Файл: Каменецкий, Л. Е. Экономическая эффективность основных фондов на карьерах.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 23.10.2024
Просмотров: 99
Скачиваний: 0
градском государственном университете. Парные коэффициенты корреляции г между признаками х и у рассчитывались по фор
муле
f — |
1~ |
(12) |
где (ТЛ-, (Ту — стандартные отклонения признаков.
Значения парных коэффициентов корреляции между уровнем
фондоотдачи и факторами-аргументами |
приведены в табл. 61. |
||
|
Т а б л и ц а |
61 |
|
|
Парные |
коэффициенты |
|
|
корреляции |
|
|
Факторы •аргументы |
между |
между |
|
логарифмом |
|||
|
уровнем |
уровня |
фондо |
|
фондоотдачи |
отдачи |
и лога |
|
и факторами- |
рифмами |
|
|
аргументами |
факторов - |
|
|
|
аргументов |
|
Д о б ы ч а .............................................................................. |
0,21 |
0,33 |
|
Коэффициент вскрыши .................................................. |
—0,36 |
- 0 ,4 |
|
Емкость ковша экскаватора на д о б ы ч е ..................... |
0,16 |
0,17 |
|
Емкость ковша экскаватора на вскрыше ................. |
0,44 |
0,41 |
|
Высота угольного уступа . .......................................... |
0,1 |
0,05 |
|
Высота породного у с т у п а ............................................. |
0,36 |
0,36 |
|
Коэффициент использования календарного фонда |
0,5 |
0,53 |
|
времени экскаваторов .................................................. |
|||
Глубина разработки карьера .......................................... |
0,02 |
—0,01 |
|
Удельный вес активной части основных фондов . . |
0,28 |
0,32 |
|
Рассмотрение парных коэффициентов |
корреляции показало |
высокую степень зависимости величины фондоотдачи от коэф фициента использования календарного фонда времени экскава торов, который характеризует уровень организации производ ства на карьере.
На этапе многомерного регрессионного анализа отыскивалось уравнение регрессии, устанавливающее зависимость уровня фон доотдачи от девяти факторов-аргументов, отобранных в резуль тате предварительного анализа.
Уравнение регрессии имеет вид:
У — а о + У ] |
a t x t + |
V |
У . a t jX t X j , |
(13) |
[ l = |
I |
t = l |
;= 1 |
|
где а;, а ц — коэффициенты, подлежащие определению; у — уро вень фондоотдачи; Xi, Xj — значения факторов-аргументов.
Уравнение (13) в результате введения новых переменных может быть приведено к виду:
у = а 0 + а 1х 1 + . . . -ф а р х р . |
(14) |
87
Коэффициенты а 0, а и . . а р определялись методом наимень
ших квадратов. Отыскивались такие значения аг-, при которых сумма квадратов отклонений расчетных значений зависимой переменной, вычисленных по формуле (14), от их фактических значений была бы минимальной:
У] (У1— Уi f = min,
где i/i — фактическое значение зависимой переменной; y t — рас
четное значение зависимой переменной.
Было рассмотрено 22 модели с различной комбинацией фак торов-аргументов. Рассматривались модели при функциональ ном преобразовании значений некоторых признаков (введение логарифмов) и на исходных данных.
В процессе исследования отбирали факторы, существенно влияющие на зависимую переменную, и исключали из модели факторы, не оказывающие существенного влияния на ее вели чину. Проигрыванием модели с различными сочетаниями фак торов пришли от модели со всеми признаками, где коэффициент множественной корреляции /?м„ = 0,863 и остаточная дисперсия
сг2ост = 0,0449 |
к модели, содержащей |
пять факторов-аргументов |
при R u n = 0,832 и сг2ост = 0,0545. При |
этом было получено парал |
|
лельно две |
модели: без функционального преобразования ис |
ходных данных и с введением логарифмов некоторых признаков. Модель «на логарифмах» дала более высокий коэффициент мно
жественной корреляции |
(^MH= 0,832>i?MH= 0,719). Полученное |
|||||||
уравнение регрессии имеет вид: |
|
|
|
|
|
|||
у |
= |
0,017х1 — 0,57ха + 0,12х6 + 0,92х, +^,015х9 + |
4,65, |
(15) |
||||
где Х\ |
— логарифмы значений добычи, Xi = ln Д; х 2— логарифмы |
|||||||
значений |
коэффициента |
вскрыши, х 2 = 1 п К в \ |
х 6— логарифмы |
|||||
значения высоты породного уступа, Хб = 1п В п \ |
х 7 — коэффициент |
|||||||
использования календарного фонда времени |
экскаваторов |
/Си; |
||||||
х 2 — удельный вес активной части основных фондов У . |
|
|||||||
Если в уравнении регрессии |
(15) перейти к исходным обоз |
|||||||
начениям, то оно примет вид: |
|
|
|
|
|
|||
|
|
Ф = 105,24D0'017 |
• К 7 ° ' 57 |
■е0,92кч • |
Б9,12 • е°-015у. |
(16) |
||
Для проверки соответствия расчетных |
значений |
зависимой |
переменной с наблюдаемыми ее значениями рассчитывалась ве личина средней ошибки аппроксимации е:
е |
S |
IУ - У |
100%, |
(17) |
|
' |
У |
|
|
где у , у — фактическое и расчетное значения функции.
88
Значение |
е, |
вычисленное при условии |
у = |
\ п Ф , равно 3,4%. |
||
Однако если |
|
перейти к |
модели (16) |
и |
рассчитывать е= |
|
= — |
\^ . 1ф ~ |
^ I. . юо % , |
то значение е возрастает. |
|||
п |
£ J j |
Ф |
|
|
|
|
Анализ абсолютных и относительных отклонений расчетных и фактических значений фондоотдачи показал, что наибольшие отклонения наблюдаются для карьеров, у которых значение фон доотдачи сильно отличается от среднего. По этому признаку карьеры были распределены на три группы: с относительно низ ким, средним и относительно высоким уровнем фондоотдачи. Для групп первой и третьей была проведена корректировка мо дели. Изменению подлежал свободный член уравнения ре грессии.
Корректирующий множитель а подбирался по методу наи
меньших квадратов так, чтобы
|
|
|
2 (Ф — а Ф )2 = min, |
|
|
|
где Ф , |
Ф — фактическое и расчетное значение уровня |
фондо |
||||
отдачи. |
|
рассчитывалась но формуле |
|
|
||
Величина а |
|
|
||||
|
|
|
2ФФ |
|
|
(18) |
|
|
|
а — ------ |
|
|
|
С учетом |
корректирующего множителя уравнение регрессии |
|||||
имеет |
вид: |
|
|
|
|
|
|
Ф = |
а |
• 105,24ДГ°-017 • К 7 п,Ъ1 • е°'92Ки . В®’12. eo.oisv |
|
(19) |
|
Значение |
а |
для карьеров первой |
группы — 0,735; для |
вто |
||
рой— 1; для третьей— 1,446. |
для скорректированной мо |
|||||
Средняя ошибка аппроксимации |
||||||
дели в = 7,87% при допустимой 10% [15]. |
(16), |
по |
||||
Расчеты, |
проведенные с использованием уравнения |
казали, что при увеличении значения одного из факторов-аргу ментов на 1 % и неизменной средней величине остальных фак торов фондоотдача меняет свое значение следующим образом:
|
|
_ |
Величина |
Фактор-аргумент, |
изменения |
||
меняющий значение |
фондоотдачи |
||
|
|
|
% |
Добыча Д ........................................................................... |
|
|
+ 0,017 |
Коэффициент вскрыши К в |
.............................................. |
—0,53 |
|
Коэффициент |
использования календарного |
фонда |
|
времени экскаваторов Кп (при среднем его значе |
|||
нии 0 , 6 ) ........................................................................... |
|
Вп |
+ 0 ,5 5 |
Высота породного уступа |
+0 , 1 2 |
||
Удельный вес |
активной |
части основных фондов У |
|
(при среднем значении 45%) .................................. |
+ 0 ,6 7 |
89
Разработанная экономико-математическая модель фондоот дачи позволяет получить ее значения в зависимости от величи ны влияющих факторов. Из факторов-аргументов, вошедших в модель, наиболее реально в анализируемом периоде времени можно было бы оказать воздействие на коэффициент использо вания календарного фонда времени экскаваторного парка Ка-
Изменение других факторов, например производственной мощ ности карьера, требует достаточно длительного периода време ни и дополнительных капитальных вложений.
Подставив в уравнение (16) значения факторов-аргументов, характерных для угольных карьеров в 1975 г., получим ожидае мую величину фондоотдачи (т/тыс. руб. основных фондов1): при 0,7 фондоотдача составит 332; при /Сп^0,79 фондоот дача равна 360,1.
Моделирование фондоотдачи позволяет сделать следующие выводы:
снижение фондоотдачи па угольных карьерах можно было предотвратить за счет повышения уровня организации производ ства;
нейтрализация отрицательного влияния на уровень фондоот дачи па карьерах ухудшения горно-геологических условий раз работки месторождений должна достигаться в результате тех нического прогресса (строительство карьеров большой производ ственной мощности, создание горнотранспортного оборудования с более высокими параметрами и др.) и улучшения структуры основных фондов;
в 1975 г. в условиях, сопоставимых с 1965— 1968 гг. |
(без уче |
|||
та |
результатов переоценки основных |
фондов |
на |
1 января |
1972 |
г.), при уровне организации производства |
на |
карьерах, |
|
характеризующемся величиной K n ^ O J , |
можно обеспечить рост |
фондоотдачи.
Вывод о возможности изменить отрицательную тенденцию показателя фондоотдачи на угольных карьерах сделал А. А. Ко сарь, который использовал метод многофакторного корреляци онного анализа для исследования фондоотдачи на карьерах Кузнецкого бассейна.
Все сказанное в отношении возможности роста фондоотдачи на угольных карьерах справедливо и для карьеров железоруд ной промышленности.
П. Г. Бунич справедливо указывал на наличие особых фак торов, определяющих динамику фондоотдачи в добывающей промышленности [6]. Моделирование фондоотдачи на угольных карьерах показало, что и при наличии отрицательного влияния природных факторов фондоотдача на открытых работах может возрастать. Для этого необходимо обеспечить высокий уровень
1 Значения факторов-аргументов на перспективу приняты по данным института ЦНИЭИуголь.
90