Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги из ГПНТБ / Петров, Ю. М. Технический прогресс и оптимизация управления в отраслевом производстве учеб. пособие

.pdf
Скачиваний:
0
Добавлен:
21.10.2023
Размер:
10.28 Mб
Скачать

ты труда должны составить, по

уравнению

регрессии,

за

1969 г. 96 человек, а фактически

оказались

равными

97.

При

наличии фондов в размере 468

тыс. руб.

для

производства

того же объема валового продукта

в

1

млн. руб. требуется

согласно уравнению 121 человек.

Фактически

было

занято

123 работника. Превышение фактических данных над расчет­ ными объясняется ростом затрат живого труда, что связано с низкой фондоотдачей в отраслевом производстве.

Эти данные, характеризующие соотношения .между затра­ тами живого и овеществленного труда на один и тот же объем выпуска валовой продукции, подтверждают реальность пер­ спектив взаимозаменяемости живого и овеществленного труда как одного пз резервов повышения производительности труда. В связи с сезонностью производства процесс взаимозаменяе­ мости не всегда очевиден, так как мощность оборудования используется неравномерно: увеличивается поток сырья — удельный вес овеществленного труда растет, а живого падает, хотя объективно он остается прежним.

За 1965— 1970 гг. между функцией и факторами наблюда­ лась устойчивая и теоная взаимосвязь, о чем свидетельствуют коэффициенты парной корреляции.

Т а б л и ц а 5

Коэффициенты парной корреляции между функцией (у )

и факторами (Х|, х2) , рассчитанные на основе уравнений регрессии

 

 

 

 

на

1965—

1970

гг.

 

 

 

 

 

1965 г.

1966 г.

j 1967

г.

1968 г.

1969

г.

1970 г.

 

I

 

Хо

X,

!

х2

 

 

Х|

J

х2

X] 1 Х2

Хі

Хі

1

X-,

х2

1 х2

 

1

 

 

 

 

0,988

0,991

0,986

0,987

0,991

0,993

0,984

0,992

0,989

0,991

0,996

0,987

Изменения коэффициентов эластичности валового продук­ та в плодоовощеконсервной промышленности за 1965— 1970 гг. показали, что в 1970 г. произошло некоторое увеличение коэф­ фициента эластичности численности занятых в этой отрасли по сравнению с 1966 и 1969 гг.

40

Это явление отрицательное, так как оно сопровождалось снижением эффективности прошлого овеществленного труда: коэффициент эластичности основных производственных фон­ дов снизился с 0.415 в 1965 до 0,391 в 1970 г.

Таблица 6

Коэффициенты эластичности валового продукта

 

Коэффициенты

эластичности валового продукта

Сумма

Годы

от основных

от численности занятых

коэффи­

 

 

фондов

(öl)

Ш

циентов

1965

0,415

0,614

1,029

1966

0,471

 

 

0,534

1,005

1967

0,381

 

!

0,610

0,991

1968

0,316

 

і

0.682

0,998

1969

0.402

 

1

0,563

0,965

1970

0,391

 

і

0,586

0,977

Сумма

 

 

 

совмест­

коэффициентов эластичности показывает

ное влияние одновременного изменения факторов производст­ ва на его результат. В 1965— 1966 гг. сумма коэффициентов эластичности была больше единицы: 1,029; 1,005. Это свиде­ тельствует о то'м, что дополнительные затраты живого и ове­ ществленного труда могут способствовать значительному уве­ личению валовой продукции.

В 1967— 1970 гг.

эффективность1

использования

живого

и овеществленного труда снижалась. Так, в 1970 г. при уве­

личении ресурсов производства на %

его

результаты

увели­

чивались меньше,

чем на 1% (0,977%),

т. е. фондоотдача

уменьшалась, а фондовооруженность

росла, удельный вес

живого труда увеличивался.

Наиболее оптимально было соотношение живого и овеще­ ствленного труда в 1966 г., когда за счет живого труда произ­

водилось 53% валовой продукции, а за счет

фондов — 47%.

В 1968

г. соотношение было экономически

неоправданное.

Роль фондов в процессе производства в 1968

г. наименьшая:

 

6 8

 

 

32% валовой продукции создавалось за счет овеществленного

труда и

 

% — за счет живого труда.

 

41

Для соизмерения затрат живого й овеществленного труда в отрасли использовались коэффициенты эластичности объе­ ма производства валовой продукции относительно объемов производственных фондов і) и трудовых затрат (а2). Соот­ ношение этих коэффициентов отражает соотношение во влия­

нии затрат на результаты отраслевого производства.

0,2

та­

Коэффициенты соизмерения в соотношении

К—

Я|

ковы:

Годы:

1965

1966

1967

1968

1969

1970

 

За

Коэф.:

1,4

1,1

1,6

2,2

1,4

1,5

 

 

1965— 1970 гг.

производство в плодоовощеконсервной

промышленности росло за .счет увеличения доли живого тру­ да. Приведенное соотношение коэффициентов В| и а2 свиде­ тельствует о недостаточно высоком уровне использования фондов. Одним из резервов повышения этого уровня является увеличение сменности работ, т. е. привлечение дополнитель­ ных работников. Однако это вовсе пе означает, что для кон­ сервной промышленности не обязательна дальнейшая индуст­ риализация производства.

Соизмерение рабочей силы и основных производственных фондов возможно на основе либо трудового измерения, либо фондового. Для того, чтобы приравнять к затратам живого труда затраты основных производственных фондов, следует разделить величину производственных фондов на указанный коэффициент соизмерения.

Результаты подобных расчетов позволили рассматривать в качестве обобщающего измерителя эффективности экономи­ ческого развития отрасли показатель производства валовой продукции на единицу совокупных производственных затрат независимо от того, выражены ли они в фондах или в работ­ никах.

Этот показатель в расчете на единицу совокупных затрат живого труда и основных производственных фондов в трудо­ вом измерении, т. е. на одного работника, равен по годам

(в руб.):

1965

1966

1967

1968

1969

1970

0,29

0,43

0,24

0,14

0,29

0,26

Производство было наиболее эффективно в 1966 г., когда роль овеществленного труда в процессе создания валовой

42

продукции была наибольшей. Это еще раз подтверждает сде­ ланные ранее расчеты, по которым увеличение численности работников явилось решающим условием увеличения выпуска консервов.

Приводим результаты расчетов индекса эффективности производства по отрасли.

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

7

Индекс эффективности

консервного производства за 1965— 1970 гг.

 

 

(1965 г. 100%)

 

 

Показатели

 

1967

Г о д ы

1969

1970

 

 

1966

1968

 

 

Индекс эффективности

 

 

 

 

 

отраслевого производст­

 

 

 

 

 

ва (%):

 

 

 

 

 

 

цепной (в % по отно­

 

 

 

 

 

шению к

предшест­

 

 

 

 

 

вующему

году)

148

56

58

207

90

базисный (1965 г . -

 

 

 

 

 

база)

 

148

83

48

100

90

По таблице видно, что в 1966 и 1969 гг. темны роста эф­ фективности были наибольшими, в 1967, 1968, 1970 гг. темпы роста эффективности резко снижались.

Возможности .прогнозирования взаимозаменяемости затрат живого и овеществленного труда свидетельствуют о тенден­ циях, характеризующих направления затрат труда и фондов на различных этапах научно-технического прогресса в от­ расли. •

§ 3. М О Д Е Л И Р О В А Н И Е Н А П Р А В Л Е Н И Й Т Е Х Н И Ч Е С К О ГО П Р О Г Р Е С С А

Такие актуальные для плодоовощеконсервной отрасли проблемные вопросы, иак построение наиболее рациональных структур основных фондов, создание научно обоснованных экоиомико-'математических моделей аграрно-промышленных

43

и производственно-транспортных комплексов, наиболее ра­ циональное размещение предприятий, нужно решать, учиты­ вая многие конъюнктурные п стабильные факторы.

Среди таких факторов наиболее значительным является спрос, чья значимость увеличивается тем, что социально-эко­ номическая природа спроса в равной степени конъюнктурна и стабильна.

Реализация консервов — фактор зеркальный: реализация лишь отражает закономерности спроса.

Будучи весьма сложным фактором, суммарно спрос харак­ теризуется следующими основными слагаемыми.

1.Динамика численности населения.

2.Среднедушевой доход потребителей или часть дохода, отражающая расходы потребителей на приобретение товаров широкого потребления.

3.Потребление свежих овощей и плодов на душу населе­ ния -в среднем за год.

4. Розничные цены или индексы цен па свежие овощи

иплоды.

5.Розничные цены или индексы цен па плодоовощные кон­ сервы.

6 . Тенденция развития динамического ряда реализации плодоовощных консервов.

Для нашего рынка характерен хронический недостаток плодоовощных консервов основных видов. Так, на Межреспуб­ ликанской ярмарке по оптовой продаже бакалейных товаров (август 1971 г., Ульяновск) были заключены договоры на поставку 2,14імлрд. условных банок плодоовощных и овощных консервов, что значительно превысило возможности производ­ ства. Лишь на такие виды плодоовощных консервов, как дже­ мы, повидло, компоты и варенья из яблок и слив, спрос по­ требителей удовлетворяется полностью.

Но, несмотря на

активно-стабильный спрос, не было реа­

лизовано более 40

муб фруктовых соков,

более 5

тыс. тонн

халвы (вследствие

несоответствия расфасовки

в ящики

и гофрокороба),

15 тыс. тонн киселей,

400 тонн

молотого

кофе в бумажных пакетах.

 

 

• Непрерывно повышаются требования к качеству -плодо­ овощных консервоіВ. А в практике плодоовощеконсервного производства есть немало примеров выпуска продукции низ­ кого качества, что лихорадит и производство, и -рынок, так как

44

снижает эффективность хозяйственной деятельности пред­ приятий и уменьшает спрос потребителей.

■ Прогнозирование спроса на плодоовощные консервы целе­ сообразно проводить по 5-факторным .регрессионным моделям, отражающим системную зависимость вида:

 

 

 

 

 

S

 

х

Q,

 

 

где: g t

— объем

gt = flo і=п1

11

1

 

консервов в t

реализации плодоовощных

году.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Модель после оценки параметров .имеет вид:

Ing,

=

-6,666+0,001309

1 пх,+0,152025 lnx2+ 0 ,12397 lnx3+

где: Xi2

 

 

+ 1,36335 ІПХ +

0

,21437 lnx

5

 

 

 

 

4

 

 

 

 

 

— индекс розничной цены па плодоовощные консервы;

Х — объем

розничного

товарооборота

 

свежих овощей

и фруктов; Хз — индекс розничной цены на свежие овощи и фрукты;

X., — среднедушевой расход;

х5 — тренд.

Втаблицах 8 —9 приведены основные статистические ха­

рактеристики изучаемых

показателей, из которых видно, что

в 1957— 1970 гг. объем

реализации плодоовощных консервов

значительно колебался: коэффициент вариации равен 29,6%. Из рассматриваемых факторов, где шло плавное нарастание, наибольшей колеблемостью, кроме тренда, обладают това­

рооборот свежих овощей и фруктов

на

душу населения

(Ѵх2= 12,25%), индекс розничной цены

на

1 условную банку

плодоовощных консервов (Ѵхі=3,38% )

и среднедушевой рас­

ход населения (3,22%). Наименьшая колеблемость приходит­ ся на индекс розничной цены на свежие овощи н фрукты, что свидетельствует о постоянстве этого весьма важного показа­ теля. Это же подтверждают и статистические характеристики: среднеквадратическос отклонение, среднее значение, диспер­ сия.

 

 

 

 

Исходная информация

для. расчета

на перспективу

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Го

 

Показатели

 

 

1953

1959

1960

1961

1962

Товарооборот

плодо-

 

 

 

 

 

 

овощных консервов на

■ '

 

 

2,433

2,862

3,136

душу населения, руб.

1,959

2,143

Индекс

розничной

цены

 

 

 

 

 

 

за

1

уел. б.

плодо-

ю о -

 

77 '

80

66

61 ’

овощных комсервоіз, Хі

-

Товарооборот

свежих

 

 

 

 

 

овощей и фруктов на

 

 

7,87

7,76

8,47

8,95

душу насел., руб., х»

7.29

Индекс

розничной

цены

 

 

 

 

 

 

на

свежие

 

овощи

 

 

 

 

 

 

II

ПЛОДЫ , х 3

 

 

100

 

98

95

89

91

 

 

 

 

 

 

 

 

Среднедушевой

расход

 

 

362,78

387,47

393,01

417,13

населения, руб.,

 

Х4. х5

350,26

Вариационный ряд объема товарооборота плодоовощных консервов, характеризующий колеблемость значении данного признака у единиц изучаемой совокупности, имеет следующим

вид.

Товарооборот плодоовощных консервов на душу населения, руб.

от 1,55 до 2,34 — 2 года от 2,35 до 3,14 — 3 года от 3,15 до 3,94 — 3 года от 3,95 до 4,74 — 1 год от 4,75 до 5,54 — 1 год от 5,55 до 6,34 — 2 года от 6,35 до 7,15— I год

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

8

розничного товарооборота

плодоовощных консервов

 

 

 

ды

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1963

1964

1965

1966

 

1967

1968

1969

1970

2,238

3,668

3,889

4,45

 

5,20

5,65

~

бТз~

6,18

62

75

100

84

 

84

79

73

76

9,81

10,46

11,81

12,41

 

13,74

15,02

15,82

16.94

91

88

94

101

 

102

112

118

112

426,48

444,3

472,12

496,7

 

538,43

581,78

620,04

665,4

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

9

 

Статистические характеристики показателей,

 

 

 

 

определяющие спрос на плодоовощные консервы

 

 

 

 

Средпс-

Стандартная

Дис­

 

Коэффи­

Пока­

Среднее

квадратп-

 

ошибка

 

 

 

циент

значение

ческое

выборочных

персия

 

затели

 

вариации

 

0,387

 

 

S2x

 

У

М/

 

средних

 

 

V

 

отклонение

 

 

 

 

 

 

 

 

а

s

"i

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

3,69

 

 

 

0,111

0,149

 

29,60

Хі

77,4

0,147

 

0,042

0,0217

 

 

3,38

Х2

10,9

0,293

.

0,084 .

0,086

.

12,25

Хз

5.66

0,735

 

0.212

0,541 .

 

42,3 ..

х4

46,4

0,198

 

0,057

0,039

 

' 3.22

*5

98,9

0,090 '

 

0,026 ■

0,008

1,96

 

 

 

 

 

 

 

 

 

47

46

Анализ коэффициентов парной корреляции показыиает тесную зависимость между функцией и факторами:

У

Хі

Хо

Хз

X.,

Хз

1,00

0,654

0,984

0,946

0,987

0,652

Показатели корреляционно-регрессионной зависимости

 

ІІО

Лі

Go

«3

 

«4

чь

6 ;І

785

0.001309

0.1520

0,12397

 

1,30353

0,21437

1

C02.G

,3 7

4,13

1,79

!

1,90

5,65

Связь между объемом реализации плодоовощных консер­

вов (gi ) и товарооборотом свежих овощей и фруктов,

а так­

же

среднедушевым

расходом

близка

к

функциональной:

г ухз =0,984;

г ух.і =0,98/.

 

 

 

 

Статистический анализ уравнения показал, что оно значи­ мо. Фактическое значение F -крптерия равно 4,97 при таблич­ ном 4,88 (для 5% уровня значимости). Корреляционное отно­ шение равно 0,997. Проверка по t-критерию показала, что оно значимо (t R =461 при табличном значении 4,587 для 0,1% значимости). Коэффициент множественной детерминации, рав­ ный 0,990, показывает, что вариация реализации плодоовощ­ ных консервов, объясненная вариацией рассматриваемых фак­ торов, составляет 99%.

Анализ и экономическая интерпретация уравнения регрес­ сии позволили подойти непосредственно к прогнозу товарообо­

рота плодоовощных

консервов.

Для этого

была определена

тенденция изменения каждого

фактора

за

1958— 1970 гг.

и найдено их возможное значение на 1975— 1990 гг.

Эти

тенденции,

определяющие

спрос

на

плодоовощные

консервы, таковы.

развития

ряда

индекса

розничных цен за

1)

Тенденция

1 условную банку плодоовощных консервов в

1958— 1970 гг.

Используется тренд, который в виде степенной функции

более точно воспроизводит развитие ряда эмпирических данных:

 

 

In х = 1 , 9 1 7 - 0 ,0 3 7 9 l n t

 

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

10

в мидели спроса на плодоовощные консервы

 

 

V

S az

ч

Т регр.

F

 

D

 

 

 

 

''I

 

 

 

1,936j

0,0111

0,997 1

11.97

 

1

 

 

138

1,162 j

-0,0193

- 1,428

 

 

 

 

 

1

 

 

J

Проверка значимости уравнения регрессии была проведена по F -критерию. Его фактическое значение (244) больше таб­ личного (161) при уровне значимости 5%. Коэффициенты регрессии также значимы:

t«, =41,25; U 0 = 6 , 6 8

при табличном t = 2 ,2 0 1 .

Остальные показатели, характеризующие корреляционнорегрессионную зависимость, представлены в таблице.

2) Тенденция развития ряда товарооборота свежих овощей и фруктов на душу населения:

1пх2= 0 ,768+0,3586 lnt

Уравнение значимо: фактическое значение F -критерия рав­ но 248 при табличном 161:

Ь 0 = 18,44; to, =7,08

3) Тенденция развития ряда среднедушевого расхода насе­ ления в виде степенной функции удачно аппроксиирует факти­ ческие данные:

1пх4= 2 ,4839+0,2425 Jnt

 

F регр. =25,0; t

а0

=

8 8

,

6

; t а, =7,08.

 

4 Зак. 381

 

 

 

49

-18

4) Тенденция развития ряда индексов розничных цен на свежие плоды и овощи:

 

 

In х 5= 1 ,9 5 6 4 + 0 ,0 5 1 4 l n t

 

сле­

 

 

F(i>aKT. = 1 2 ,6 ;

t flo = 7 4 ,0 5 ;

to , = 1 ,5 9 .

Подставляя в уравнение значения

(годы), получим

дующие возможные значения факторов,

представленные в таб­

лице

1 1

.

 

показывает, что па перспективу наме­

Анализ таблицы 1

1

чается дальнейший

 

рост

товарооборота

свежих овощей

 

 

 

 

 

 

 

Таблица

II

 

 

Статистические показатели регрессионных

моделей

 

Факторы

Индекс роз­ ничной це­ ны на пло­ доовощные консервы 1 оварообо-

рот свежих овощей и фруктов на душу насе­ ления Среднеду­ шевом рас­ ход Индекс розничной

цены на свежие плоды и овощи

Уравнение

! І i

X, = 8) ,6 t-°,°379

—. г £• ^

 

1

 

1

ла = 5,«6 t0,358

! 10,9

 

1

N0 = 304,1 (°,2'2=

1

464

N5 = 90,4 t0,1»•>

98,8

l«o

U'l I' perp. О

О*

41,25

6,68

223

6,53

6,37

1,05

 

 

18,44

7,048

248

5,85 і

6,32

9,64

 

 

88,c

7,98

25.0

3,94

4,25

8,3

 

 

74,05

1,59

12.6

3.71 і 3,98

3,5

50

и фруктов. В среднедушевом исчислении в 1975 году воз­ можно увеличение товарооборота по сравнению с 1970 г. на 6 %.

На более далекую перспективу ожидаются большие темпы прироста товарооборота. Так, по расчетам отдела экономико-

математических исследований

В Н И И К О П ,

прирост объема

реализации свежих овощей и8плодов на душу населения (руб.)

в 1980— 1985— 1990 гг. по сравнению с предшествующими им

пятилетками составит около

%.

 

Данные общего объема реализации (млн. руб.) показали,

что в 1975 г. возможен прирост против

1970 г. на 13%;

в дальнейшем, в 1980— 1990 гг., прирост будет пропорциональ­ ным приросту объема товарооборота в среднедушевом исчис­ лении.

В процессе прогнозирования объема розничного товаро­ оборота плодоовощных консервов был рассчитан вариант, по которому на перспективу предполагается снижение розничных цен на плодоовощные консервы и повышение их па свежие плоды и овощи (см. табл. 1 2 ).

С учетом возможного колебашія в урожае овощных и пло­ довоягодных культур на 1975— 1980 гг. должны быть заданы средние, минимально и максимально возможные уровни заку­ почных цен на сырье для промышленной переработки, кото­ рые могут действовать на овощи и плоды, закупаемые для торговли в свежем виде. Уровни закупочных цен должны быть широко дифференцированы по районам и республикам.

 

Расчеты показали,

что с учетом

импорта

товарооборот

плодоовощных консервов в 1975 г. увеличится по

сравнению

с

1970 г. примерно на 25%; в 1980 г. по сравнению с 1975 г.—

на 22%; в 1990 г. по

сравнению

с 1985 г. — на

48% ;'т. е.

в среднем темп роста

в последующие

пятилетки

превысит

темп роста за 1970—-1975 гг. Объем

валовой продукции пло­

доовощных консервов по М П П

С С С Р

в неизменных ценах на

1.

V II. 1967 г. возрастет в 1975

г. по сравнению

с 1970 г. на

2 1

%, а в последующие пятилетия

прогнозируемого периода

прирост составит 25— 27%.

 

 

 

влияние

структуры

 

Разработка прогнозов, отражающих

основных фондов на коэффициент фондоотдачи продукции, на перспективу представляет интерес, так как позволяет прогно­

зировать

динамику

изменения

коэффициента фондоотдачи

с учетом

различной

динамики

структуры основных фондов.

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ