В.Л. Сібрук МОДЕЛЮВАННЯ ВИТРАТ АВІАКОМПАНІЙ
Проведено моделювання загальних витрат авіакомпаній в залежності від витрат на персонал та поточних витрат.
Проведено моделирование общих расходов авиакомпаний в зависимости от расходов на персонал и текущих расходов.
The design of general charges of airlines is made depending on charges on a personnel and current outlays.
Постановка проблеми. Моделювання загальних витрат авіакомпаній в залежності від витрат на персонал та поточних витрат дозволяє з відповідною достовірністю прогнозування витрат на наступні періоди.
Аналіз останніх досліджень і публікацій. В роботі проаналізовано матеріали LCIP 2007 - 2011 щодо фінансових результатів користувачів повітряного простору за останні роки.
Невирішена раніше частина загальної проблеми. Моделювання надасть можливість авіакомпаніям більш точно прогнозувати вплив окремих факторів на загальні витрати.
Мета статті. Метою статті є моделювання загальних витрат авіакомпаній від витрат на персонал та поточних витрат для подальшого прогнозування.
Викладення основного матеріалу. Джерелом вихідних даних для моделювання є статистична інформація про витрати користувачів повітряного простору за 2001 - 2006 роки [1]. Вихідні дані представлені в таблиці 1. Для проведення розрахунків і побудови графіків скористаємося електронними таблицями MS Excel та програмою STATISTICA 7.
Таблиця 1. Інформація про витрати користувачів повітряного простору
| Роки, і | Загальні витрати авіакомпаній млн.грн на рік Y | Витрати на персонал млн.грн на рік X2 | Поточні витрати млн. грн. X3 |
| 2001 | 253,7 | 99 | 89,1 |
| 2002 | 252,4 | 120,7 | 74,5 |
| 2003 | 315,2 | 159,6 | 104,4 |
| 2004 | 339,9 | 186,4 | 104,2 |
| 2005 | 402,4 | 249,1 | 109 |
| 2006 | 545,2 | 304,5 | 177,8 |
Припускається, що між показником загальні витрати і факторами: витрати на персонал та поточні витрати існує залежність. Кореляційні поля між показником і факторами представлені на рисунку 1(а, б).
З рисунку 1 можна побачити, що між показником і факторами існує достатньо сильний зв’язок, який має прямий характер. Сформуємо кореляційну матрицю:
Y = 45,234 + 0,815 ∙ X1 + 1,405 ∙ X 2.
За результатами розрахунків побудуємо поверхню, яка характеризує регресію у тривимірному просторі, що представлена на рисунку 2.
Коефіцієнт множинної кореляції R =0,999. Коефіцієнт множинної детермінації R2 =0,998 свідчить про високий рівень апроксимації до фактичних значень. Сума квадратів відхилень розрахованих значень показника від фактичних U2 = 88,037.
За результатами розрахунків побудуємо поверхню, яка характеризує регресію у тривимірному просторі, що представлена на рисунку 3.
Коефіцієнт множинної кореляції R =0,9998. Коефіцієнт множинної детермінації R[1] [2] [3] =0,9996 теж свідчить про високий рівень апроксимації до фактичних значень. Сума квадратів відхилень розрахованих значень показника від фактичних U2= 19,347.
ЛІТЕРАТУРА
УДК 656.7012.34.008.8(045.3)