2005 | 1525 | 2 | 3050 | 4 | 6100 | 16 | 24400 | 1516,4 | 1552,53 | 8,6 | -27,533

Разом | 7637 | 0 | -22 | 10 | 15296 | 34 | 52028 | 7604 | 7674,7 | 33 | -37,695

Використовуючи формули (2.24)-(2.32) знаходимо:

пряма

Рівняння прямої :

парабола

a= 1524.258

b= -2.2

c= 1.571

Рівняння параболи :

Так як сума квадратів відхилення по прямій менша за суму квадратів по параболі, тому робитимемо прогноз тривалості міжремонтного періоду металооброблюваних верстатів на 2006 – 2007 роки за рівнянням прямої, яке має вигляд:

Прогнозні значення тривалості міжремонтного періоду металооброблюваних верстатів наступні:

2006 рік: Y=1514,2

2007 рік: Y=1512

Як бачимо, спостерігається чітка тенденція до зменшення тривалості міжремонтного періоду. Це пояснюється тим, що верстати зношуються в процесі виробництва і для надійності потрібно частіше втручатися в їх роботу, також підприємству потрібно час від часу проводити оновлення парку верстатів та модернізувати обладнання.

Зобразимо графічно прогнозні значення на період 2006-2007 роки на рисунку 3.8.

Рисунок 3.8. - Прогнозні значення тривалості міжремонтного періоду металооброблюваних верстатів

Негативним явищем виступає скорочення ремонтного циклу, за два роки він зменшився на 1% або на 110 год. Тривалість міжоглядового та міжремонтного циклів також зменшилась, що свідчить про збільшення ремонтів в цілому. Цей фактор свідчить про фізичну застарілість обладнання, а отже для надійної роботи потрібно частіше втручатись в його роботу.

Ремонтне обладнання за часом завантажувалось в 2001році на 87,7%, в 2002 – на 86,6% і в 2005 році на 85,1%. Спостерігається зниження екстенсивності використання обладнання на 3% порівняно з 2001роком. Найбільш вагомими причинами в даному випадку виступають:

несвоєчасне забезпечення робочими матеріалами, інструментами;

порушення трудової дисципліни;

зниження напруги в електромережі;

відключення електропостачання.

За період аналізу коефіцієнт частоти ремонтів становив від 1,345 в 2001 році 1,361 в 2005 році.

Як бачимо кількість ремонтів на одиницю обладнання також зростає порівняно з базовим періодом, що з одного боку також свідчить про застарілість обладнання і необхідність частішого ремонту, а з іншого боку це свідчить про досить продуктивну роботу ремонтних бригад, які протягом року зремонтували більшу половину обладнання.

В цілому робота ремонтного господарства недосить ефективна і було непогано покращити деякі показники, зокрема збільшити тривалість ремонтного циклу.

3.5.Кореляційно-регресійний аналіз ефективності ремонтного обслуговування ВАТ "Івано-Франківський локомотиаоремонтний завод"

Для визначення ступеня впливу окремих факторів на рівень питомих витрат заводу на одиницю виконаних підприємством робіт використовується метод кореляційно-регресійного аналізу.

З метою виявлення впливу факторів на питомі витрати цеху на одиницю виконаних підприємством робіт з допомогою кореляційно-регресійного аналізу, в ролі незалежних змінних відібрано наступні показники:

Х1 – частка активної частини в загальній вартості основних фондів заводу, част.од.;

Х2 – коефіцієнт зносу ремонтного обладнання, част.од.;

Х3 – частка прогресивних методів ремонтних робіт, част.од.;

Х4 – частка непродуктивного часу роботи обладнання, част.од.;

Х5 – коефіцієнт використання робітників за кваліфікацією, част.од.;

У – питомі витрати заводу на одиницю виконаних підприємством робіт, грн./грн.

. Для проведення розрахунків використовується програма Microsoft Exсel. Результати розрахунку представлені в додатку А.

Процедура побудови кореляційно-регресійної моделі може бути реалізована через п’ять етапів розрахунку.

Попередній графічний аналіз показав, що між фактором Х5 (коефіцієнт використання робітників за кваліфікацією) та У зв’язок незначний. Між часткою активної частини в загальній вартості основних фондів цеху, часткою прогресивних методів ремонтних робіт, коефіцієнтом зносу ремонтного обладнання та часткою непродуктивного часу роботи обладнання та питомими витратами цеху на одиницю виконаних підприємством робіт зв’язок близький до лінійного.

2. Для підтвердження даного висновку на другому етапі побудови кореляційно-регресійної моделі розраховано коефіцієнти парної кореляції, результати занесені в таблиці-2.

Оцінюючи коефіцієнти парної кореляції, можна зробити висновок про тісноту зв’язку між факторами та результуючим показником, а також величину зв’язку між самими факторами. Значення коефіцієнтів парної кореляції між У та факторами Х1 – Х4 підтверджують результати попереднього графічного аналізу.

3. Наступним етапом є розрахунок коефіцієнтів рівняння регресії та оцінка отриманих результатів на інформативність, адекватність та стійкість, результати представлено у таблицях 5-6.

Основні результати цих розрахунків:

коефіцієнт множинної кореляції 0,948122;

коефіцієнт детермінації 0,898935;

критерій Фішера для рівняння 33,355, табличне значення критерію Фішера – 3,9559;

сума квадратів відхилень від середніх значень 6,70928Е-06;

стандартне відхилення 1,67732Е-06;

коефіцієнти рівняння регресії а0 = 0,012475; а1 = -0,00816; а2 = -0,0055; а3  =0,000224; а4 =-0,0000807;

стандартна похибка для коефіцієнтів відповідно 0,008266; 0,003087; 0,002874; 0,009529; 0,0004944;

відповідно межі довірчого інтервалу для коефіцієнтів рівняння на рівні значущості 0.05: нижня межа для а0 -0,005145; для а1 -0,0147; для а2

-0,0116; для а3 -0,02008; для а4 -0,001134;

верхня межа для а0 0,03009; для а1 -0,001577; для а2 0,0006232; для а3 0,025351; для а4 0,0009731.

Рівняння регресії матиме вигляд:

у = 0,012475-0,00816*х1 - 0,0055*х2 + 0,000224*х3 -0,0000807*х4

Отже, побудована кореляційно-регресійна модель повністю відповідає основним статистичним вимогам істотності, адекватності та стійкості розв’язку, про що свідчать відповідно розраховані в програмному забезпеченні Excel коефіцієнти множинної кореляції та детермінації, F-критерію Фішера, отриманих значень довірчих інтервалів для коефіцієнтів рівняння.

Також представлено графічне порівняння результатів моделювання за отриманим рівнянням регресії із значеннями з статистичної вибірки з метою візуальної оцінки похибки моделювання.

4. Заключним етапом кореляційно-регресійного аналізу є розрахунок зміни значень питомих витрат цеху на одиницю виконаних підприємством робіт під впливом зміни значень відібраних факторів (таблиця 7). Проведено вирівнювання кожного з факторів, визначено рівняння їх зміни у часі, за яким спрогнозовано значення на 2006 рік. Таким чином, виявлено що:

частка активної частини в загальній вартості основних