1.2.оцінка впливу чинників активізації інноваційної діяльності підприємства на ефективність його виробництва
Простеживши особливості інноваційної діяльності машинобудівних підприємств Західного регіону України в динаміці, можна зробити ряд узагальнень щодо її стану. Насамперед потрібно зазначити, що оцінювання тенденцій розвитку інноваційної діяльності підприємств Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей дало змогу зробити висновок, що відбувається її згортання. Це свідчить про необхідність негайного втручання у дані процеси для їх активізації. Очевидно, що фундаментальною основою інноваційної діяльності є проведення наукових досліджень і проектно-конструкторських робіт. Враховуючи динаміку обсягу інноваційних витрат і частки цих витрат на фінансування таких її напрямків, як маркетинг оновленої продукції та придбання засобів виробництва, доходимо висновку, що згортання інноваційної діяльності підприємств стає реальністю і це можна стверджувати доволі очевидно, що й підтверджують прогнози. Для прогнозування явища використаємо дані табл.1.5, де подана динаміка загальної суми інноваційних витрат машинобудівних підприємств регіону, а також динаміка частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт та маркетинг і придбання засобів виробництва. Суттєвий вплив цих чинників на інтенсивність виконання науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт підтверджує практика роботи досліджуваних машинобудівних підприємств Західного регіону України. Забезпечення фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт в умовах економічної нестабільності є одним з найважливіших завдань. Нижче будуть наведені переваги цього шляху розвитку підприємства (див. п. 2.1). Таблиця1.5
Динаміка і структура інноваційних витрат підприємств машинобудування Львівської, Івано-Франківської і Тернопільської областей у 1998 – 2000 рр.*
*Таблиця складена на основі даних облстатуправлінь Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей. Протягом 1996 – 1998 рр. відповідно до загострення кризових явищ в економіці країни визначилася стала тенденція до зниження не лише загальних обсягів інноваційних витрат у машинобудівних підприємствах регіону (у середньому по регіону вона знизилася у 1,6 раза), а й до зниження частки інноваційних витрат щодо таких напрямків, як фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт, маркетинг і реклама при одночасному збільшенні частки витрат на придбання засобів виробництва та частки інших витрат. З 1999 р. у регіоні позначилася тенденція до деякого поліпшення ситуації із загальними обсягами інноваційних витрат, які у цьому році зросли порівняно з попереднім у 1,1 раза, а у 2000 р. зростання у порівняннні з попереднім становило майже 12 разів. Проте ці позитивні зміни відбувалися нерівномірно по областях. Зокрема зростання загального обсягу інноваційних витрат у 1,8 раза було характерним для Івано- Франківської області, в Тернопільській відбулося зростання лише у 1,2 раза, у той час як у Львівській області даний показник знизився у 9,4 раза (див. табл.1.5). Ще невтішнішою є ситуація з динамікою частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт у загальній сумі інноваційних витрат. Так, у 1999 р. порівняно з 1998 р. вона у регіоні знизилася майже вдвічі. Тривожним є також той факт, що у 2000 р. відбулося найбільше її зниження (порівняно з попереднім роком частка цих витрат у регіоні знизилася аж у 62 рази). Отже, визначилася негативна тенденція у фінансуванні наукової діяльності на машинобудівних підприємствах регіону. Крім цього, стосовно областей у 1999 р. найбільше знизився даний показник в Івано-Франківській – 23,3 раза, для Львівської області зниження було майже у 3,9 раза, а найнижчим – у Тернопільській області – у 1,4 раза. У 2000 р. ситуація щодо областей змінилася, зокрема зросла у 5,5 раза частка даних витрат в Івано-Франківській області, але у Тернопільській даний показник знизився у 6,5 раза, а у Львівській області аж у 152 рази (див. табл.1.5). У процесі дослідження фінансування інноваційної діяльності машинобудівних підприємств регіону встановлено тенденцію певного зростання частки витрат на придбання засобів виробництва у загальній сумі інноваційних витрат. В цілому по регіону за період 1996 – 1998 рр. вона зросла у середньому в 3,2 раза. Найбільше зростання було протягом 1999 р. – у 20,9 раза зі сповільненням темпів до 1,4 раза у 2000 р., причому найбільше зростання даної частки витрат у 1999 р. характерне для Тернопільської області – майже у 45 разів, в Івано-Франківській воно було 10-кратним, хоча вже у 2000 р. тут відбувся спад у 18 разів. У Львівській області значне зростання даного показника в 1999 р. змінюється його зниженням у 1,1 раза у 2000 р. На основі наведеного вище можна констатувати, що першість у позитивних змінах впевнено утримує Львівщина. Крім наведеного показника за аналізований період зросла також частка витрат на маркетинг і рекламу, але це зростання не є таким значним як у попередньому випадку, що свідчить про недосконалість маркетингової діяльності на машинобудівних підприємствах регіону. Так, у 1999 р. порівняно з попереднім вони зросли у 1,3 раза, але вже у 2000 р. – знизилися у 2,6 раза. Незначне зростання (у 1,6 раза) даного показника у 2000 р. було характерним лише для машинобудівних підприємств Івано- Франківської області, але це ще не так багато, враховуючи, що за попередній період тут витрати на маркетинг зменшилися у 3,8 раза. Значне зниження цих витрат у 2000 р. спостерігалося і у Львівській області (у 1,7 раза), тоді як у Тернопільській вони залишилися без зміни (див. табл.1.5). Помітним є той факт, що склалася така ситуація, в умовах якої не можна забезпечити проходження процесів активізації інноваційної діяльності підприємств машинобудування, адже два найважливіші чинники цього сьогодні в найскладнішому фінансовому становищі. Очевидним є те, що, по-перше, зменшення частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт і, по-друге, зменшення частки витрат на маркетинг (рекламу), котрі в умовах ринкового способу господарювання є важливим засобом успішного завершення перших. Загалом слід відмітити, що протягом останніх років намітилася тенденція до згортання науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт через зменшення їх фінансування. Як видно з табл.1.5, на машинобудівних підприємствах перевагу при розподілі інноваційних коштів надають придбанню засобів виробництва. При цьому з кожним роком зростає розрив у співвідношенні між витратами на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт й на придбання засобів виробництва. Якщо у 1998 р. частка інноваційних витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт майже у 29,9 раза перевищувала частку на придбання засобів виробництва, то вже у 1999 р. при збільшенні загальної суми інноваційних витрат майже у 1,1 раза співвідношення між ними змінилося у протилежний бік, а саме частка витрат на придбання обладнання перевищувала частку інноваційних витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт у 1,4 раза. У 2000 р. цей розрив значно збільшився (див. табл.1.5). Оскільки перспективні можливості підприємства визначаються інтенсивністю і рівнем виконання науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт власними силами, а обмежується інноваційна діяльність, насамперед нестачею фінансових ресурсів, то ми спробуємо виявити залежність між зазначеними вище показниками. Попередньо проведений аналіз дає змогу зробити висновок про залежність частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт від комплексного впливу багатьох чинників. У зв’язку з цим виникає необхідність оцінити силу впливу кожного чинника на величину частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт, що можна зробити, застосувавши метод кореляційно - регресивного аналізу. Саме використання цього методу дає можливість оцінити ступінь впливу на частку витрат для фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт кожного з чинників [93; 123; 183]. Використання кореляційно - регресивного аналізу дає змогу кількісно оцінити силу впливу окремих чинників на частку витрат для фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт та отримати відповідь на запитання: яким чином можна досягти їх оптимальних розмірів? Для прогнозування зміни частки витрат на фінансування науково- дослідних і дослідно-конструкторських робіт сьогодні доцільно включити лише два чинники: загальний обсяг інноваційних витрат і частку витрат на придбання засобів виробництва. Зіставлення загальних обсягів витрат на інноваційну діяльність, частки витрат на придбання засобів виробництва та частки інноваційних витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт, а також дослідження характеру і форми зв’язку між цими показниками переконують в його існуванні. Вплив загального обсягу інноваційних витрат на рівень частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт не викликає сумніву. Проте, незважаючи на позитивні зміни в загальних обсягах фінансування інноваційної діяльності, започатковані у 1999 р., частка витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт продовжує зменшуватися. Це свідчить про її залежність нині від іншого чинника, а саме від частки витрат на придбання засобів виробництва, що в цей же ж період зростає. Аналіз даних табл.1.5 переконує в існуванні між ними безпосередньої залежності, котра може бути виражена рівнянням прямої: Yх = а + bх, (1.1)
де Yх – частка витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт; х – частка витрат на придбання засобів виробництва; b – коефіцієнт регресії, який відображає зміну частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт в результаті зміни величини частки витрат на придбання засобів виробництва. Обчислений коефіцієнт детермінації дорівнює 0,78 (див. додаток А). Відповідно до обчисленого значення коефіцієнта детермінації можемо зробити висновок, що більше 78\% варіації частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт лінійно пов’язані зі зміною чинникової ознаки і лише 22\% – із впливом інших чинників. Для визначення щільності та напрямку зв’язку при лінійній залежності розраховують лінійний коефіцієнт кореляції. Оскільки різниця між індексом і лінійним коефіцієнтом не перевищує 0,1, то гіпотезу про прямолінійну форму кореляційної залежності можна вважати підтвердженою. Прямолінійну форму кореляційної залежності підтверджують графічно подані на рис.1.8 емпіричні лінії регресії.
80,00
70,00
60,00
50,00
40,00
30,00
20,00
10,00
0,00 0,00 10,00 20,00 30,00 40,00 50,00 60,00 70,00 80,00 x, частка витрат на придбання засобів виробництва
Рис.1.8. Залежність частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт від частки витрат на придбання засобів виробництва.
Обчислення параметрів рівняння регресії та окремих статистичних оцінок здійснено за допомогою комп’ютерної техніки (див. додаток А). Обчислені коефіцієнти регресії відображають у середньому зміну частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт при зміні частки витрат на придбання засобів виробництва на одиницю виміру. Методами регресивного аналізу побудована модель залежності частки витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт від величини частки витрат на придбання засобів виробництва (див. табл.1.6). З отриманого рівняння зв’язку видно, що зі збільшенням частки витрат на придбання засобів виробництва на 1\% частка інноваційних витрат на фінансування науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт зменшиться на 0,89\%.
Таблиця 1.6
Показники кореляційної залежності частки витрат на фінансування НДДКР від величини частки витрат на придбання засобів виробництва
Аналіз моделі показав, що вона надійна і її можна використовувати для прогнозування частки інноваційних витрат на фінансування науково- дослідних і дослідно-конструкторських робіт залежно від частки витрат на придбання засобів виробництва. Надійність моделі підтверджується і F-критерієм Фішера. Розрахований F-критерій, фактичне значення якого становить 17,73, що перевищує критичне – 10,1 (для рівня істотності 0,05), свідчить про те, що зв’язок між часткою витрат на фінансування виконання науково-дослідних і дослідно-конструкторських робіт і часткою витрат на придбання засобів виробництва має не випадковий, а закономірний характер. Підвищення ефективності виробництва в умовах кризового стану економіки є однією з найважливіших проблем. Її реалізація, на нашу думку, в значній мірі залежить від рівня інноваційної діяльності підприємств. У сучасній науці та практиці відпрацьована система показників, характеризують рівень економічної ефективності виробництва. Оцінка економічної ефективності виробництва передбачає врахування впливу окремих чинників і знаходження на цій основі певних резервів її підвищення. Зрозуміло, що для забезпечення оптимізації виробництва при розробці і впровадженні будь-яких інноваційних заходів неможливо обійтись без оцінки їх впливу на показники економічної ефективності діяльності підприємства. У зв’язку з цим виникає необхідність визначення показників ефективності діяльності підприємства. Проблема визначення критеріїв і показників економічної ефективності діяльності підприємств є складною і дискусійною. До показників, котрі в тій чи іншій мірі характеризують ефективність виробництва, належать: прибуток, собівартість, фондовіддача, продуктивність праці та інші. Використання кожного дає можливість оцінити ту чи іншу сторону діяльності підприємства. Зміна цих показників дає значні можливості для підвищення ефективності роботи машинобудівних підприємств. У зв’язку з переходом вітчизняної економіки на ринкові засади господарювання підвищення економічної ефективності діяльності машинобудівних підприємств безпосередньо пов’язують з вирішенням проблем конкурентоспроможності їх продукції, що залежать від реалізації інноваційних процесів. Необхідно зазначити, що конкурентоспроможність продукції – поняття складне та відносне, бо остання може бути визначена лише шляхом порівняння між собою аналогічних товарів. Такий висновок можна зробити, розглядаючи підходи практичного визначення конкурентоспроможності продукції, які базуються насамперед на порівняльному аналізі її споживчих властивостей. Стає очевидним те, що в міру збільшення корисності певної продукції будуть зміщуватися і пріоритети споживача, який у своєму виборі прагнутиме до максимального задоволення своїх потреб. Оцінка конкурентоспроможності продукції базується на врахуванні таких техніко-економічних показників, як якість і ціна споживання. Остання включає собівартість, витрати на транспортування і постгарантійний сервіс, тобто експлуатаційні витрати. Згідно з нашими міркуваннями при розгляді критеріїв оцінки конкурентоспроможності слід погодитися з думкою тих зарубіжних і вітчизняних вчених, які пов’язують її з прибутковістю [45]. Якщо продукція є конкурентоспроможною, то її виробництво приводить до зростання отримуваного прибутку, а значить, до підвищення ефективності виробництва. Відповідно до цього виправданим є використання рентабельності виробництва як узагальнюючого показника економічної ефективності господарської діяльності, оскільки саме прибуток лежить в основі її розрахунку. Нині значний вплив на забезпечення підвищення рентабельності виробництва мають інноваційні чинники. Про значний вплив інноваційної діяльності на ефективність виробництва свідчать і фактичні дані роботи машинобудівних підприємств Західного регіону України, що видно з табл. 1.7.
Таблиця 1.7
Вплив інновацій на економічні показники виробництва машинобудівних підприємств Західного регіону України у 2000 р., \%*
* Таблиця складена на основі даних облстатуправлінь Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей. У таблиці подано основні економічні показники виробництва, що змінилися у позитивну сторону в результаті впровадження технічних інновацій. Наведені в таблиці економічні показники свідчать про вагомий вплив інновацій на підвищення ефективності виробництва машинобудівних підприємств регіону. Як видно з таблиці, у значній кількості обстежених машинобудівних підприємств регіону інновації вплинули на підвищення конкурентоспроможності продукції. Зберігається дана закономірність щодо областей. В Івано-Франківській області частка таких підприємств є найвищою у регіоні. У більшої половини підприємств Львівської і Тернопільської областей інновації стали причиною виявлення нових сегментів ринку і необхідної заміни застарілої продукції. Значним є вплив інноваційних процесів на збільшення обсягів виробництва продукції, на що вказує значна частка обстежених машинобудівних підприємства регіону. Оскільки значна частка продукції більшості машинобудівних підприємств регіону експортується в країни близького і далекого зарубіжжя, то відчутним є вплив інновацій на розширення зовнішнього ринку. В умовах загострення екологічних проблем дуже суттєвим є вплив інноваційної діяльності на охорону навколишнього середовища. На існування цього впливу вказали 29\% підприємств Львівської і Тернопільської областей, що дає змогу поставити інноваційну діяльність підприємств у розряд найперспективніших і найнеобхідніших для попередження виникнення екологічних катастроф. Зниження конкурентоспроможності вітчизняної продукції машинобудування зумовлене надмірними витратами матеріальних та енергетичних ресурсів. Так, помітним є зростання енергомісткості ВВП, що порівняно з 1990 р. у 1995 р. зросла на 34,8\%, у 1996 – на 42,8\%, у 1997 р. – на 47,1\% [85, 18] . Тому можна стверджувати, що в Україні назріла потреба стимулювання використання підприємствами новітніх розробок у цій галузі. Не менш важливе значення має вплив інновацій на зниження матеріало- і енергомісткості та зниження частки витрат на оплату праці. Оскільки виробництво вітчизняної продукції характеризується високими порівняно з світовими витратами даних ресурсів, що автоматично спричинює високу собівартість і ціну продукції, то значення інновацій у вирішенні даних проблем є більш ніж очевидним. Крім того, це забезпечує раціональне використання усіх видів ресурсів виробництва, враховуючи їх обмеженість. При цьому слід пам’ятати, що оптимум буде досягатися за умов рівності зваженої граничної продуктивності всіх використовуваних ресурсів. Отже, впровадження інновацій у значній мірі зумовлює вирішення суспільних проблем ресурсозбереження. Інноваційний потенціал підприємства забезпечує проведення наукових досліджень, експериментальних розробок і на цій основі – впровадження технічних, організаційних і соціально-економічних нововведень, впливаючи таким чином на можливості розвитку підприємства в умовах постійно зростаючої конкурентної боротьби. Показниками, що визначають інноваційний потенціал підприємства, є коефіцієнт наукомісткості та коефіцієнт оновлення продукції. Для обґрунтування правильності цієї думки проведемо групування двадцяти машинобудівних підприємств регіону залежно від рентабельності виробництва та коефіцієнтів наукомісткості й оновлення продукції. Важливим показником є коефіцієнт наукомісткості виробництва, що характеризує ефективність інноваційної діяльності, а саме можливості підприємства щодо проведення науково-дослідних і дослідно- конструкторських робіт. Його розрахунок буде описано нижче в п. 2.1. У результаті проведеного групування видно (див. табл. 1.8), що зі збільшенням коефіцієнтів наукомісткості виробництва й оновлення продукції рентабельність виробництва зростає. Співвідношення між максимальним і мінімальним значенням рентабельності при зміні коефіцієнта наукомісткості виробництва від максимуму до мінімуму становить 4,1 раза, а при аналогічній зміні коефіцієнта оновлення продукції – 5 разів. Чітка залежність рентабельності виробництва від коефіцієнта наукомісткості простежується і в розрізі областей. Таблиця 1.8
Залежність рентабельності виробництва машинобудівних підприємств Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей від коефіцієнта наукомісткості за 2000 р.*
*Таблиця складена на основі даних облстатуправлінь Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей. Як видно з табл.. 1.8, лише в Тернопільській області питома вага машинобудівних підприємств де коефіцієнт наукомісткості знаходиться в межах до 0,1, становить значну величину – 50\%, що спричинює найнижчу ефективність виробництва, адже ці підприємства працюють з низьким рівнем рентабельності – в середньому лише 1,39\%. З коефіцієнтом наукомісткості від 0,11 до 0,25 працює 50\% підприємств області, а рівень рентабельності в них (7,88) більш ніж у 5 разів перевищує рівень рентабельності підприємств попередньої групи. Слід зазначити, що тільки в Тернопільській області немає таких підприємств, де б коефіцієнт наукомісткості був більшим за 0,25, що, на нашу думку, і зумовлює найнижчу рентабельність виробництва в цій області. Розглядаючи залежність рівня рентабельності виробництва машинобудівних підприємств від величини коефіцієнта його наукомісткості в Івано-Франківській області, бачимо, що питома вага кількості підприємств, де коефіцієнт наукомісткості перебуває у межах до 0,25, у 1,2 раза вища порівняно з Тернопільською областю. Крім того, тут з’являється значна частка підприємств з коефіцієнтом наукомісткості більшим за 0,25, рівень рентабельності яких у 3,3 раза вищий, ніж у підприємств попередньої групи, і становить 44,58\%. А це приводить до зростання рентабельності виробництва. Залежність рівня рентабельності виробництва від коефіцієнта наукомісткості підтверджується і практикою господарювання машинобудівних підприємств Львівської області. Так, при коефіцієнті від 0,11 до 0,25 вона становить 7,5\%, а зі збільшенням коефіцієнта наукомісткості вище від 0,25 рентабельність виробництва тут зростає у 5,1 раза і становить вже 38,23\%. Зберігається дана залежність і при зіставленні середніх значень рентабельності. Скажімо, у Тернопільській області середня рентабельність виробництва є найнижчою і в 4,7 раза менша від аналогічного показника по регіону. В Івано-Франківській області перевищення середнього показника рентабельності становить 1,18 раза, а у Львівській – рентабельність виробництва у 1,23 раза вища від відповідного показника по регіону. Зіставлення коефіцієнта наукомісткості та рентабельності виробництва, а також дослідження характеру зв’язку між ними свідчать, що цей зв’язок можна виразити кількісно, застосувавши кореляційний метод. З проведеного аналізу видно, що дана залежність є лінійною, а тому її можна кількісно виразити рівнянням прямої:
Yх = а + bх, (1.2)
де Yх – середня величина рентабельності виробництва; х – коефіцієнт наукомісткості; b – коефіцієнт регресії, що відображає зміну рентабельності в результаті зміни величини коефіцієнта наукомісткості.
Для визначення правильності типу вибраного рівняння регресії і характеристики щільності кореляційного зв’язку розрахуємо кореляційне співвідношення, індекс кореляції і лінійний коефіцієнт кореляції (див. додаток Б). При використанні кореляційно-регресивного аналізу кореляційне співвідношення аналогічне коефіцієнту детермінації [171, 89], який у нашому випадку R2 = 0,51. Отже, в обстеженій сукупності машинобудівних підприємств більше 50\% варіації рентабельності виробництва пояснюється різними рівнями коефіцієнтів наукомісткості, тобто є залежність між даними показниками. Для визначення щільності та напрямку зв’язку при лінійній залежності розраховують лінійний коефіцієнт кореляції. Оскільки різниця між індексом кореляції і лінійним коефіцієнтом не перевищує 0,1, то гіпотезу про прямолінійну форму кореляційної залежності можна вважати підтвердженою. Прямолінійну форму кореляційної залежності підтверджують графічно подані на рис. 1.9 емпіричні лінії регресії.
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
0 0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 x, коефіцієнт наукомісткості
Рис. 1.9. Залежність рентабельності виробництва машинобудівних підприємств Західного регіону України від коефіцієнта наукомісткості за 2000 р.
За методами регресивного аналізу побудовано модель залежності рентабельності виробництва від величини коефіцієнта наукомісткості, яка для Західного регіону України має такий вигляд:
Yх = - 0,04 +1,18 х. (1.3)
Отже, при збільшенні коефіцієнта наукомісткості на 0,1
рентабельність виробництва зросте в середньому на 1,18.
Аналіз моделі показав, що вона надійна, це підтверджує F - критерій
Фішера, тобто фактичне його значення становить 18,73 при критичному
4,41 при 95\% рівні значимості (див. табл.1.9).
Обчислений коефіцієнт еластичності свідчить, що при збільшенні коефіцієнта наукомісткості на 1\% від його середнього значення рентабельність підвищиться на 1,15\%. Таблиця 1.9
Показники кореляційної залежності рентабельності виробництва машинобудівних підприємств Західного регіону України від величини коефіцієнта наукомісткості за 2000 р.
З отриманих рівнянь видно, що приріст коефіцієнта наукомісткості веде до зростання рівня рентабельності виробництва. Враховуючи, що гранична помилка коефіцієнта регресії становить 0,6, то зростання коефіцієнта наукомісткості на 10\% зумовить підвищення рентабельності виробництва не менш як у 1,6 раза і не більше як у 2,8 раза. Отже, отримані показники залежності можуть бути використані для виявлення резервів підвищення ефективності виробництва за рахунок зростання коефіцієнта наукомісткості, який нині є дещо низьким на більшості вітчизняних машинобудівних підприємств. В умовах переходу до ринкового способу господарювання, коли доволі помітним є випуск неконкурентоспроможної, застарілої продукції, виникає потреба в її оновленні. Саме цей захід забезпечить підприємству можливості боротьби з різким спадом обсягів виробництва продукції, яка не має попиту. У зв’язку з цим виникає потреба в оновленні номенклатури та асортименту продукції підприємства відповідно до вимог споживачів. В міру оновлення продукції зростатиме й ефективність виробництва, оскільки оновлена продукція матиме попит у споживачів, а значить, дасть змогу отримувати більші прибутки, що відповідно зумовить підвищення рентабельності виробництва. Поглиблення кризових явищ у науково-технічній сфері приводить до подальшого відставання у галузі оновлення продукції і в першу чергу підприємствами машинобудування. Так, у 1998 р. порівняно з 1997 р. у 2,1 раза знизилася кількість створених зразків нових типів машин, устаткування на машинобудівних підприємствах регіону. При цьому слід вказати, що зниження темпів даної діяльності було в усіх трьох областях. У Львівській області зниження даного показника відбулося у 2,3 раза, що було найвищим серед областей. В Івано-Франківській області дане зниження становило 1,8 раза і найнижчим воно було у Тернопільській області – 1,5 раза. Дещо поліпшилася ситуація у 1999 р., коли в регіоні відбулося зростання кількості створених зразків нових типів машин, устаткування, апаратів, приладів та засобів автоматизації у 1,3 раза, але ці позитивні зміни не вдалося утримати у 2000 р., що спричинило зниження темпів оновлення продукції майже у 2 рази. Необхідно зазначити, що ці негативні зміни відбулися у двох областях, зокрема у Львівській – зниження у 2,3 раза, в Івано-Франківській – у 1,3 раза, у Тернопільській змін не було (див. табл. 1.10). Негативний вплив зменшення кількості створених зразків нових видів техніки в регіоні (у 2 рази) доповнюється аналогічним зростанням кількості знятих з виробництва її застарілих конструкцій. При цьому слід зазначити, що у Львівській області, починаючи з 1998 р. кількість знятих з виробництва застарілих видів техніки зменшилася у 6 разів при зростанні лише у 1,8 раза кількості впроваджених. У 1999 – 2000 рр. тут відбулося лише впровадження нової техніки. Дещо аналогічною виглядає ситуація в Івано-Франківській області, де протягом цього часу відбулося зменшення кількості створених видів нової техніки майже у 1,3 раза при повній відсутності зняття застарілих їх видів. У найскладнішому становищі Тернопільська область, де практично зупинений процес створення зразків нових типів машин, устаткування, апаратів, приладів та засобів автоматизації доповнюється зростанням кількості знятих з виробництва їх застарілих конструкцій. Таблиця 1.10
Динаміка оновлення продукції машинобудівних підприємств регіону у 1998 – 2000 рр.*
*Таблиця складена на основі даних облстатуправлінь Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей. Отже, можна стверджувати про появу негативної тенденції у сфері створення зразків нових видів техніки, що не забезпечує підвищення конкурентоспроможності вітчизняної продукції. Значне зростання у 1997 і 1999 рр. кількості створених зразків нових типів машин, устаткування, апаратів, приладів і засобів автоматизації дало змогу у наступних роках зняти значну кількість їх застарілих конструкцій, яка у 2000 р. порівняно з попереднім зросла у регіоні майже у 2 рази, хоча так і не вдалося досягти рівня 1995 р. Щодо областей, то ці зміни мають такий вигляд: у Тернопільській відбулося зростання у 3,2 раза, в Івано- Франківській це дало змогу у 1999 р.відновити зняття з виробництва машин застарілих конструкцій. Більш-менш стабільною залишається динаміка кількості освоєних вперше в Україні нових видів промислової продукції (див. табл.1.10). Поява даної тенденції негативно вплинула на оновлення продукції машинобудування. Чого і слід було чекати. Доволі негативним моментом в оновленні продукції машинобудування є зниження частки продукції, освоєної вперше в Україні та освоєної за останні три роки, що, на нашу думку, не дає можливості підвищувати конкурентоспроможність вітчизняної продукції як на зовнішньому, так і на внутрішньому ринку (див. рис. 1.10). Так, протягом 1995 – 2000 рр. найбільш помітним є зниження даних показників в Івано-Франківській області, де у 2000 р. припинилося постачання продукції на експорт. Дещо нижчим є темпи цієї негативної тенденції у Львівській області. Частка продукції, освоєної вперше в Україні, перевищує аналогічний показник у Тернопільській та Івано- Франківській областях відповідно у 3,3 раза і 6,1 раза. Частка продукції освоєної вперше в Україні за останні три роки, є найвищою у Львівській області. Цей показник тут перевищує аналогічний у 1,4 раза в Івано- Франківській і – у 1,6 раза в Тернопільській областях. Ступінь оновлення продукції на машинобудівних підприємствах можна кількісно виразити показником, який називають коефіцієнтом оновлення продукції. Методика визначення даного коефіцієнта буде наведена в п. 2.1.
35
30
25
20
15
10
5
Івано-Франківська обл.
Рис. 1.10. Динаміка питомої ваги оновленої продукції підприємств машинобудування Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей за 1995 – 2000 рр.
Отже, між коефіцієнтом оновлення продукції і рентабельністю виробництва є закономірна залежність. Відповідно до підвищення коефіцієнта оновлення продукції зростає і рівень рентабельності виробництва (див. табл. 1.11). Як видно з даної таблиці, у Тернопільській області значною (50\%) є частка машинобудівних підприємств з коефіцієнтом оновлення продукції до 0,1, котрі працюють з дуже низьким рівнем рентабельності – 1,39\%, що у 8,6 раза нижче за середній показник по регіону. Дещо нижчою є питома вага аналогічних підприємств в Івано- Франківській області. Рівень рентабельності виробництва для підприємств з коефіцієнтом оновлення до 0,25 у 2,5 раза перевищує аналогічний показник з коефіцієнтом оновлення до 0,1. При збільшенні коефіцієнта оновлення понад 0,25 перевищення становить 1,4 раза. Таблиця 1.11
Залежність рентабельності виробництва машинобудівних підприємств Західного регіону України від величини коефіцієнта оновлення продукції за 2000 р.*
*Таблиця складена на основі даних облстатуправлінь Львівської, Тернопільської та Івано-Франківської областей. Значно швидшими темпами йде оновлення продукції машинобудівних підприємств у Львівській області, де частка підприємств з коефіцієнтом оновлення продукції до 0,1 становить лише 9\%, а частка машинобудівних підприємств з коефіцієнтом понад 0,25 у 2,4 раза перевищує частку з коефіцієнтом оновлення до 0,25. Вищим у 3,8 раза є і середній рівень рентабельності виробництва для підприємств цієї групи порівняно з попередньою. В цілому по регіону частка підприємств з коефіцієнтом оновлення у межах вище від 0,25 становить 45\% від обстежених машинобудівних підприємств, а середній рівень їх рентабельності у 2,5 раза перевищує рівень попередньої групи. Якщо коефіцієнт оновлення продукції до 0,25, то рівень рентабельності лише у 1,2 раза перевищує аналогічний показник при коефіцієнті оновлення до 0,1. Отже, вплив коефіцієнта оновлення продукції на рівень рентабельності виробництва не викликає сумнівів. Для того, щоб виразити цю закономірність у кількісній формі, необхідно скористатися кореляційними методами. Це дасть змогу не лише встановити зв’язок між досліджуваними ознаками, а й виразити його у вигляді рівняння регресії. Проведений аналіз даних переконує в існуванні між ними залежності, а дослідження характеру зв’язку між ними свідчить, що його можна виразити кількісно, застосувавши кореляційний метод – рівняння прямої:
Yх = а + bх, (1.4)
де, Yх – середня величина рентабельності (при заданих значеннях х);
х – коефіцієнт оновлення продукції; а, b – параметри рівняння.
Обчислені коефіцієнти детермінації виражають ступінь загальної варіації рентабельності виробництва, зумовленої зміною коефіцієнта оновлення продукції. Так, на досліджуваних машинобудівних підприємствах регіону більше 50\% від загальної варіації рентабельності виробництва зумовлено зміною рівня оновлення продукції. Для визначення щільності та напрямку цього зв’язку і правильності типу вибраного рівняння регресії розрахуємо лінійний коефіцієнт кореляції, який у нашому випадку дорівнює 0,71 (див. табл. 1.12).
Таблиця 1.12
Показники кореляційної залежності рентабельності виробництва машинобудівних підприємств Західного регіону України від величини коефіцієнта оновлення продукції за 2000 р.
Оскільки різниця між індексом кореляції і лінійним коефіцієнтом не перевищує 0,1, то гіпотезу про прямолінійну форму кореляційної залежності можна вважати підтвердженою. Графічним підтвердженням цього є отримані емпіричні лінії регресії (див. рис. 1.11). Методами регресивного аналізу було побудовано модель цієї залежності, що має такий вигляд:
Yx = - 0,06 + 1,23 х, (1.5)
Аналізуючи одержане рівняння зв’язку, можна дійти висновку, що приріст коефіцієнта оновлення продукції на 0,1 приводить до збільшення рентабельності виробництва на 1,23. Зважаючи на граничну помилку коефіцієнта регресії (див. табл. 1.12), можна стверджувати, що даний приріст коливатиметься у межах не менш як у 1,57 раза і не більше, як у 3 рази.
0,6000
0,5000
0,4000
0,3000
0,2000
0,1000
0,0000 0,0000 0,0500 0,1000 0,1500 0,2000 0,2500 0,3000 0,3500 0,4000 x, коефіцієнт оновлення продукції
Рис. 1.11. Залежність рентабельності виробництва машинобудівних підприємств від коефіцієнта оновлення продукції у 2000 р.
На основі отриманого рівняння зв’язку можна екстраполювати відповідне підвищення ефективності виробництва досліджуваних машинобудівних підприємств регіону за рахунок зростання коефіцієнта оновлення продукції. Розраховані коефіцієнти еластичності показують, що при збільшенні коефіцієнта оновлення продукції на 1\% від середнього рівня рівень рентабельності виробництва підвищується на 0,8\%. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
y, yx
y, y
40
0
Тернопільська
обл.
Частка освоєної
вперше в Україні
Частка освоєної
вперше в Україні за останні 3 роки
Експортна продукція
y, yx
Читать: 1.1.суть та основні тенденції розвитку інноваційної діяльності і її
значення для забезпечення економічного зростання національної економіки |
