Противоречивость выполняемых задач

Вр = (27=! VPi X Pj) * (1 + ДГ) , где (5)
В_р - плановый бюджет;
VPj - объем плановых закупок j - го товара в абсолютном измерении;
Pj - цены за закупаемый j - й товар в прошедшем периоде;
ДТ - плановый темп прироста цены; j - номер товара в группе; n - количество товаров в корзине.
В результате уточнения в этом случае требует только параметр ДТ. По ранее проведенному анализу изменения цены во времени, средний годовой цепной темп прироста в зависимости от товара находится в интервале от 7,15% до 14,10%. Однако, как нами установлено ранее, системность изменений каждого из них и степень взаимовлияния различны. Поэтому не объективным является использовать для расчета простую среднюю величину. В качестве фактора веса воспользуемся долей суммы коэффициентов детерминации при расчете парных ее значений по каждому из элементов выборки.

^Дт = YJ-₌₁ ^Д7} ^х _yN у ' ₂ ^{, г}д^е
Li=i Lj=i K-ij
(6)
ДТ - плановый темп прироста цены;
ДТ; - средний темп прироста по товару;
Rj - парный коэффициент детерминации по j-тому товару;
n, N - количество парных коэффициентов детерминации каждого из товаров по столбцу-j и строке-i матрицы парных коэффициентов корреляции соответственно.
В соответствии с приведенной формулой результат расчета составит в нашем случае 11,09%. Однако, следует обратить внимание, что данное базовое значение не учитывает циклические изменения в динамике, динамику цен производителей и тормозящие (стимулирующие) факторы.
Поэтому на втором этапе формирования бюджета для продовольственного обеспечения, исследуем и установим связь с ранее выявленной цикличностью анализируемого показателя. Расчеты должны учитывать:

1. 
   Колебания факторов во времени, их интенсивность и периодичность;
   
2. 
   Степень взаимовлияния и взаимозависимости различных групп товаров по выборке.
   

Во-первых, построим по каждому из товаров из выделенной товарной группы, динамику изменений цепных темпов прироста. Период построения модели не может превышать 15 лет, так как в период свыше, достоверность получаемых результатов существенно снижается. Причиной этого является предположение, с высокой степенью вероятности, что по 69,5% товаров, при рассмотрении более длинного временного периода, будет наблюдаться наличие большого цикла выходящего за границы исследуемого периода. Соответственно, такая ситуация возможна, может быть установлена, но не подтверждена из-за недостаточности временного интервала для проведения исследования.
В фактическом массиве из цепных темпов прироста цен, с учетом систематизации наблюдаемой цикличности, учтены все типы установленных колебаний. Однако наличествует только три товара не подпадающие под системные изменения, а так же по причине высокой вариативности, не позволяющие воспользоваться для их систематизации, как линейными, степенными, так и логарифмическими функциями. Применение любых функций по данной группе товаров степень отклонения от фактических значений делает их использование недостоверным. Поэтому, эти товары исключены из генеральной совокупности анализа, для повышения достоверности и надежности расчетов особенностей циклических изменений цепных темпов прироста цен.
Для соблюдения второго условия, воспользуемся результатами расчета веса каждого из товаров, рассчитанного по многофакторной модели через коэффициент детерминации. Проведем умножение каждого из темпов прироста цен в каждом отдельно взятом периоде на весовое значении товара совокупности и суммируем их по периодам (таблица 18). В результате получим согласованный и сопоставимый динамический ряд цепных темпов прироста цен с учетом их циклических колебаний (рисунок 10). Нашей целью исследования является получение корректирующего коэффициента к средней величине в зависимости от

текущего положения цены в динамике.





взаимовлияния товаров
Графически полученные колебания отражены на рисунке 10. По рисунку видно, что с учетом колебаний темпов прироста цен по товарной группе наблюдается три пиковых колебания по максимальной амплитуде, при этом максимальное значение приходится на восьмой период, а минимальное на третий. Руководствуясь расположением пиковых значений в ретроспективе в соотношении с особенностями циклических колебаний рассчитанных по периодам, 2016 год по своим результатам соответствует 2 периоду зоны интенсивного колебания большого цикла. Теперь обратим внимание на расчет самого корректирующего коэффициента для соответствующего периода.

Таблица 18 - Расчетные значений цепных темпов прироста цен с учетом
цикличности и значений коэффициента цикличности

Периоды	Цепной темп прироста цен с учетом цикличности, %	Коэффициент цикличного изменения цепных темпов прироста цен, раз
Период 1	28,27	2,55
Период 2	6,14	0,55
Период 3	-3,91	-0,35
Период 4	27,59	2,49
Период 5	15,96	1,44
Период 6	-2,02	-0,18
Период 7	0,55	0,05
Период 8	29,79	2,69
Период 9	16,38	1,48
Период 10	-2,47	-0,22
Период 11	4,28	0,39
Период 12	6,27	0,57
Период 13	0,17	0,02

Определение множителя к средней величине темпа прироста цены, есть соотношение ее значения в соответствующем периоде к средней с учетом циклических колебаний, данный коэффициент обозначим К_САТр.