Реферати українською » Экономико-математическое моделирование » Взаємозв'язок техніко-економічних показників роботи підприємства і фондовіддачі


Реферат Взаємозв'язок техніко-економічних показників роботи підприємства і фондовіддачі

Страница 1 из 2 | Следующая страница

Зміст

Запровадження

1. Аналіз техніко-економічних показників

2. Відсів несуттєвих показників

3. Перевірка відсутностімультиколлинеарности

4. Розрахунок коефіцієнтаавтокорреляции

5. Побудова моделі у стандартизованому вигляді

6. Побудова моделі у натуральних одиницях виміру

7. Дослідженняекономико-математической моделі

8. Прогнозування діяльності підприємства

Висновки і

Список використаної літератури


Запровадження

За даними табл. 1 необхідно побудуватиекономико-математическую модель впливу техніко-економічних показників роботи підприємства нафондоотдачу і оцінити перспективи його її подальшого розвитку, навіщо необхідно:

а) проаналізувати показники господарську діяльність підприємства за цей період часу; б) зробити відсів несуттєвих чинників, коли такі є у вихідних даних; в) перевірити наявність (відсутність)мультиколлениарности у разі її присутності, зробити відсівмультиколлениарних чинників; р) розрахувати коефіцієнтавтокорреляции; буд) побудуватиекономико-математическую модель таоргументировать вибір рівняння зв'язку; е) розрахувати коефіцієнти еластичності; ж) побудуватиеконометрическую модель в натуральних одиницях виміру; із) визначити значимість кожного показника для фондовіддачі; і) спрогнозувати рівень фондовіддачі для підприємства, очікуваним майбутньому періоді і розрахувати необхідні значення техніко-економічних показників для прогнозованого періоду. За всіма пунктах завдання робити висновків з економічної думки і дати конкретні пропозиції з економічної політики для підприємства задля забезпечення його її подальшого розвитку.

Таблиця 1Технико-економические показники

Період часу

(№)

>Фондоотдача, грн Вартість активній частині основних фондів, млн. грн >Среднечасовая вироблення робочого, грн Простої устаткування,тис./маш.часов

 

46,00 65,20 22,70 7,11 2,79
47,00 65,20 22,90 7,11 2,80
48,00 65,30 22,80 7,11 2,80
49,00 65,40 22,90 7,12 2,81
50,00 65,50 22,90 7,13 2,80
51,00 65,60 23,00 7,14 2,80
52,00 65,70 23,30 7,13 2,80
53,00 65,70 23,20 7,13 2,82
54,00 65,80 23,30 7,13 2,82
55,00 65,90 23,20 7,15 2,82
56,00 66,00 23,30 7,14 2,84
57,00 66,10 23,30 7,15 2,83

Разом:

787,40

276,80

85,55

33,73

 


1. Аналіз техніко-економічних показників

Аналіз вихідних даних показав, що коефіцієнти , , зростають, отже, присутній тенденція до зростання фондовіддачі.

У цьому роботі фондовіддача залежить від трьох чинників:

– вартість активній частині основних фондів;

–среднечасовая вироблення робочого;

– простої устаткування.

>Фондоотдача основних фондів визначається ставленням обсягу виготовленої продукції до середньорічний вартості основних фондів:

,

де – фондовіддача;

 – обсяг виготовленої продукції;

ОФ – середньорічна вартість основних фондів, грн.

Обсяг виготовленої продукції визначається натуральних чи вартісних показниках. Найчастіше узагальнюючимстоимостним показником обсягу виробництва є товарна продукція. Для зіставлення рівня життя та динаміки фондовіддачі обсяг продукції обчислюють в фіксованих цінах, а обсяг основних фондів – по відтвореного вартості, оскільки залишкова вартість змінюється непропорційно до змін виробничої потужності.

>Фондоотдача показує загальну віддачу від використання кожної гривні, витрачену на основні виробничі фонди, тобто. ефективність цього вкладення коштів.

 


2. Відсів несуттєвих чинників

 

Для відсіву несуттєвих чинників скористаємося формулою парної кореляції, має такий вигляд:

.

Для обчислення коефіцієнтів парної кореляції за цією формулою чисельні значення параметрівSY,SХ1,SХ2,SХ3 визначаються шляхом підсумовування вихідних даних, які у табл. 1. Для визначення про чисельні значень параметрівSY2,SYХ1,SYХ2,SYХ3,SХ12,SХ22,SХ32, необхідно провести додаткові проміжні розрахунки, результати яких в табл. 2.

Таблиця 2 Проміжні розрахунки показників для відсіву несуттєвих чинників

>YX1

>YX2

>YX3

X12

X22

X32

1

2

3

4

5

6

7

8

46 4251,040 1480,040 463,572 181,908 515,290 50,552 7,784
47 4251,040 1493,080 463,572 182,560 524,410 50,552 7,840
48 4264,090 1488,840 464,283 182,840 519,840 50,552 7,840
49 4277,160 1497,660 465,648 183,774 524,410 50,694 7,896
50 4290,250 1499,950 467,015 183,400 524,410 50,837 7,840
51 4303,360 1508,800 468,384 183,680 529,000 50,980 7,840
52 4316,490 1530,810 468,441 183,960 542,890 50,837 7,840
53 4316,490 1524,240 468,441 185,274 538,240 50,837 7,952
54 4329,640 1533,140 469,154 185,556 542,890 50,837 7,952
55 4342,810 1528,880 471,185 185,838 538,240 51,123 7,952
56 4356,000 1537,800 471,240 187,440 542,890 50,980 8,066
57 4369,210 1540,130 472,615 187,063 542,890 51,123 8,009

P.S

51667,580

18163,370

5613,550

2213,293

6385,400

609,903

94,812


;

;

.

Проаналізуємо отримані результати. Як відомо, коефіцієнт парній кореляції змінюється від – 1 до + 1. Якщо під назвою коефіцієнт у межах ± 0,7 – 0,9, відповідно до шкалою оцінки взаємозв'язку змінних, зв'язок між чинниками вважається високої, і якщо значення коефіцієнта перевищує ± 0,9, то зв'язок вважається дуже високою.

У нашому випадку взаємозв'язок міжфондоотдачей та вартістю активною частиною основних фондів висока (). Цей чинник (Х1) вважаємо істотним і включаємо в модель. Взаємозв'язок міжфондоотдачей ісреднечасовой виробленням робочого висока (). Чинник (Х2) вважаємо істотним і включаємо в модель. Взаємозв'язок міжфондоотдачей і простоєм устаткування висока (). Чинник (Х3) вважаємо істотним і включаємо в модель.


3. Перевірка відсутностімультиколлинеарности

Для перевірки відсутностімультиколлинеарности між які залишилися чинниками скористаємося формулою парній кореляції, має такий вигляд:

.

Для обчислення коефіцієнтів парній кореляції за цією формулою необхідні чисельні значення параметрівSY,SХ1,SХ2,SХ3 представлені у табл. 1.Численние значення параметрівSХ12,SХ22,SХ32 представлені у табл. 2. Для визначення про чисельні значень параметрівSХ1Х2,SХ1Х3,SХ2Х3 необхідно провести додаткові проміжні розрахунки, результати яких в табл. 3.

Таблиця 3 Проміжні розрахунки показників для перевірки відсутностімультиколлинеарности

46 22,700 7,110 161,397 2,790 63,333 19,8369
47 22,900 7,110 162,819 2,800 64,120 19,908
48 22,800 7,110 162,108 2,800 63,840 19,908
49 22,900 7,120 163,048 2,810 64,349 20,0072
50 22,900 7,130 163,277 2,800 64,120 19,964
51 23,000 7,140 164,22 2,800 64,400 19,992
52 23,300 7,130 166,129 2,800 65,240 19,964
53 23,200 7,130 165,416 2,820 65,424 20,1066
54 23,300 7,130 166,129 2,820 65,706 20,1066
55 23,200 7,150 165,88 2,820 65,424 20,163
56 23,300 7,140 166,362 2,840 66,172 20,2776
57 23,300 7,150 166,595 2,830 65,939 20,2345
P.S 276,800 85,550 1973,38 33,730 778,067 240,4684

;

;

.

У разі все чисельні значення коефіцієнтів парної кореляції (,,) < 0.9, отже,мультиколлинеарность відсутня, тобто. все коефіцієнти ми залишаємо і включаємо в модель.

4. Розрахунок коефіцієнтаавтокорреляции

Для розрахунку коефіцієнтаавтокорреляции між рівнем валового доходу скористаємося формулою парної кореляції, має такий вигляд:

.

Для обчислення коефіцієнтаавтокорреляции за цією формулою необхідні чисельні значення параметрівSYі,SYі2, представлені у табл. 1 і 2 відповідно. Для визначення про чисельні значень параметрівSY>i-1,SY>i-12,SYіY>i-1 необхідно провести додаткові проміжні розрахунки, результати яких в табл. 4.

З іншого боку, до розрахунку коефіцієнтаавтокорреляции необхідно попередньо обчислити середні значення параметрів  і , і навіть квадрати середніх значень тих самих параметрів, навіщо скористаємося формулами середньої арифметичній простий:

Таблиця 4 Проміжні розрахунки показників до розрахунку коефіцієнтаавтокорреляции

46 65,200 4251,040
47 65,200 65,200 4251,040 4251,040 4251,040
48 65,300 65,200 4264,090 4251,040 4257,560
49 65,400 65,300 4277,160 4264,090 4270,620
50 65,500 65,400 4290,250 4277,160 4283,700
51 65,600 65,500 4303,360 4290,250 4296,800
52 65,700 65,600 4316,490 4303,360 4309,920
53 65,700 65,700 4316,490 4316,490 4316,490
54 65,800 65,700 4329,640 4316,490 4323,060
55 65,900 65,800 4342,810 4329,640 4336,220
56 66,000 65,900 4356,000 4342,810 4349,400
57 66,100 66,000 4369,210 4356,000 4362,600

787,400

721,300

51667,580

47298,370

47357,410

;

.

Проаналізуємо отриманого результату. Якщо чисельна значення коефіцієнтаавтокорреляции перебуває у діапазоні від –0,3 до + 0,3, то прийнято вважати, що єавтокорреляция між рівнем результуючого показника. У нашому випадку коефіцієнтавтокорреляции становитьr = 0,691, отже,автокорреляция між рівнем фондовіддачі відсутня. Це свідчить про тому, що чинники, від яких фондовіддача і який дано в ролі вихідної інформації, є головними, а вплив випадкових, нам не відомих чинників незначно. Через це вважаємо, що спотворення результатів моделювання буде неістотним, що у модель будуть включені лише суттєві чинники, яких справді залежить результуюча змінна.

5. Побудова моделі у стандартизованому вигляді

За характером зміни рівнів фондовіддачі можна висунути гіпотезу про прямолінійному законі розподілу цей показник у часі.Уравнение множинної регресії для прямолінійною зв'язку має такий вигляд:

.

Аби вирішити цього рівняння регресії скористаємося методом винятку (методом Гаусса), навіщо складемо і запишемо систему нормальних рівнянь:

Вирішити систему нормальних рівнянь – отже, знайти чисельна значення коефіцієнтів регресії , , . Решта параметри системи рівнянь (коефіцієнти парній кореляції) вже були враховано першою й другому етапах розрахунків. Запишемо цю систему рівнянь з численними значеннями відомих параметрів:

>Разделим всі члени кожного рівняння системи на відповідні коефіцієнти при .

У результаті процедури (розподілу) одержимо нової судової системи рівнянь із трьома невідомими, у якій коефіцієнти при , рівні одиниці:

Щоб не допустити із системи рівнянь невідомого параметра віднімемо з другого рівняння – перше, і з третього рівняння – перше. У результаті операції (вирахування) одержимо нової судової системи з цих двох рівнянь, але тільки з цими двома невідомими:

Як і попередньому разі, розділимо всі члени кожного рівняння цією системою на відповідні коефіцієнти при .

У результаті процедури (розподілу) одержимо нової судової системи, що складається з цих двох рівнянь з цими двома невідомими, у якій коефіцієнти при рівні одиниці:

Щоб не допустити з цього системи рівнянь невідомого параметра віднімемо з другого рівняння перше. У результаті операції (вирахування) одержимо нове рівняння, але тільки з однією невідомим:

.

Звідки

Для визначення чисельного значення коефіцієнта регресії підставимо знайдене значення коефіцієнта регресії до першого рівняння системи з цих двох рівнянь:

;

Звідки

Для визначення чисельного значення коефіцієнта регресії підставимо знайдені значення коефіцієнтів регресії й у перше рівняння системи із трьох рівнянь:

;

;

Звідки

Усі чисельні значення коефіцієнтів множинної регресії знайдено. Тоді рівняння зв'язку в стандартизованому вигляді матиме такий вигляд:

.

6. Побудова моделі у натуральних одиницях виміру

Для об'єктивного аналізу показників досліджуваного соціально-економічного явища необхідно вийти з абстрактної стандартизованої моделі до математичну модель в натуральних одиницях виміру.Уравнение множинної регресії для прямолінійною зв'язку має такий вигляд:

Аби вирішити цього рівняння регресії необхідно визначити чисельні значення коефіцієнтів еластичності b1, b2, b3. І тому скористаємося наступній формулою:

,

де –среднеквадратическое відхилення результуючого ознаки, що визначається за такою формулою


.

Для розрахункусреднеквадратического відхилення і коефіцієнтів еластичності необхідно провести деякі проміжні розрахунки, результати яких в табл. 5.

Таблиця 5 Проміжні розрахунки для обчисленняcреднеквадратического відхилення

46 65,200 -0,417 0,1739
47 65,200 -0,417 0,1739
48 65,300 -0,317 0,1005
49 65,400 -0,217 0,0471
50 65,500 -0,117 0,0137
51 65,600 -0,017 0,0003
52 65,700 0,083 0,0069
53 65,700 0,083 0,0069
54 65,800 0,183 0,0335
55 65,900 0,283 0,0801
56 66,000 0,383 0,1467
57 66,100 0,483 0,2333
Страница 1 из 2 | Следующая страница

Схожі реферати:

Навігація