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

Т а б л м ц л 12

52

Применение в экономических прогнозах методов корреля­ ционного анализа позволяет в матѳмэтической форме отра­ зить зависимость 'между изучаемыми явлениями.

С помощью метода многофакторной корреляции устанав­ ливаются коэффициенты фондоотдачи; соответствующие структуре основных фондов как по специализации консервной отрасли (овощные и овощефруктовые, фруктовые, овощето.чатные, овощесушильные, пищеконцентратные), так и по отрасли в целом, определенной ее технологическими особен­ ностями и техническим прогрессом.

В качестве показателя фондоотдачи продукции прини­ мается отношение валовой продукции в тыс. руб. к стоимости основных производственных фондов в тыс. руб.

При построении модели для расчетов в основу отбора фак­ торов, характеризующих структуру основных фондов, была положена действующая классификация основных фондов по видам.

Зависимым показателем является коэффициент фондоот­ дачи (у). Отбор факторов-аргументов при составлении корре­ ляционной модели для определения влияния на зависимый показатель должен выявить объективные особенности струк­ туры двух компонентов основных фондов отрасли — активного и пассивного, причем факторы-аргументы не должны нахо­ диться в функциональной зависимости. В данном случае это требование выполняется, значения коэффициентов парной корреляции що овощесушильной, ппщеконцентратной группам показывают, что на коэффициент фондоотдачи влияют почти все факторы.

Теоретический и статистический анализ показал, что включение взятых факторов-аргументов в многофакторную корреляционную модель правомерно.

Важнейшим этапом построения экономико-математической модели фондоотдачи производства является выбор для нее формы связи, характеризующей зависимость показателя фон­ доотдачи от факторов. Для этого были построены графиче­ ские зависимости, определяющие изменение фондоотдачи для овощесушильной, пищеконцентратной, овощной и фруктовой, овощетоматной групп предприятий за 1966— 1970 гг., отра­ жающие определенный класс функций.

Было проверено несколько видов функциональной зависи­ мости фондоотдачи от структуры основных фондов.

53

Форма связи подбиралась по данным наблюдений и путем сравнения математических функций, имеющих следующие выражения:

4. y=bo+ S bjx,2, i=l

где: у — 'показатель фондоотдачи;

Xi — затраты і-го вида основных фондов (і= 1 . . . п );

е■— основание натуральных логарифмов;

Я; , bi — параметры функций, требующие своего численного определения.

Анализ показал, что не все математические функции, в си­ лу различных информационных особенностей, обладают до­ статочной репрезентативностью. Наиболее приемлема кине­ тическая функция, имеющая вид:

*Ьі

y = bo П X. е —я іхі і=1

Принципиальный график кинетической функции при его

исходя из понятия коэффициентов эластичности переменного фактора:

Кш етическая функция, отражающая изменение эффектив­ ности основных фондов в связи с изменением их структуры, характеризуется переменной эластичностью структуры основ­ ных производственных фондов:

шm

54

Оценка результатов корреляционного анализа влияния структуры основных фондов по отдельным специализациям на показатель фондоотдачи позволила сделать выводы о тенден­ циях технического прогресса в условиях структурных колеба­ нии основных производственных фондов.

В дальнейшем был произведен выбор связи методом под­ бора аналитических функций. Сравнение и выбор наиболее приемлемого для анализа уравнения осуществлялся с по­ мощью коэффициента множественной корреляции и F -крите­ рия.

Для овощесуіиилыюй и пищекопцентратной специализаций была выбрана линейная форма связи, а для остальных трех групп — кинетическая функция.

Фондоотдача в среднем на каждом из рассматриваемых предприятии является достаточно устойчивой, о чем говорят стандартные отклонения средней в каждом из рассматривае­ мых периодов (по всем опецпализациялі в среднем составляет около 15% от величины среднеарифметической). Стандарт­ ные отклонения в 1966 г. по овощесу,шильной группе состави­ ли 15%. по пищекопцентратной группе в 1970 г. — 15%, по фруктовой группе в 1968 г .— 15%. Процентные числа позво­ ляют сделать предположение с уровнем вероятности в 92,3%, что в перспективе будут наблюдаться тенденции изменения фондоотдачи в зависимости от специализации предприятий.

При рассмотрении дисперсий было обнаружено, что каж­ дое отдельное предприятие имеет отличия от среднего уровня специализаций по всем факторам, что говорит о том, что рас­ сматриваемые предприятия резко отличаются по своей техни­ ческой оснащенности и структуре основных производственных фондов.

Анализ фондоотдачи по специализациям за 1966— 1970 гг. характеризуется различными темпами роста как по видам предприятий, так и по наличию основных производственных фондов.

Например, фондоотдача овощесушильной группы пред­ приятий с 1,57 руб. в 1966 г. возросла до 2,40 руб. в 1970 году, т. е. на 52,86%; фруктовой группы — на 21,9%, овощетоматной группы — па 19,62%, овощной и овощефруктовой группам — на 4,39%. пищекопцентратной — на 3,22%.

Наибольший рост фондоотдачи наблюдался в овощесушильной, фруктовой и овощетоматной группах, что свидетель­ ствует о лучшем, по сравнению с овощной и овощефруктовок

55

и пищеконцентратиой, использовании основных фондов этих групп.

В пищеконцентратиой группе фондоотдача в 1966— 1970 гг.

симостп. По группам различных специализаций оценки урав­ нений регрессий являются низкими, что говорит о достаточной

^Коэффициенты корреляции свидетельствуют о наличии тес­ ной связи между фондоотдачей и структурой основных фон­ дов, однако только в овощесушильной и пищеконцентратиой группах за 1966— 1970 гг. F -критерий является статистически надежные. С вероятностью в 99% (при n=15; n —т —1= 15—

К 1= 7 ) можно утверждать о наличии статистической связи между фондоотдачей (функцией) и факторами (структурой основных производственных фондов) в данных группах.

В фруктовой, овощной и овощефруктовой, овощетоматной группах F -критерий -меньше единицы, т. е. имеется противо­ речие между коэффициентом множественной корреляции и F -кріітерием, что явилось следствием некоторого несоответ­ ствия выбранной кривой. Коэффициенты уравнений регрессий явились статистически значимыми, о чем свидетельствую!' значения t-критерия.

Для овощесушплыюй и пищеконцентратиой групп пред­ приятий была выбрана линейная форма связи, а окончатель­ ные формулы для выявления влияния структуры основных фондов на коэффициент фондоотдачи по группам за 1966— 1970 гг. имеют вид:

по овощесушильной группе предприятий:

у= 2,54+0,00049х1+0,00243хо+0,00122х3+0,00773х.і -

-0 ,2 0 2 x5 - 0,041 Хб+0,0246X7

по пищеконцентратиой группе предприятий:

у = 5,492 - 0,008х, - 0,0069х2+0,0537х3+0,023х.< - - 0,177х 5 - 0,175x6+0,0118х7

56

Для фруктовой, овощной и овощефруктовой, овощетомат­ ной групп предприятий была выбрана кинетическая функция, характеризующая влияние структуры основных фондов дан­ ных специализаций на показатель фондоотдачи:

по фруктовой группе предприятий:

по овощной и овощефруктовой группе предприятий:

1980 гг. характеризуется снижением стоимости зданий и рос­ том активной части основных фондов, а капитальные вложе­ ния, направляемые в активную часть основных фондов, позво­ ляют довести удельный вес машин и оборудования с 25,8%

в 1969 г. до 40,36% в 1975 г.

Изменения структуры основных производственных фондов отрасли на пятилетия позволяют повысить эффективность как отраслевого производства, так и основных фондов в целом. Повышение фондоотдачи с плановых 2,8 руб. до 5,5 руб. по оптимальному варианту позволит выпустить дополнительно 2,3 млрд, рублей валовой продукции (см. табл. 13).

3. Модель территориально-производственного комплекса позволяет получить подобные результаты, предъявляемые на уровне отраслевого планирования и прогнозирования или на уровне разработки аграрно-промышленных производственных систем.

В настоящее время планирование производства плодо­ овощных консервов и транспортировка их до потребителя яв­ ляется функцией Главконсерва Министерства пищевой про­

в общих чертах без учета возможных транспортных затрат. Модель территориально-производственного комплекса ло­

гичнее рассматривать со следующих позиций.

57

1. Расчет вариантов планов аграрно-промышленных ком­ плексов с выделением сырьевых зон п транспортных затрат на сырье.

Т а б л и Ц а 13

Эффективность использования основных производственных фондов ' отрасли за счет структурных сдвигов в 19/5 г'

2. Комплексный учет производственных вариантов и тран­ спортировки плодоовощных консервов потребителей.

Волгоградского и Камышинского консервных заводов. В пос­ ледних моделях по Астраханскому консервному заводу впер­ вые были использованы показатели транспортных затрат на доставку сырья.

Стоимость затрат на транспортные расходы является про­ изводной от количества перевозимой продукции, расстояния

58

до завода, дорог. Путем введения в модель аграрно-промыш­ ленного .комплекса систем уравнений, отражающих зависи­ мость между транспортными затратами и размером площади сельскохозяйственного предприятия, работающего только на консервный завод, чистая сырьевая зона S " (размер затрат, определяемый в расчете на 1 га чистой сырьевой зоны), мож­ но получить величину затрат на транспортировку сырья в за­

ywq

59

Расчеты, проведенные на базе Астраханского консервного

q,w

60

тор транспортировки готовой продукции. С этой целью был произведен просчет на ЭВМ и проанализированы сложив­ шиеся связи между поставщиками и потребителями плодоовощеконсер.вноіі продукции.

Себестоимость железнодорожных перевозок, определяемая главным образом протяженностью, была установлена эмпири­

61