Файл: Сивый В.Б. Метод множественной корреляции в анализе и планировании угольных предприятий.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 04.04.2024

Просмотров: 60

Скачиваний: 0

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

скйе результаты хозяйственной деятельности шахт строится сводный график с общей осью

абсцисс (рис. 9):

t y = Г у х ^ Х ,

(^ 0 )

где t y , t x — стандартизованные переменные (см. формулу 9);

ГуХ — коэффициент корреляции у по х .

п,

т/мес

1

0 -I

-2

Va,,M/»ec

Lm,,M

Lmt,M

Lm ,M V ^ .m/mcc

Рис. 9. Шкала степени влияния скорости подвигания очистной линии забоев F 04, относительной протяжен­

ности откаточных выработок L0TK, относительной про­ тяженности проводимых основных выработок £проВ|

относительной протяженности ремонтируемых вырабо­ ток LpeM, скорости проведения подготовительных выра­

боток Рподг на производительность труда П для шахт с выемкой угля отбойными молотками.

Угол наклона прямой к оси абсцисс нагляд­ но отражает степень .влияния каждого показа­ теля: чем больше угол наклона прямой к оси абсцисс, тем сильнее влияние аргумента на

функцию и наоборот. Как видно из рис. 9,

имеют место положительные и отрицательные зависимости. С увеличением скорости подвига­ ния очистных и подготовительных забоев про­ изводительность труда растет, а с увеличением

относительной протяженности откаточных выра­ боток, объема проведения и ремонта основных

80

горных выработок на 1 0 0 0 т месячной добычи угля производительность труда рабочих умень­

шается. Полученные зависимости не противо­

речат экономической логике.

Парные коэффициенты корреляции харак­

теризуют связь, проявляющуюся при анализе

влияния отдельно взятого фактора без учета

взаимосвязи его с другими сопутствующими фак­

торами. На практике при экономическом ана­

лизе почти всегда приходится сталкиваться со

сложными зависимостями, когда тот или иной

показатель производственно-хозяйственной дея­ тельности предприятия представляет собой ре­ зультат взаимодействия нескольких десятков

переменных.

Множественная корреляция позволяет ка­

чественно и количественно определить влияние на производительность труда, себестоимость и другие результаты производственно-хозяйствен­ ной деятельности предприятий всего комплекса одновременно действующих и в свою очередь

взаимозависимых факторов. Для изучения влия­

ния данного производственного параметра при

неизменных всех остальных составляется урав­

нение множественной регрессии:

 

У= h x 1 + Ьгхъ + . . . + Ькхк + а,

(31)

где bi, b2,

6 8

..., bк, а — неизвестные коэффици­ енты, подлежащие опре­ делению;

,..., хк — значения аргументов в натуральном масштабе

(в единицах своего из­ мерения).

81


В этом уравнении коэффициенты blt b-2, ..., Ък

представляют собой коэффициенты регрессии. Для их определения нужно изучить взаимное влияние переменных величин друг на друга,

т. е. вычислить внутренние коэффициенты кор­ реляции, характеризующие тесноту связи меж­ ду двумя переменными.

В табл. 10 приведены зависимости между производительностью труда и показателями ма­ териально-технических условий шахт, на ко­

торых преобладает выемка угля комбайнами.

Внутренние коэффициенты корреляции из­

меняются в значительных пределах: от 0,0168 для зависимости между среднемесячной скоро­

стью подвигания очистной линии забоев Уоч и относительной протяженностью откаточных вы­

работок LOTK до 0,5801 для зависимости

между

среднесуточной мощностью предприятий

D и

производительностью разрабатываемых

плас­

тов р. Следовательно, рассматриваемые пара­

метры производства не относятся к числу неза­ висимых. Кроме того, показатели не дублиру­ ют друг друга, т. к. в противном случае вели­ чина какого-либо из внутренних коэффициен­ тов корреляции приближалась бы к единице.

Все переменные и зависимости

между ними

выражаются

в стандартизованном

масштабе.

Уравнение

множественной прямолинейной

ре­

грессии

в

стандартизованном масштабе

имеет

вид

 

 

 

 

 

 

 

 

to =

Pi^i -f-

+ • • • + Рк^к>

(32)

где tlt

It,

•••,

tK — стандартизованные

значе­

 

 

 

ния

переменных хх, хг,

...,

 

 

 

хк\

 

 

 

 

8 2



пОТ D

п»

п

»

р

и

»

^отк

п

»

^пров

л

»

^рем

D

»

^04

D

»

р

Л

»

^отк

D

»

^ПрОВ

 

 

D

»

^рем

 

 

 

 

 

 

Таблица 10

Уравнения регрессии

гух

И

Л =

0,0048.0 +

19,44

0,7032

26,78

П =

0,2895Fo4 +

16,60

0,3069

6,53

Л =

6,0832/) +

17,77

0,4289

10,16

Л =

—0,0268LOTK + 37,88

—0,6228

19,39

Л = —0,3924LnpOB+ 29,67

—0,3651

8,11

П = — 0,1026£рем+ 28,71

—0,2702

5,61

D =

22,3453У0Ч +

663,97

0,1607

3,18

D =

1213,207/) +

 

265,19

0,5801

16,84

O =-3,3586L0TK+

2872,97

—0,5293

14,16

O =-71,8115LnpoB+2050,38

—0,4532

10,98

D = — 13,2792Лрем+ 1734,59

—0,2372

10,44

00

u>


00 rfN

Показатели

V04

от

Р

V04

»

^отк

^04

*

^пров

^04

9

^рем

р

9

^отк

р

9

^пров

р* ^рем

■^ОТК >

^пров

^отк

^рем

^пров

■ ^рем

 

 

П родолжение табл. 10

Уравнения регрессии

ryx

M-

F04= —1,9673^+35,50

—0,1308

2,60

F04=

0,0008LOTK+32,46

0,0168

0,32

FO4= -0 ,0 3 0 7 £ npOB+33,08

—0,0269

0,51

FO4= -0 ,0 6 5 1 L peM+34,45

—0,1616

3,20

P =-0,0011LOTK+1,86

—0,3681

8,20

P—

0,0363ZinpOB+l,70

—0,4794

11,99

~P=

0.0118ZfpeM+l,67

—0,4423

10,59

£ OTH=8.0128LnpOB+366,57

0,3208

6,89

LOTK=1.5862£npOB+399,15

0,1798

3,58

^пров=0.0801£рем+7,06

0,2267

4,60