книги из ГПНТБ / Петров, Ю. М. Технический прогресс и оптимизация управления в отраслевом производстве учеб. пособие
.pdfты 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 (аі) 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 |
1£ |
|
|
|
|
''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. |