Статистический анализ показателей использования производственных ресурсов (стр. 1 из 4)

Н. Леонова, Е. Марголин

Настоящее сообщение является второй частью исследования, посвященного оценке обеспеченности полиграфических предприятий производственными ресурсами и экономической отдачи от их использования.

В предлагаемой работе изучается зависимость выручки от реализации продукции (далее - выручка), от размеров затрат производственных ресурсов на основе моделей производственных функций. В классической постановке производственной функции в качестве производственных факторов выступают капитал, труд и земля. В выполненном исследовании роль капитала отведена собственному капиталу предприятий, роль труда - численности работающих, роль земли - производственным площадям предприятий.

Информационную основу составляют данные годовых бухгалтерских отчетов полиграфических предприятий системы МПТР России за 2001 год и - в части производственных площадей - сведения из базы данных полиграфических предприятий, сформированной в Министерстве.

Cтатистический анализ зависимости выручки от реализации продукции, от затрат производственных ресурсов

Производственная функция

Производственная функция описывает взаимосвязь используемых факторов производства с объемом выпуска продукции (2). Производственная функция может быть построена для отдельно взятого предприятия, группы предприятий, отрасли или национальной экономики в целом (3). Уравнение многофакторной производственной функции имеет общий вид:

Q = f(x1, x2, …, xm),

где Q - объем выпускаемой продукции (в нашем случае - выручка), m - число факторов производства, включенных в модель, x1, x2, …, xm - численная характеристика факторов производства.

В качестве факторов производства при рассмотрении производственных функций выступают обычно ресурсы, используемые для создания продукции.

Отношение Q/xi следует расценивать как выпуск продукции, приходящийся на единицу i-го ресурса, или как среднюю производительность i-го ресурса. Предельная производительность i-го ресурса есть частная производная dQ/dxi,, которая всегда положительна, так как невозможно представить себе применение какого-то ресурса, направленное на сокращение объемов производства. Если соотнести предельную и среднюю производительность, то из нижеследующего выражения

dQ/dxi : Q/ xi

можно определить относительную производительность i-го ресурса, показывающую, на сколько процентов изменится объем выпуска продукции, если величина i-го фактора производства (использование i-го ресурса) изменится на 1%. Относительную производительность иначе называют эластичностью выпуска по данному фактору производства.

Если соотнести предельные производительности по i-му и k-му факторам производства (iєk):

dQ/dxi:dQ/dxk ,

то полученное соотношение dxi/dxk будет характеризовать так называемую предельную норму замещения ресурсов. Другими словами, если существует принципиальная возможность замены одного ресурса другим, то количество заменителя можно определить, применяя показатель предельной нормы замещения ресурсов.

Из многообразия математических зависимостей, которые могут быть использованы для построения производственных функций, выберем две - линейную и степенную. Линейные зависимости широко применяются в экономико-математических моделях самого различного назначения. Степенная зависимость с 1928 г. (дата публикации статьи американских ученых Ч.Кобба и П.Дугласа, в которой впервые была введена функция вида Y = A*Ka*Lb) применяется для моделирования именно производственной функции. Вид уравнений для однофакторных моделей и порядок расчета показателей представлены в табл. 1 (4).

Расчет коэффициентов a0 и a1 осуществляется методом наименьших квадратов, при этом степенная зависимость предварительно приводится к линейному виду путем замены переменных их логарифмами.

Табл. 2 повторяет табл. 1, но уже для случая включения в модель двух факторов, при этом расчетные формулы даны применительно к одному из них, поскольку для другого фактора они аналогичны. Кроме того, в табл. 2 включена строка с расчетными формулами для вычисления предельной нормы замещения ресурсов. Знак минус в расчетных формулах замещения ресурсов говорит о том, что при фиксированном объеме производства увеличению одного ресурса соответствует уменьшение другого (5).

Производственная функция принципиально может включать в себя сколько угодно факторов, однако, реальную ценность, как правило, имеют не более 2-3, которые объясняют порядка 70-90% изменений результирующего фактора, в нашем случае - выручки от реализации продукции.

Для случая трех производственных факторов, включаемых в производственную функцию, система нормальных уравнений, по которой определяются коэффициенты функции, имеет вид:

еy = na0 + a1еx1 + a2еx2 + a3еx3

еyx1 = a0 еx1 + a1еx12 + a2е x1 x2 + a3е x1 x3,

еyx2 = a0е x2 + a1е x2 x1 + a2е x22 + a3е x2x3,

еyx3 = a0е x3 + a1е x3 x1 + a2е x3 x2+ a3е x32.

Здесь n - количество объектов в рассматриваемой совокупности. При меньшем или большем числе производственных факторов справа и снизу убирается или добавляется соответствующее количество строк и столбцов.

В настоящей работе параметры производственной функции определяются как по всей совокупности подведомственных Министерству полиграфических предприятий, так и отдельно по группам книжно-журнальных и газетных предприятий.

Корреляционная матрица

Производственная функция представляет собой эконометрическую модель, которая связывает количественные характеристики используемых в производстве ресурсов, выступающих в модели в роли факторов (факторных признаков), с количественными характеристиками результата, получаемого от их использования (результативный признак). Если в модель включаются факторы, которые прямо или опосредованно связаны друг с другом (явление мультиколлинеарности), возникает опасность того, что воздействие каждого из таких факторов на результат будет искажено присутствием других факторов и тогда модель как инструмент для принятия управленческих решений потеряет свою ценность. Для проверки наличия такой опасности производится анализ корреляционной матрицы (табл. 3). В матрицу заносятся значения коэффициентов парной корреляции между результативным и каждым из факторных признаков (ryx) и между факторными признаками попарно (rik, i=1,2,…,m; k=1,2,…,m; iєk). Считается, что мультиколлинеарность имеет место, когда коэффициент парной корреляции между какими-либо двумя факторными признаками превышает 0,8 (6).

В табл. 3 представлена корреляционная матрица, содержащая коэффициенты парной корреляции для всех используемых в настоящей работе признаков. Коэффициенты проверены на статистическую значимость. Результаты проверки положительны.

Можно констатировать, что очень тесная связь (коэффициент парной корреляции больше 0,9) наблюдается между выручкой и численностью работающих для группы, образованной всеми предприятиями, и между выручкой и размером собственного капитала и выручкой и численностью работающих по группе книжно-журнальных предприятий.

Коэффициент корреляции величиной от 0,7 до 0,9 характеризует тесную связь между изучаемыми показателями. Таковая имеет место по всей совокупности предприятий и по группе книжно-журнальных типографий во всех комбинациях признаков, кроме упомянутых.

Группа газетных предприятий отличается тем, что тесная связь свойственна только комбинации выручка-собственный капитал и выручка-численность работающих. В других случаях теснота связи либо умеренная (значение коэффициента парной корреляции от 0,5 до 0,7), либо слабая - r<0,5 (выручка-производственная площадь).

Критерий rik>0,8 превзойден лишь в одном случае - сильная корреляция наблюдается по группе книжно-журнальных предприятий между факторными признаками собственный капитал и численность работающих. Однако очень близкими к рубежу 0,8 находятся по крайней мере еще четыре значения коэффициентов парной корреляции. Все это свидетельствует о необходимости количественной оценки гипотезы о наличии мультиколлинеарности.

Один из вариантов проверки предложен Фарраром и Глаубером (7). Для выполнения проверки строится симметричная матрица, состоящая только из коэффициентов парной корреляции между факторными признаками, при этом на главной диагонали помещаются единицы, и вычисляется ее определитель D. Затем рассчитывается величина критерия c2 расч по формуле:

c2 расч = - (n-1-(1/6)*(2m+5))*lnD,

где n - количество объектов в изучаемой совокупности, m - число факторных признаков. Расчетное значение критерия сравнивается с табулированной величиной при числе степеней свободы f = 0,5*m*(m-1). Если c2расч > c2табл, то наличие мультиколлинеарности не отрицается.

Для случая двухфакторных моделей c2 табл =3,84. Если модель трехфакторная, c2табл =7,82. В обоих случаях уровень значимости принят равным 0,05, т.е. вероятность гипотезы об отсутствии мультиколлинеарности не превышает 5%. В табл. 4 представлены расчетные значения критерия c2расч при различных объемах совокупностей для двухфакторных моделей.

Сравнивая значения критерия из табл. 4 с табулированными величинами, можно заметить, что явление мультиколлинеарности заставляет говорить о себе даже при незначительной величине коэффициента парной корреляции, если число объектов в совокупности достаточно велико. В зоне отраслевого анализа, где количество объектов измеряется считанными десятками, мультиколлинеарность можно подозревать при самой умеренной тесноте связи, когда коэффициент парной корреляции едва достигает значения, близкого к 0,5.