46 4,1
12 7,0 164 56 7,4 7,28 165 56 7,81 5,6
13 4,3 253 110 44,3 4,60 266 110 46,95 6
14 3,9 138 160 22,2 4,25 147 170 23,53 6
15 5,6 185 54 14,4 5,76 179 53 15,39 6,9
16 2,2 71 44 4,5 2,12 78 32 4,81 7,1
17 4,7 172 39 16,9 5,02 153 39 18,02 6,6
18 5,2 116 98 16,0 5,61 116 98 17,22 7,7
19 1,7 41 95 2,1 1,85 46 95 2,20 5
20 2,4 92 84 9,9 2,4 96 85 10,43 5,4
21 2,8 82 78 9,0 2,8 88 87 9,45 5
22 3,1 53 90 3,3 3,16 57 90 3,49 5,9
23 3,1 64 95 4,0 3,56 64 95 4,36 9
24 3,3 94 100 5,2 3,53 102 107 5,61 7,9
25 4,0 49 64 2,8 4,24 51 64 3,01 7,8
26 1,7 57 70 3,0 1,76 52 70 3,24 8
27 1,0 30 49 1,5 1,08 36 49 1,59 6,4
28 1,2 61 22 2,7 1,29 68 22 2,78 3
29 0,9 27 12 1,4 0,88 28 13 1,48 6
30 1,3 84 35 3,2 1,33 97 23 3,34 4,5
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
12
31 1,8 37 22 1,7 2,01 37 32 1,79 5,4
32 0,2 8 70 0,4 0,22 9 70 0,43 7,7
33 0,3 14 36 0,4 0,34 16 36 0,43 7,6
34 0,6 16 35 0,7 0,6 18 20 0,71 2,1
35 0,6 21 57 0,9 0,64 20 60 0,94 4,6
36 1,2 41 19 0,9 1,28 42 18 0,94 5
37 1,6 74 83 2,5 1,74 86 83 2,63 5,3
38 0,7 19 56 2,0 0,77 31 52 2,10 5,4
ƒл€ проверки значимости уравнени€ регрессии используем гипотезу »-_ - регрессионна€ модель (21) значима. –асчетное значение критери€ с
v1 = 2 и у2 = 45 степен€ми свободы Fpac4(2; 45) = 21,653.  ритическое
значение, при уровне значимости а =0,05 равно .р(2;45)= 3,21. ѕо-
скольку 21 >3,21 то гипотеза Ќ1 о значимости уравнени€ принимаетс€ на уровне значимости а = 0,05.
ƒл€ проверки статистической значимости коэффициентов уравнени€ используем гипотезы Ќ2Ћ - коэффициенты о, значимы /=1,2,3. ѕримен€€
формулу (14), получим Sai = 0,02, Sa^ = 0,08, йа=0,06, откуда
= :33:.. = 1:Ќ:.. = 11 3- “абличные значени€ t-критери€ с

степен€ми свободы равно 2,01. ѕоскольку расчетные значени€
больше критических, то коэффициенты а≥г≥ = 1,2,3 значимы на уровне
= 3 3' :.
¬ычислим доверительные интервалы дл€ указанных коэффициентов, воспользовавшись соответствующими формулами. »з таблицы [5] кван-
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
13
тиль распределени€ —тьюдента 0 975(45) = 2, тогда соответствующие до-
верительные интервалы будут равны:
0,09+ 2 - 0,02 = 0,09 + 0,04;
—оставим коррел€ционную матрицу между факторами K и L:
( 1 0,644 0,32:
≥ = |^0,644 1 0,75:
“.к. все коэффициенты парной коррел€ции между признакам меньше 0,8, можно считать, что эффект мультиколлинеарности между признаками отсутствует.
ѕоследним пунктом проверки статистического качества модели €вл€етс€ выполнение предпосылок ћЌ . — этой целью проверим гипотезу Ќ-/. все сериальные коррел€ции равны нулю. —татистика ƒарбина-”отсона,
вычисленна€ по формуле (16), равна ^=1,816, что больше табличного значени€ d2 = 1,63, следовательно, гипотеза я3 принимаетс€ на уровне зна-
чимости а = 0,(
–ассмотрим гипотезу я4: остатки е, распределены по нормальному
закону. ѕостроим график остатков (рисунок 1). »з графика видно, что остатки группируютс€ вдоль некоторой (нормальной) пр€мой. ќтсюда следует, что они распределены по нормальному закону. —ледовательно, гипотеза я4 принимаетс€.
“аким образом, можно считать, что предположени€ регрессионного анализа выполн€етс€. –аспределение остатков на рисунке 1 (случайное, без
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
14
каких-либо закономерностей) показывает, что регрессионна€ модель адекватна результатам наблюдений и может быть использована дл€ прогноза.
јналогичным образом строитс€ нелинейна€ модель (22) и провер€етс€ ее адекватность, значимость и состо€тельность. —оответствующее уравнение имеет вид
Q = 1,058  0,28 L0,4 - ћ0,32. (22)
Ќа основе полученных функций (22) легко построить модели планировани€ де€тельности организаций розничной торговли.
Ќами были указаны параметры, вход€щие в модель:
w1 =0,2 ,w2 = 0,006, w3 =0,016 ограничени€ (18) имеют вид:
0 <   <
0 < L <
<
<
“огда математические модели
планировани€ ќќќ Ђ–усьї, построенные на основе линейной производственной функции и функции  обба-ƒугласа имеют соответственно вид:
Normal Probability Plot of Residuals
-1,4 -1,2 -1,0 -0,8 -0,6 -0,4 -0,2 0,0 0,2
√рафик остатков
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
15
от
–исунок 1 - √рафик остатков отклонений теоретических значений Q значений, полученных на основе линейной модели (2)
1) Ћинейна€ модель:
ѕ≥ ( , 1,ћ) = а09  + 1,2051 + ±279ћ- 1,034- (Q,006ff + Q,2L + 0,01630 -
√√ (23)
(24)
ќ <   < 120, 0 <L< 24/120 <ћ< 160;
2) —тепенна€ модель:
г:+_:/ =:;ег+::] г: (25)
: ≥= л ≥= ::: : и и 2^ (26)
— помощью ѕѕѕ Excel 2010 были найдены решени€ [ с ,1?,ћ∞) со
ответствующих моделей. ¬ обоих случа€х указанные вектора одинаковы
(совпадают): L∞ = 24 (человек),  с = 120 (млн. руб.), ћ∞ = 140. ѕри этом
соответствующие прогнозируемые значени€ ежемес€чной прибыли составили:
ѕ ≤.тах ѕ 1 ≥
(млн. руб.)
ѕ2,max ѕ;
20,24) = 42,29 (млн. руб.)
ƒоверительные интервалы дл€ прогнозируемых значений
ѕ≥,
...... ......,с доверительной веро€тностью 0,95 имеют соответственно
вид: 40,61 ±1,36; 42,29 ±1,21. Ёкономический эффект от применени€
разработанной методики стратегического планировани€ в организаци€х розничной торговли составил от 2 до 9% (рисунок 2).
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
16
–исунок 2 - √рафик изменени€ прибыли в организаци€х розничной торговли  раснодарского кра€
“аким образом, планирование де€тельности в торговых организаци€х приобретает новые функции, позвол€ющие не только обеспечивать процесс обеспечени€ конкурентоспособности торговой организации, но и способствовать рациональному использованию ресурсов, оптимальному распределению доходов. јвторами произведена оценка эффективности внедрени€ системы стратегического планировани€, позвол€юща€ наилучшим образом прогнозировать виды, объемы, сроки и другие показатели продажи товаров, которые при рациональном использовании имеющихс€ ресурсов могут принести организации наибольший доход.
Ѕиблиографический список:
1. јлексеева, ћ.Ќ. ѕланирование де€тельности фирмы / ћ.Ќ. јлексеева //. -ћ.: ‘инансы и статистика, 1997. - 248 с.
2. ¬ачугов, ƒ.ƒ. —тратеги€ планировани€. ќсновы менеджмента и рынка /ƒ.ƒ. ¬ачугов, ¬.‘. ¬еснин// —оциально-политический журнал. - 1993. - є8.
3. √айдук, ¬.». —трахование как метод нейтрализации рисков в јѕ  / ј.». “рубилин, ¬.». √айдук, —.ј.  алитко // “руды  убанского государственного аграрного университета. - 2012. - є1(34). - —. 7-10.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
17
4.  руглов, ¬.¬.  онкуренци€: ”чеб. пособие. /¬.¬.  руглов //ћ.: “  ¬елби, Ђѕроспект", 2004. - 80 с.
5. ћатематическое моделирование. ѕроцессы в сложных экономических и экологических системах / ѕод ред. ј. ј. —амарского. - ћ.: Ќаука, 1986. - 296 с.
6. ѕопов, Ќ.√. ћатематические методы в планировании отраслей и предпри€тий / Ќ.√. ѕопов//. - ћ.: Ёкономика, 1981. - 278 с.
7. ѕредпринимательство: учебник дл€ вузов / ѕод ред. ¬.я √орфинкел€, ¬. ј. Ўвандара. - ћ.: ёЌ»“», 2008. - 475 с.
8. “акахо Ё.≈. ћатематическое моделирование производственной
де€тельности субъектов малого предпринимательства /».¬. јриничев, Ё.≈. “акахо//. - раснодар:  уб√ј”, 2012. - 122 с.
9. “акахо Ё.≈. —овершенствование стратегического планировани€ в торговорозничных предпри€ти€х /¬.». √айдук, Ё.≈. “акахо // ѕолитематический сетевой электронный научный журнал  убанского государственного аграрного университета. -2014. - є3(97). - —. 12-30.
10. ‘инансова€ математика: математическое моделирование финансовых операций: ”чеб пособие / ѕод ред. ¬.ј. ѕоловникова и ј.Ќ. ѕилипенко. - ћ.: ¬узовский учебник, 2004. - 246 с.
11. ‘оррестер, ƒж. ќсновы кибернетики предпри€ти€ / ƒж. ‘оррестер//. - ћ.: ѕрогресс, 1981. - 234 с.
12. Ўухов, Ќ.—. ћатематическа€ экономика в –оссии: 1865-1995 / Ќ.—. Ўухов, ћ.ѕ. ‘рейдлин//. - ћ., 1996. - 442 с.
13. Ёддоус, ћ. ћетоды прин€ти€ решений / ћ. Ёддоус, –. —тенфилд//. - ћ.: ЂёЌ»“»ї, 1997. - 484 с.
References
1. Alekseeva, M.N. Planirovanie dejatel'nosti firmy / M.N. Alekseeva //. - M.: Finansy i statistika, 1997. - 248 s.
2. Vachugov, D.D. Strategija planirovanija. Osnovy menedzhmenta i rynka /D.D. Vachugov, V.F. Vesnin// Social'no-politicheskij zhurnal. - 1993. - є8.
3. Gajduk, V.I. Strahovanie kak metod nejtralizacii riskov v APK / A.I. Trubilin, V.I. Gajduk, S.A. Kalitko // Trudy Kubanskogo gosudarstvennogo agrarnogo universiteta. - 2012.
- є1(34). - S. 7-10.
4. Kruglov, V.V. Konkurencija: Ucheb. posobie. /V.V. Kruglov //M.: TK Velbi,
ЂProspekt", 2004. - 80 s.
5. Matematicheskoe modelirovanie. Processy v slozhnyh jekonomicheskih i jekologicheskih sistemah / Pod red. A.A. Samarskogo. - M.: Nauka, 1986. - 296 s.
6. Popov, N.G. Matematicheskie metody v planirovanii otraslej i predprijatij / N.G. Popov//. - M.: Jekonomika, 1981. - 278 s.
7. Predprinimatel'stvo: uchebnik dlja vuzov / Pod red. V.Ja Gorfinkelja, V.A. Shvandara.
- M.: JuNITI, 2008. - 475 s.
8. Takaho Je.E. Matematicheskoe modelirovanie proizvodstvennoj dejatel'nosti
sub#ektov malogo predprinimatel'stva /I.V. Arinichev, Je.E. Takaho//. - Krasnodar: KubGAU, 2012. - 122 s.
9. Takaho Je.E. Sovershenstvovanie strategicheskogo planirovanija v torgovo-
roznichnyh predprijatijah /V.I. Gajduk, Je.E. Takaho // Politematicheskij setevoj jelektronnyj nauchnyj zhurnal Kubanskogo gosudarstvennogo agrarnogo universiteta. - 2014. - є3(97). -
S. 12-30.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf
Ќаучный журнал  уб√ј”, є99(05), 2014 года
18
10. Finansovaja matematika: matematicheskoe modelirovanie finansovyh operacij: Ucheb posobie / Pod red. V.A. Polovnikova i A.N. Pilipenko. - M.: Vuzovskij uchebnik, 2004. - 246 s.
11. Forrester, Dzh. Osnovy kibernetiki predprijatija / Dzh. Forrester//. - M.: Progress, 1981. - 234 s.
12. Shuhov, N.S. Matematicheskaja jekonomika v Rossii: 1865-1995 / N.S. Shuhov, M.P. Frejdlin//. - M., 1996. - 442 s.
13. Jeddous, M. Metody prinjatija reshenij / M. Jeddous, R. Stenfild//. - M.: ЂJuNITIї, 1997. - 484 s.
http://ej.kubagro.ru/2014/05/pdf/63.pdf

пїњ