Luận văn phân tích mối quan hệ giữa lợi nhuận với chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo và chi phí quản lý doanh nghiệp tại chi nhánh mobifone trà vin

MỞ ĐẦU XÁC ĐỊNH VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Ý nghĩa đề tài Trong trình hội nhập phát triển kinh tế đất nước, Việt Nam ngày khẳng định vị trường quốc tế Qua năm gia nhập WTO trở thành thành viên thức tổ chức thương mại giới mang lại nhiều triển vọng thách thức cho Việt Nam Đối với doanh nghiệp Việt Nam, trước biến động kinh tế toàn cầu cạnh tranh gay gắt đặt vấn đề làm để doanh nghiệp tồn phát triển, nâng cao vị thương trường Để thực điều doanh nghiệp phải không ngừng đổi vận động Kết ghi nhận lợi nhuận đích thực doanh nghiệp tạo để tiếp tục trì hoạt động sản xuất, kinh doanh Đây mục tiêu doanh nghiệp mục đích then chốt để doanh nghiệp ngày phát triển Một doanh nghiệp tạo lợi nhuận bị phá sản doanh nghiệp tiền mặt để toán khoản nợ đến hạn phải trả, nhà cho vay đệ trình lên tòa án doanh nghiệp buộc phải phá sản Doanh nghiệp tạo lợi nhuận dễ dàng làm lòng cổ đông phần lợi tức họ đạt với họ kỳ vọng Tối đa hóa lợi nhuận cân mục tiêu khác doanh nghiệp dễ dàng đạt đươc Như thường xuyên phân tích hiệu hoạt động kinh doanh, phân tích doanh thu, lợi nhuận, cân đối nguồn tài nhu cầu thiếu doanh nghiệp Trong xu hướng phát triển kinh tế chung nước nói lên mô hình doanh nghiệp không phát triển mạnh mẽ loại hình doanh nghiệp tư nhân Những năm gần kinh tế tư nhân Nhà nước trọng phát triển có nhiều tập đoàn kinh tế tư nhân đời khẳng định thương hiệu vị lòng người tiêu dùng nước giới Lợi nhuận Tập đoàn tạo lớn năm Việc hình thành nên mô hình công ty mẹ công ty để tối đa hóa lợi nhuận, nâng cao hiệu hoạt động sản xuất kinh doanh, tạo dựng uy tín, thương hiệu nước điều mà Tập đoàn kinh tế lớn muốn hướng tới Vì xét cho tạo lợi nhuận quan trọng cả, có lợi nhuận cao ban lãnh đạo, quản trị công ty lập kế hoạch chi tiêu, đầu tư cho doanh nghiệp mình, người lao động có lương thưởng tháng, quý…vậy làm để tạo lợi nhuận làm để tối đa hóa lợi nhuận vấn đề đặt cho giám đốc điều hành giám đốc tài Xuất phát từ vấn đề nên nhóm chọn đề tài “ Phân tích i chi phí ản lý doanh nghi p chi nhánh Mobifone Trà ảng cáo chi phí an h gi a Lợi nh ận với chi phí bán hàng, Vinh” 1.2 Mục đích đề tài Nhằm đánh giá tình hình kinh doanh chi nhánh Mobi one Trà Vinh đưa dự báo tình hình kinh doanh chi nhánh năm 1.3 Mục tiê đề tài Tìm hiểu Lợi nhuận ảnh hưởng chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo, chi phí quản lý doanh nghiệp đến Lợi nhuận mối quan hệ chúng ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU Đối tượng: Lợi nhuận mối quan hệ chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo, chi phí quản lý doanh nghiệp Lợi nhuận Phạm vi nghiên cứu: chi nhánh Mobi one Trà Vinh NỘI DUNG NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN ĐỀ TÀI Nội dung nghiên cứu: - Thu thập thông tin về: + Y: (GDP): Tổng Lợi nhuận + X1:Tổng chi phí bán hàng + X2: Tổng chi phí quảng cáo + X3: Tổng chi phí quản lý doanh nghiệp - Tổng hợp, phân tích xử lý số liệu thu thập - Dự báo số X1, X2, X3 Lợi nhuận tương lai Phương pháp nghiên cứu: - Thu thập xử lý liệu excel, phần mềm SPSS - Xây dựng mô hình hồi quy tương quan để xem xét mối quan hệ biến (các yếu tố ảnh hưởng) X1, X2, X3 Lợi nhuận - Vận dụng dãy số thời gian để dự đoán trị giá chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo, chi phí quảng lý doanh nghiệp nhờ vào ta dự đoán Lợi nhuận năm CÁC YẾU TỐ LIÊN QUAN Lợi nhuận tăng hay giảm chi phối nhiều yếu tố như: tiêu dùng; tích lũy; chi phí như: chi phí bán hàng, quảng cáo, quản lý doanh nghiệp,… Nhưng tổng chi phí bán hàng, quảng cáo, quản lý doanh nghiệp yếu tố quan trọng đóng góp vào tốc độ tăng giảm Lợi nhuận CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ LUẬN 1.1 CÁC KHÁI NIỆM 1.1.1 Tổng thể th ng kê Tổng thể thống kê tập hợp thông tin người, vật, việc riêng biệt kết hợp với sở đặc điểm chung mà người nghiên cứu quan tâm Nói cách khác, tổng thể thống kê tổng thể tập hợp tất quan sát hay nhiều biến ( hay nhiều tiêu ) 1.1.2 Mẫ Mẫu phận tổng thể nghiên cứu chọn cách ngẫu nhiên để quan sát suy rộng cho tổng thể 1.1.3 Bảng th ng kê Bảng thống kê hình thức trình bày số liệu thống kê thông tin thu thập làm sở phân tích kết luận Bảng thống kê bảng để trình bày kết phân tích, nhờ nhà quản trị nhận xét tổng quan vấn đề nghiên cứu 1.2 PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY VÀ TƯƠNG QUAN Mục đích phương pháp hồi quy tương quan ước lượng mức độ liên hệ (tương quan) biến độc lập (các biến giải thích) đến biến phụ thuộc (biến giải thích), ảnh hưởng biến độc lập với (các yếu tố nguyên nhân) Phương pháp ứng dụng kinh doanh kinh tế để phân tích mối liên hệ hai hay nhiều biến ngẫu nhiên 1.2.1 H s tương an Hệ số tương quan đo lường mức độ quan hệ tuyến tính hai biến; xác quan hệ tuyến tính hai biến, không phân biệt biến phụ thuộc vào biến Hệ số tương quan mẫu (r): n (x S r  XY  S X SY i i 1 n n i 1 i 1  ( xi  x)  ( yi  y) n r   x)( yi  y ) x y i 1 i n i  n x y n ( x  n x )( yi2  n y ) i 1 2 i i 1 Hệ số tương quan (r) luôn biến động khoảng  (-1 ≤ r ≤ 1), hệ số tương quan (r) dương cho biết X Y biến động chiều âm ngược lại Để biểu mức độ chặt chẽ mối liên hệ biến ta có nhận xét sau: r =  1: Mối liên hệ biến hoàn toàn chặt chẽ r = : Giữa biến mối liên hệ 1.2.2 Mô hình hồi y t yến tính Mục tiêu phân tích mô hình xét mối liên hệ tuyến tính hay nhiều biến độc lập Xi (Xi: gọi biến giải thích) đến biến phụ thuộc Yi(Y: biến giải thích) 1.2.2.1 Hồi y t yến tính ột chiề Phương trình hồi quy tuyến tính chiều: yi=α +βxi+εi Theo phương pháp bình phương bé ước lượng hệ số α β giá trị a b cho tổng bình phương sai số phương trình sau bé nhất: n n SS   e    yi  a  bxi  i 1 i i 1 Các hệ số a b tính sau: n b x y i 1 n i x i 1 i i  n x y   nx  x n i 1 i   x yi  y  x n i 1 i x   Suy ra: a = y  bx Và đường hồi quy tuyến tính mẫu y x là: y = a + bx 1.2.2.2 Hồi y nhiề chiề (hồi y t yến tính bội) Phương trình hồi quy nhiều chiều: y = a + b1x1 + b2x2 +….+ bkxk Phương trình suy rộng cho tổng thể có biến phụ thuộc Y biến độc lập X1, X2,…Xk Hệ số xác định R2: R2 tỷ lệ (hay phần trăm) biến động biến phụ thuộc (y) giải thích biến độc lập xi Hệ số xác định tính sau: R2  SSR SSE 1 SST SST ≤ R2 ≤ n SSE   ei2 : Error Sum of Squares i 1  n SSR   ~ yi  y  i 1 n  : Regression sum of Squares  SST   yi  y : Total sum of Squares i 1 Hệ số tương quan bội R: R nói lên tính chặt chẽ mối liên hệ biến phụ thuộc (y) biến độc lập (x1): R R2 (-1 ≤ R ≤ 1) Tỷ số F = MSR/MSE bảng kết quả: Dùng để so sánh với F bảng phân phối F mức ý nghĩa α Tuy nhiên, bảng kết ta có giá trị Signi icane F, giá trị cho ta kết luận mô hình hồi qui có ý nghĩa nhỏ mức ý nghĩa α (thay phải tra bảng phân phối F, giá trị Sig) F sở để định bác bỏ hay chấp nhận giả thuyết H0 kiểm định bao quát tham số mô hình hồi qui Nói chung F lớn, khả bác bỏ giả thuyết H0 cao – giả thuyết Ho cho tất tham số hồi qui 0, nghĩa biến độc lập (xi) không liên quan tuyến tính tới biến phụ thuộc y Ý nghĩa hệ số hồi quy mô hình: Các hệ số hồi quy biến độc lập đo lường thay đổi giá trị trung bình Y Xk thay đổi đơn vị, biến độc lập lại không đổi Nói cách khác, cho biết ảnh hưởng thay đổi đơn vị Xk giá trị trung bình biến phụ thuộc Y loại trừ ảnh hưởng biến độc lập khác Trong hồi quy tuyến tính bội, để đánh giá đóng góp thật biến thay đổi Y cách ta phải kiểm soát ảnh hưởng biến khác Hệ số beta: Vì độ lớn hệ số phụ thuộc vào đơn vị đo lường biến nên tất biến độc lập có đơn vị đo lường hệ số chúng so sánh trực tiếp với Một cách để làm cho hệ số hồi quy so sánh với tính trọng số beta, hệ số biến độc lập tất liệu biến biểu diễn đơn vị đo lường độ lệch chuẩn Hệ số beta tính trực tiếp từ hệ số hồi quy sau: S betak  Bk  k  SY    Trong Sk độ lệch chuẩn biến độc lập thứ k 1.2.2.3 Kiể định trênh tất tha s ột ô hình hồi y Xét mô hình nhiều chiều sau: y=α + β1x1 + β2x2 + β3x3 + ε Giả thuyết: H0: β1 = β2 = βk = (các xi không ảnh hưởng đến y) H1: Có tham số β1 ≠ Giả thuyết H0 kiểm định dựa số thống kê: F SSR / k SSE /( n  k  1) Bác bỏ giả thuyết H0 khi: F >Fk,n-k,α Phần kiểm định ta tính trực tiếp dựa vào hệ số xác định R2 vì: F SSR / k n  k 1 R2   SSE /( n  k  1) k  R2 1.3 DÃY SỐ THỜI GIAN 1.3.1 Khái ni Các tượng kinh tế - xã hội luôn biến động qua thời gian Để nghiên cứu biến động người ta dung phương pháp dãy số thời gian Dãy số thời gian dãy trị số tiêu xếp theo thứ tự thời gian 1.3.2 Phân loại Căn vào đặc điểm mặt thời gian, người ta thường chia dãy số thời gian thành loại: Dãy số thời kỳ: dãy số biểu thay đổi tượng qua thời kỳ định Dãy số thời điểm: dãy số biểu mặt lượng tượng vào thời điểm định Một cách chi tiết hơn, dãy số thời điểm chia thành dãy số thời điểm có khoảng cách thời gian dãy số thời điểm có khoảng cách thời gian không 1.3.3 Ý nghĩa vi c nghiên dãy s thời gian Phương pháp phân tích dãy số thời gian dựa giả định là: biến động tương lai tượng nói chung giống với biến động tượng khứ tại, xét mặt đặc điểm cường độ biến động Nói cách khác, yếu tố ảnh hưởng đến biến động tượng khứ giả định tương lai tiếp tục tác động đến tượng theo xu hướng cường độ giống gần giống trước Do vậy, mục tiêu việc phân tích dãy số thời gian tách biệt yếu tố ảnh hưởng đến dãy số Điều có ý nghĩa việc dự đoán nghiên cứu quy luật biến động tượng Tất nhiên, giả định nói có nhược điểm, thường bị phê bình ngây thơ máy móc không xem xét đến thay đổi kỹ thuật, thói quen, nhu cầu tích lũy kinh nghiệm kinh doanh… Phương pháp phân tích dãy số thời gian cung cấp thông tin hữu ích cho nhà kinh doanh việc dự đoán xem xét chu kỳ biến động tượng Nếu biết kết hợp phương pháp phân tích thống kê khác cộng với lĩnh, kinh nghiệm nhạy bén kinh doanh, phương pháp dãy số thời gian công cụ đắc lực cho nhà quản lý việc định 1.3.4 Các yế t ảnh hưởng đến biến động dãy s thời gian Biến động dãy số thời gian: x1, x2,…, xn thường xem kết hợp thành yếu tố sau đây: a Tính xu hướng Quan sát số liệu thực tế tượng thời gian dài, ta thấy biến động tượng theo chiều hướng rõ rệt Nguyên nhân loại biến động thay đổi công nghệ sản xuất, gia tăng dân số,biến động tài sản,… b Tính ch kỳ Biến động tượng lặp lại với chu kỳ định, thường kéo dày từ – 10 năm, trải qua giai đoạn: phục hồi phát triển, thịnh vượng, suy thoái đình truệ Biến động chu kỳ tác động tổng hợp nhiều yếu tố khác c Tính thời vụ Biến động số tượng kinh tế - xã hội mang tính thời vụ, nghĩa hàng năm, vào thời điểm định, biến động tượng lặp di lặp lại d Tính ngẫ nhiên hay bất thường (Irreg lar co ponent) Biến động quy luật dự đoán Loại biến động thường xảy thời gian ngắn không lặp lại, ảnh hưởng biến cố trị, thiên tai, chiến tranh… Một cách tổng quát, giá trị xi dãy số thời gian x1, x2,…,xn diễn tả công thức sau: Xi = Ti Ci Si Ii Xi : giá trị thứ i dãy số thời gian Ti : giá trị yếu tố xu hướng Ci : giá trị yếu tố chu kỳ Si : giá trị yếu tố thời vụ Ii : giá trị yếu tố ngẫu nhiên (bất thường) 1.3.5 Các tiê dùng để phân tích dãy s thời gian a Mức độ tr ng bình theo thời gian Là số trung bình mức độ dãy số Chỉ tiêu biểu mức độ chung tượng thời kỳ nghiên cứu Ký hiệu : x1, x2,…,xn : Dãy số thời gian x : Mức độ trung bình Mức độ trung bình dãy số thời kỳ n x  x   x n x  n 10 x i 1 n 2.3 SỰ TƯƠNG QUAN TUYẾN TÍNH 2.3.1 Biể đồ thể hi n tương an gi a biến * Biểu đồ thể tương quan Y X1: Y 3000.00 Observed Exponential 2700.00 2400.00 2100.00 1800.00 1500.00 120.00 140.00 160.00 180.00 200.00 220.00 240.00 260.00 X1 => Biểu đồ thể mối liên hệ thuận chiều Y X1, nghĩa X1 tăng Y tăng *Biểu đồ thể mối liên hệ Y X2: 18 Y 3000.00 Observed 2700.00 Exponential 2400.00 2100.00 1800.00 1500.00 240.00 270.00 300.00 330.00 360.00 390.00 X2 => Biểu đồ thể mối liên hệ tuyến tính thuận chiều biến Y X2 Nghĩa là, X2 tăng Y tăng *Biểu đồ thể mối liên hệ Y X3: Y 3000.00 Observed 2700.00 Exponential 2400.00 2100.00 1800.00 1500.00 110.00 120.00 130.00 140.00 150.00 160.00 170.00 180.00 X3 => Biểu đồ thể mối liên hệ tuyến tính nghịch chiều biến Y X3 Nghĩa là, X3 tăng Y giảm 19 2.3.2 H s tương an (r): Correlations Y X1 X2 X3 972 929 892 000 001 003 7 7 Pearson 972 923 -.917 Correlation 000 002 002 Pearson Y Correlation Sig (2-tailed) N X1 Sig (2-tailed) 7 7 Pearson 929 923 -.987 Correlation 001 002 7 7 Pearson -.892 -.917 -.987 Correlation 003 002 000 7 N X2 Sig (2-tailed) 000 N X3 Sig (2-tailed) N Qua phân tích ta thấy rằng: Hệ số tương quan Y Như Lợi nhuận với có mối quan hệ chặt chẽ Hệ số tương quan X1 Y 72 Giá trị cho thấy Lợi nhuận tổng chi phí bán hàng có mối liên hệ thuận chặt chẽ Hệ số tương quan X2 Y Có nghĩa Lợi nhuận tổng chi phí quảng cáo có mối liên hệ thuận chặt chẽ 20 Hệ số tương quan X3 Y 0.8 Giá trị cho thấy Lợi nhuận tổng chi phí quản lý doanh nghiệp có mối liên hệ thuận chặt chẽ Tuy nhiên không chặt chẽ mối quan hệ X1 , X2 Y Hệ số tương quan tính từ mẫu 72 , -0.892 thực tế mối liên hệ tuyến tính tổng thể chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo, chi phí quản lý doanh nghiệp lợi nhuận, giá trị chi phí quảng cáo lợi nhuận 0.003 nhỏ 0.01 Như ta sử dụng mức ý nghĩa 1% (tức xác suất chấp nhận giả thuyết sai 1%) giả thuyết hệ số tương quan tổng thể bị bác bỏ Tức Y có liên quan với X1 X2 2.4 M H NH HỒI QUY BỘI TUYẾN TÍNH Variables Entered/Removed(b) Model Variables Variables Entered Removed X3 , X1 , Method Enter X2(a) a All requested variables entered b Dependent Variable: Y Model Summary Model R 0.992(a) R Adjusted R Std Error of Square Square the Estimate 0.984 0.968 a Predictors: (Constant), X3, X1, X2 R2  SSR SSE 1 SST SST = 0.992 => R  R = 0.984 21 87.678 Từ bảng Model Summary ta thấy: - Hệ số tương quan bội R = 84 cho thấy liên kết Lợi nhuận với chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo chi phí quảng lý doanh nghiệp chặt chẽ - Hệ số xác định R2 = có nghĩa 2% thay đổi lợi nhuận ảnh hưởng chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo chi phí quảng lý doanh nghiệp - So sánh giá trị R Square Adjusted R Square bảng ta thấy Adjusted R Square = 68 nhỏ hơn, dùng đánh giá độ phù hợp mô hình an toàn không thổi phồng mức độ phù hợp mô hình ANOVA(b) Model Sum of Squares Regression Residual Total Df Mean Square 1406292 468764.150 23062.408 7687.469 1429355 F 60.978 Sig .003(a) a Predictors: (Constant), X3 , X1, X2 b Dependent Variable: Y Đặt giả thuyết H0 β1 = β2 = (các X1 , X2 , X3 không ảnh hưởng đến Y) Từ bảng ANOVA ta thấy giá trị Sig nhỏ cho thấy an toàn bác bỏ giả thuyết H0 cho tất hệ số hồi quy (ngoại trừ số), mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập liệu sử dụng Nghĩa là, nói chung biến độc lập có ảnh hưởng tới thay đổi biến phụ thuộc 22 Coefficients(a) Unstandardized Coefficients Std B Error Model Standardiz ed Coefficients t Sig 2.489 089 -15321.905 1871.896 Beta -6725.005 2701.350 (Constant ) 95% Confidence Interval for B Lower Upper Bound Bound 8.859 2.074 818 4.272 024 2.260 15.458 X2 12.634 4.659 1.303 2.712 073 -2.194 27.463 X3 22.307 9.027 1.144 2.471 090 -6.427 51.036 X1 a Dependent Variable: Y a Dependent Variable: Y Từ bảng ta có phương trình hồi quy tuyến tính sau: Y = 8.859X1 + 12.634X2 + 22.307X3 - 6725.005 Dấu hàm hồi quy cho thấy: Kết hồi quy phù hợp với lý thuyết kinh tế Tổng chi phí bán hàng chi phí quảng cáo tăng làm cho lợi nhuận tăng Tổng chi phí quản lý doanh nghiệp tăng làm cho lợi nhuận tăng Giải thích phương trình: - Khi cố định giá (X1), giá trị chi phí bán hàng tăng tỷ đồng dẫn đến lợi nhuận tăng 8.85 tỷ đồng/năm - Khi cố định thu nhập (X2), giá trị chi phí quảng cáo tăng tỷ đồng dẫn đến GDP tăng 12.634 tỷ đồng/năm - Khi cố định thu nhập (X3), giá trị chi phí quản lý doanh nghiệp tăng tỷ đồng dẫn đến GDP tăng 22.307 tỷ đồng/năm - Ngoài hai ba tố trên, nhân tố khác làm giảm lợi nhuận -6725.005 tỷ đồng/năm 23 Giá trị Sig biến X1 nhỏ cho thấy có ý nghĩa mô hình, giá trị Sig biến X2 nhỏ nhỏ X3 cho thấy có ý nghĩa mô hình Nghĩa X2 ảnh hưởng đến Y nhiều X3 ảnh hưởng đến Y nhiều X1 Khoảng tin cậy 5% cho tỷ lệ tổng thể lợi nhuận nói chung việc kinh doanh Mobi one bị ảnh hưởng chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo chi phí quản lý doanh nghiệp nằm khoảng từ 22,6% 2.5 PH N TÍCH DÃY SỐ THỜI GIAN VÀ DỰ BÁO 2.5.1 Phân tích dãy s thời gian dự báo giá trị chi phí bán hàng VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả cách gần biến động tượng thể đồ thị hàm số xu hướng Quan sát đồ thị hàm xu hướng bậc ta thấy có tượng tăng dần giá trị chi phí bán hàng Hàm xu hướng bậc có dạng: Yt= b3t3 + b2t2 + b1t + b0 Trong đó: Yt: giá trị dự đoán chi phí bán hàng VMS Trà Vinh b0, b1, b2, b3 : tham số t: thời gian Bảng số liệu giá trị chi phí bán hàng VMS Trà Vinh 2003-2009 sau: Năm 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Tongcong y1 135 155 190 140 210 220 255 1305 ti -3 -2 -1 ti 1 28 ti -27 -8 -1 27 24 y1ti -405 -310 -190 210 440 765 510 y1ti2 1215 620 190 210 880 2295 5410 y1ti3 -3645 -1240 -190 210 1760 6885 3780 y = 0.9722t3 - 9.4048t2 + 39.98t + 105.71 300 250 200 Series1 150 Poly (Series1) 100 50 -3 -2 -1 y = 0.9722t3 - 9.4048t2 + 39.98t + 105.71 b3 = 0.9722 b2 = - 9.4048 b1 = 39.98 b0 =105.71 Hàm số dùng để dự đoán giá trị chi phí bán hàng năm tới Chẳng hạn như, chi phí bán hàng Chi nhánh VMS năm Nă Dự đoán dựa vào hà x hướng y = 0.9722t3 - 9.4048t2 + 39.98t + 105.71 Dự đoán dựa vào t c Dự đoán dựa vào độ phát triển trung lượng tăng giảm bình yˆ n  L  y (t ) L t đ i trung bình yˆ n  L  y n  L 2011 192.015 315.217 295 2012 217.0124 350.464 315 2013 258.1994 389.653 335 2014 321.4092 433.224 355 412.475 2011, 2012, 2013, 2014, 2015: 481.667 375 2015 25 2.5.2 Phân tích dãy s thời gian dự báo giá trị chi phí ảng cáo Chi nhánh VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả cách gần biến động tượng thể đồ thị hàm số xu hướng Quan sát đồ thị hàm xu hướng bậc ta thấy có tượng tăng dần giá trị Chi phí quảng cáo Hàm xu hướng bậc có dạng: Yt= b3t3 + b2t2 + b1t + b0 Trong đó: Yt: giá trị dự đoán chi phí quảng cáo Chi nhánh VMS Trà Vinh b0, b1, b2, b3 : tham số t: thời gian Bảng số liệu giá trị chi phí quảng cáo VMS Trà Vinh 2003-2009 sau: Năm 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Tong cong Y2 245 270 327 310 344 358 390 2244 ti -3 -2 -1 ti 1 28 ti -27 -8 -1 27 26 Y2 t i -735 -540 -327 344 716 1170 628 Y2 t i 2205 1080 327 344 1432 3510 8898 Y2 t i -6615 -2160 -327 344 2864 10530 4636 y = 1.1111x3 - 14.262x2 + 75.413x + 179.71 450 400 350 300 250 Series1 200 Poly (Series1) 150 100 50 -3 -2 -1 Phương trình: y = 1.1111t3 – 14.262t2 + 75.413t + 179.71 b3 = 1.1111 b2 = – 14.262 b1 = 75.413 b0 =179.71 Hàm số dùng để dự đoán giá trị chi phí quảng cáo năm tới Chẳng hạn như, chi phí quảng cáo Chi nhánh VMS năm 2011, 2012, 2013, 2014, 2015: Nă Dự đoán dựa vào hà x hướng y = 1.1111t3 – 14.262t2 + 75.413t + 179.71 Dự đoán dựa vào t c Dự đoán dựa vào độ phát triển trung lượng tăng giảm bình yˆ n  L  y (t ) L t đ i trung bình yˆ n  L  y n  L 2011 339.1125 455.37 438.33 2012 358.7536 492.06 462.50 2013 389.8703 531.70 486.67 27 2014 439.1292 574.53 510.83 2015 513.1969 620.82 535.00 2.5.3 Phân tích dãy s thời gian dự báo giá trị chi phí lý DN Chi nhánh VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả cách gần biến động tượng thể đồ thị hàm số xu hướng Quan sát đồ thị hàm xu hướng bậc ta thấy có tượng tăng dần giá trị chi phí quản lý DN Hàm xu hướng bậc có dạng: Yt= b3t3 + b2t2 + b1t + b0 Trong đó: Yt: giá trị dự đoán chi phí quản lý DN Chi nhánh VMS Trà Vinh b0, b1, b2, b3 : tham số t: thời gian Bảng số liệu giá trị chi phí quản lý DN Chi nhánh VMS Trà Vinh 20032009 sau: Năm 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Tong cong Y3 180 168 135 150 126 120 114 993 ti -3 -2 -1 ti2 1 28 ti -27 -8 -1 27 28 Y3 t i -540 -336 -135 126 240 342 -303 Y3 t i 1620 672 135 126 480 1026 4059 Y3 t i -4860 -1344 -135 126 960 3078 -2175 y = -0.25t3 + 4.0357t2 - 29.357t + 206.57 200 180 160 140 120 Series1 100 Poly (Series1) 80 60 40 20 -3 -2 -1 Phương trình:y= -0.25t3 + 4.0357t2 – 29.357t + 206.57 b3 = -0.25 b2 = 4.0357 b1 = – 29.357 b0 = 206.57 Hàm số dùng để dự đoán giá trị chi phí quản lý doanh nghiệp năm tới Chẳng hạn như, chi phí quản lý doanh nghiệp Chi nhánh VMS năm 2011, 2012, 2013, 2014, 2015: 29 Nă Dự đoán dựa vào hà x hướng y = 0.25t3 +4.0357t2 – 29.357t + 206.57 Dự đoán dựa vào t c Dự đoán dựa vào độ phát triển trung lượng tăng giảm bình yˆ n  L  y (t ) L t đ i trung bình yˆ n  L  y n  L 2011 129.4275 97.90 92.00 2012 121.7132 90.72 81.00 2013 113.0703 84.07 70.00 2014 101.9988 77.91 59.00 2015 86.9987 72.20 48.00 2.5.4 Phân tích dãy s thời gian dự báo giá trị Lợi nh ận Chi nhánh VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả cách gần biến động tượng thể đồ thị hàm số xu hướng Quan sát đồ thị hàm xu hướng bậc ta thấy có tượng tăng dần giá trị Lợi nhuận Hàm xu hướng bậc có dạng: Yt= b3t3 + b2t2 + b1t + b0 Trong đó: Yt: giá trị dự đoán Lợi nhuận Chi nhánh VMS Trà Vinh b0, b1, b2, b3 : tham số t: thời gian Bảng số liệu giá trị Lợi nhuận Chi nhánh VMS Trà Vinh 2003-2009 sau: Năm Y 2003 1545 2004 1873 2005 1995 2006 1790 2007 2310 2008 2495 2009 2980 Tổngcộng 14988 ti -3 -2 -1 ti 1 28 ti -27 -8 -1 27 30 Yti -4635 -3746 -1995 2310 4990 8940 5864 Yti2 13905 7492 1995 2310 9980 26820 62502 Yti3 -41715 -14984 -1995 2310 19960 80460 44036 y = 13.833t3 - 135.64t2 + 533.74t + 1169.7 3500 3000 2500 2000 Series1 1500 Poly (Series1) 1000 500 -3 -2 -1 Phương trình: y =13.833t3 – 135.64t2 + 533.74t + 1168.7 b3 = 13.833 b2 = - 135.64 b1 = 533.74 b0 = 1168.7 Hàm số dùng để dự đoán giá trị chi phí bán hàng năm tới Chẳng hạn như, chi phí bán hàng Chi nhánh VMS năm 2011, 2012, 2013, 2014, 2015: Nă Dự đoán dựa vào hà x hướng y = 13.833t3 – 135.64t2 + 533.74t + 1168.7 Dự đoán dựa vào t c Dự đoán dựa vào độ phát triển trung lượng tăng giảm bình yˆ n  L  y (t ) L t đ i trung bình yˆ n  L  y n  L 2011 2175.525 3709.47 3458.33 2012 2476.028 4138.66 3697.50 2013 3003.239 4617.51 3936.67 2014 3840.156 5151.77 4175.83 2015 5069.777 5747.83 4415.00 31 Chương KẾT LUẬN Từ kết phân tích cho thấy dự đoán ban đầu nhóm đúng, từ việc phân tích hồi quy, nhóm thực rút kết luận chi phí quảng cáo, chi phí bán hàng chi phí quản lý doanh nghiệp có ảnh hưởng đến lợi nhuận, điều cho thấy Chi nhánh nên đẩy mạnh phát triển chi phí bán hàng chi phí quảng cáo hướng đắn, với giảm chi phí quản lý doanh nghiệp Nhóm thực hy vọng nghiên cứu nhóm giúp nhà quản trị Chi nhánh điều chỉnh tổng giá trị chi phí bán hàng chi phí quảng cáo để tăng số lợi nhuận góp phần thúc đẩy lợi nhuận Chi nhánh phát triển Nhóm thực xin chân thành cảm ơn tài liệu tham khảo mà giảng viên cung cấp để chúng em hoàn thành phân tích 32 [...]... bảng Model Summary ta thấy: - Hệ số tương quan bội R = 0 84 cho thấy sự liên kết giữa Lợi nhuận với chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo và chi phí quảng lý doanh nghiệp là chặt chẽ - Hệ số xác định R2 = 0 2 có nghĩa là 2% sự thay đổi của lợi nhuận là do ảnh hưởng bởi chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo và chi phí quảng lý doanh nghiệp - So sánh giữa 2 giá trị R Square và Adjusted R Square ở bảng trên... tương quan giữa X3 và Y là 0.8 2 Giá trị này cho thấy rằng giữa Lợi nhuận và tổng chi phí quản lý doanh nghiệp có mối liên hệ thuận khá chặt chẽ Tuy nhiên nó không chặt chẽ hơn mối quan hệ giữa X1 , X2 và Y Hệ số tương quan tính được từ mẫu là 0 72 , 0 2 và -0.892 trong khi trên thực tế không có mối liên hệ tuyến tính nào trong tổng thể giữa chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo, chi phí quản lý doanh nghiệp. .. N Qua phân tích ta thấy rằng: Hệ số tương quan giữa Y và chính nó là 1 Như vậy Lợi nhuận với chính nó có mối quan hệ rất chặt chẽ Hệ số tương quan giữa X1 và Y là 0 72 Giá trị này cho thấy rằng giữa Lợi nhuận và tổng chi phí bán hàng có mối liên hệ thuận khá chặt chẽ Hệ số tương quan giữa X2 và Y là 0 2 Có nghĩa là giữa Lợi nhuận và tổng chi phí quảng cáo có mối liên hệ thuận rất chặt chẽ 20 Hệ số... 3 KẾT LUẬN Từ kết quả phân tích đã cho thấy dự đoán ban đầu của nhóm là đúng, từ việc phân tích hồi quy, nhóm thực hiện có thể rút ra kết luận là chi phí quảng cáo, chi phí bán hàng và chi phí quản lý doanh nghiệp có ảnh hưởng đến lợi nhuận, điều này cho thấy Chi nhánh nên đẩy mạnh phát triển chi phí bán hàng và chi phí quảng cáo là hướng đi đúng đắn, cùng với đó là giảm chi phí quản lý doanh nghiệp. .. thấy: Kết quả hồi quy phù hợp với lý thuyết kinh tế Tổng chi phí bán hàng và chi phí quảng cáo tăng thì làm cho lợi nhuận tăng Tổng chi phí quản lý doanh nghiệp tăng cũng làm cho lợi nhuận tăng Giải thích phương trình: - Khi cố định giá (X1), giá trị chi phí bán hàng tăng 1 tỷ đồng dẫn đến lợi nhuận tăng 8.85 tỷ đồng/năm - Khi cố định thu nhập (X2), giá trị chi phí quảng cáo tăng 1 tỷ đồng dẫn đến GDP... Y nhiều hơn X1 Khoảng tin cậy là 5% cho tỷ lệ tổng thể lợi nhuận nói chung trong việc kinh doanh của Mobi one bị ảnh hưởng bởi chi phí bán hàng, chi phí quảng cáo và chi phí quản lý doanh nghiệp là nằm trong khoảng từ 22,6% 2.5 PH N TÍCH DÃY SỐ THỜI GIAN VÀ DỰ BÁO 2.5.1 Phân tích dãy s thời gian và dự báo giá trị chi phí bán hàng tại VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả một cách gần đúng nhất biến... 2.5.2 Phân tích dãy s thời gian và dự báo giá trị chi phí ảng cáo tại Chi nhánh VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả một cách gần đúng nhất biến động của hiện tượng được thể hiện bằng đồ thị về hàm số xu hướng Quan sát đồ thị hàm xu hướng bậc 3 ta thấy có hiện tượng tăng dần của giá trị Chi phí quảng cáo Hàm xu hướng bậc 3 có dạng: Yt= b3t3 + b2t2 + b1t + b0 Trong đó: Yt: giá trị dự đoán của chi phí quảng. .. 2 X Y DỰNG M H NH HỒI QUY XỬ LÝ VÀ PH N TÍCH SỐ LIỆU 2.1 BẢNG SỐ LIỆU ĐƯỢC THU THẬP Bảng số liệu được thu thập từ phòng kế toán chi nhánh Mobi one Trà Vinh Trong đó: Y: Lợi Nhuận thu được X1:Tổng chi phí bán hàng X2: Tổng chi phí quảng cáo X3: Tổng chi phí quảng lý doanh nghiệp Số liệu nghiên cứu (đơn vị: triệu đồng ): Nă 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Y X1 X2 X3 1545 1873 1995 1790 2310 2495 2980... vọng rằng bài nghiên cứu của nhóm có thể giúp các nhà quản trị của Chi nhánh điều chỉnh được tổng giá trị chi phí bán hàng và chi phí quảng cáo để tăng chỉ số lợi nhuận góp phần thúc đẩy lợi nhuận của Chi nhánh phát triển Nhóm thực hiện xin chân thành cảm ơn những tài liệu tham khảo mà giảng viên đã cung cấp để chúng em có thể hoàn thành bài phân tích này 32 ... 2.5.3 Phân tích dãy s thời gian và dự báo giá trị chi phí lý DN tại Chi nhánh VMS Trà Vinh Để xác định hàm số mô tả một cách gần đúng nhất biến động của hiện tượng được thể hiện bằng đồ thị về hàm số xu hướng Quan sát đồ thị hàm xu hướng bậc 3 ta thấy có hiện tượng tăng dần của giá trị chi phí quản lý DN Hàm xu hướng bậc 3 có dạng: Yt= b3t3 + b2t2 + b1t + b0 Trong đó: Yt: giá trị dự đoán của chi phí quản