Файл: Пивоваров, С. Э. Моделирование процессов прогнозирования в приборостроении.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 23.10.2024
Просмотров: 88
Скачиваний: 0
Особое внимание при исследовании и расчете всех показателей развития отрасли следует обратить на систематизацию и сбор пер вичной статистической информации. На основе исходных массивов информации, в первую очередь, определяются численные значения объема производства отрасли, которые конкретизируются как по предприятиям отрасли в различные моменты исследуемого ретро спективного периода (Q^), так и по агрегированным группам при боров (Qjrt). Кроме этого определяется изменение объемов по задан ным вариантам развития (Qjrj).
Для выбора оптимального варианта прогноза необходимо опреде лить весовые коэффициенты объемов производства каждой агреги рованной группы (bjrt)
Ь)п = ^ ~ . |
(4.3.1) |
Ц Qn
г= 1
Причем значения объемов производства определяются по формуле
(3.4.1).
Выделяемые лимиты различных видов ресурсов (основные фонды, квалифицированные кадры, предметы труда — продукты других отраслей и т. д.) распределяются по группам и по годам исследуемого периода на основании директивных указаний и положений об огра ничениях ресурсов. По данным о выделенных лимитах ресурсов по годам исследуемого периода необходимо проводить расчет лимитов прироста ресурсов, учитывая специфику рассматриваемой отрасли
(Lkt>
Для определения коэффициентов «расхода» ресурсов рассчиты ваются весовые коэффициенты групп ресурсов в каждом виде по следующей зависимости
|
|
Qyt |
(4.3.2) |
|
|
|
|
где ср — сквозная |
нумерация |
групп ресурсов; |
|
(3 — сквозная |
нумерация |
вида ресурсов; |
|
Qp, — лимит вида ресурса,
и коэффициент варианта развития (/с9), учитывающий влияние вида специализации на технико-экономические показатели различных вариантов перспективного развития. Коэффициент варианта раз вития устанавливается по экспертным оценкам специалистов.
Таким образом, коэффициенты «расхода» ресурсов |
рас- |
считываются по следующей формуле |
|
— KqK y^)}rt. |
(4.3.3) |
При определении коэффициентов «расхода» производственных мощностей по агрегированным группам продукции учитц-
60
вается нормативный коэффициент (k„), определяемый по эксперт ным оценкам.
dlrt = Kqb)rt. |
(4.3.4) |
Величина производственных мощностей при этом определяется по формуле
т
2 |
Qri |
|
= ^ |
---- . |
(4.3.5) |
|
Км |
|
По величине производственных мощностей определяется их прирост на данный период исследования (L,).
Значения перспективных текущих и единовременных затрат по каждому предприятию можно рассчитать двумя способами: либо прямым счетом (через нормативы удельных капитальных вложений и калькуляцию себестоимости), либо с помощью специальных зави
симостей: |
|
|
|
|
|
|
Kqrt= K rt+ |
Z |
k !r‘QU |
|
(4-3.6) |
|
|
г = I |
|
|
|
|
С?, = С„ + |
2 |
ф ф , |
|
(4.3.7) |
|
|
/ = i |
|
|
|
где K4rt |
и Cqrt — капитальные вложения и себестоимость по q-му |
||||
|
варианту развития r-го предприятия; |
|
|||
Кн и Crt — постоянная (независимая от |
варианта |
развития) |
|||
kjrt |
часть капитальных вложений и себестоимости; |
||||
и sjrt — удельные, пропорциональные |
объемам |
производ |
|||
|
ства капитальные вложения и себестоимость произ |
||||
водства.
Таким образом, процесс формирования и расчета исходных дан ных представляет собой формализованную процедуру, а следова тельно, может обрабатываться на ЭВМ.
4.4. Анализ и методы обработки исходной информации
Адекватность и точность прогнозных моделей существенно увели чиваются при использовании математико-статистических методов анализа исходной информации [11, 23, 30, 51, 75]. При этом массивы исходной информации выступают не только как пассивные стати стико-экономические характеристики действующих экономических процессов, но и как динамические зависимости их взаимного влия ния.
На стадии построения зависимостей взаимного влияния эконо мических характеристик трудно установить возможные допустимые диапазоны их колебаний. Исходная информация, необходимая для
моделирования экономических процессов на ЭВМ, в большинстве случаев характеризуется незначительной точностью Отсюда целе сообразно определить соотношения между интервалами изменения основных показателей моделей прогнозирования развития отрасли и наборов влияющих на них факторов.
В общем случае экономическая система «входы» объект управ ления ->■ «выходы» описывается зависимостями между непустым мно жеством входных переменных (факторов) (t) (р = 1, 2, .... М), характеризующих воздействие на объект управления; непустым множеством операторов F$, которые действуют при определенных соотношениях, касающихся (t), и непустым множеством выход ных переменных (показателей) у$ (t) (Р = 1, 2, ..., М).
Множество переменных представляет собой входные и выходные векторы процесса управления. Выходные характеристики можно представить в символическом виде:
для нестационарных систем
0р(О=/[*|»(О. М О ];
для стационарных систем М 0 = / М 0 . М -
Можно выделить три типа указанных экономических систем, определяемых из условий:
1) соотношение для нестационарных систем не известно априори, и нахождение его вызывает определенные трудности;
2) то же соотношение может быть выведено в явной форме на основе знания процессов функционирования конкретной системы;
3) поведение системы можно моделировать.
Запишем выходные функции процессов, функционирующих в сис
теме, в виде |
|
*/р = Ы * 1. хг, . .. , хм), ( P = l. N). |
(4.4.1) |
Таким образом, рассматриваемая экономическая система при надлежит ко второму типу при фиксированном t.
Представим входные величины (факторы) в виде суммы истин ного значения входной величины и некоторой случайной пог решности | м, которая учитывает случайные воздействия, не имею щие количественного выражения:
*ц = *ц + Ец (|Х= 1, 2, ... , М).
Требуется определить, какие ограничения необходимо наложить на вероятностные характеристики погрешностей | 2, ..., £мдля того, чтобы отклонения выходных величин г/р от их истинных значений находились в заданных пределах ±вр.
Последнее требует некоторого уточнения. Допустим, что откло нение некоторой величины от ее истинного значения находится в заданном интервале (—е, +е), если вероятность того, что откло нение окажется больше е, не превосходит заданной величины а,
•»
Далее будем полагать, что случайные величины (погрешности) !i, гг. •••> 1м независимы и распределены по нормальному закону
с нулевыми средними и дисперсиями стf, |
ст|, |
(ГмОпределим ма |
||||||
тематическое ожидание и дисперсию случайной величины г/р |
||||||||
|
С О |
с о |
|
|
|
|
|
|
М(г/р) = |
$ ... |
5 |
(хъ |
|
хм)Р ( х 1, |
. .. , xM)dx1 ... dxM] (4.4.2) |
||
|
—• оо |
— со |
|
|
|
|
|
|
о (г/р) = |
$ ... |
$ |
[/р {хъ ... , Хм) - |
м (y$)f Р (хъ . . . , хм) dx1 ... dxM, |
||||
где Р (хъ . . . . |
хм) = Рг (хг) Р2 (х2) |
... Рм (хм); |
|
|||||
|
|
|
- *ц)2 |
|
|
|
|
|
Р Л ч ) |
1 |
|
2аг, |
—плотность случайной величины х |
||||
|
ч |
|||||||
|
ацф 2я |
реализация |
формул |
(4.4.2) |
обычно сопряжена |
|||
Практическая |
||||||||
с большими трудностями вычислительного характера.' Имеет смысл
воспользоваться |
одним из |
приближенных |
методов определения |
||||||||||||
М (г/р) и D (г/р). Представим г/р в виде разложения в ряд Тейлора |
|||||||||||||||
по степеням х^ — х^ = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
У$ |
/р (^i Н- ^1» • • ** Хм -ф ^.м) |
fр (^i, |
|
...» |
Хм) -ф |
|
||||||||
+ 2 |
дЬ (хг |
■*м) |
|
1 |
м |
м |
|
, |
■■■• хм) |
|
|||||
|
|
V^ |
|
(xv |
|
||||||||||
|
дхп |
|
|
b+i 2 |
2 |
|
дхм дхк |
|
(4.4.3) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
ц = |
1 k=\ |
|
|
|
|
|
|
Учитывая, |
что величины |
|
£2,с т а т и с т и ч е с к и независимы |
||||||||||||
и имеют нулевые математические ожидания, |
из формулы |
(4.4.3) |
|||||||||||||
получаем: |
|
|
|
|
|
|
|
м |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
М (г/р) = |
/р (%i, |
. . . . ^ж) + 2 |
|
' " |
' Хм) |
М ( У + |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
М-—1 |
|
дхп |
|
|
|
||
|
|
|
м |
м |
|
, |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
1 |
дЬ |
|
- |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
V |
V |
|
{Х1 .......хм) |
|
|
|
|
|
|
||||
|
+i22и = 1 А = 1 |
|
дх^ дх2 |
м |
( ш |
+ |
- ‘ = |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
1 |
м |
d2h ( xv |
•••• хм) |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
V |
|
|
||||||
|
==fa(%l< •••) |
хм) ~Ь ~2 |
2 |
|
д2х„ |
|
|
(Т^ + .... |
(4.4.4) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
Й=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
D (Ур) — М |
{[t/p — М |
(t/p)]2} — М |
{{fa f a , |
|
..., |
Х м )-\~ |
|
|||||||
|
+1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
.... »«>- |
|
|
|
Ц= 1 |
|
|
|
|
|
|
|
м |
|
|
|
|
|
|
1 V дЪ ( хг - ' |
хм~ ) . |
|
|
|
5/р (ф ,.... *Л) |
|
|||||||||
|
|
=2 |
+ ---- |
||||||||||||
-т2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Д= ] |
|
|
|
|
|
|
|
|
Ц= 1 |
|
|
|
|
||
(4.4 .5)