Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach pod względem stosowanej technk technolog mogą w znaczący sposób różnć sę osąganym efektam procesu produkcyjnego. Jednym z możlwych podejść do badana stopna wykorzystana posadanych czynnków produkcj jest analza gospodarnośc. Defncję gospodarnośc znaleźć można na przykład w pracy [1, s.99]: Przez gospodarność będzemy rozumeć ogólne lepsze - w porównanu do stanu przecętnego - wynk w zakrese realzacj celów gospodarczej dzałalnośc przedsęborstwa w danych warunkach techncznych, organzacyjnych, ekonomcznych kadrowych. Zjawsko gospodarnośc zdefnowane w ten sposób utożsamane jest z wysoką efektywnoścą transformacj czynnków produkcj w efekty procesu produkcj. Najbardzej znany sposób analzy gospodarnośc, określmy go obecne manem podejśca klasycznego, polega na wykorzystanu funkcj produkcj. Procedura wnoskowana o efektach gospodarnoścowych polega w tym przypadku na wyznaczanu normatywnej welkośc (wartośc) produkcj na podstawe oszacowanej funkcj produkcj sprawdzenu czy odchylene mędzy wartoścą normatywną (teoretyczną) oraz rzeczywstym pozomem produkcj jest statystyczne stotne. Tolerancję odchylena od normy stanową najczęścej dwa odchylena standardowe składnka resztowego. Zjawsko gospodarnośc można równeż badać wykorzystując modele kosztów całkowtych lub modele kosztów jednostkowych. Przez gospodarność rozume sę wówczas bardzej efektywne wykorzystane posadanego przez przedsęborstwo majątku sły roboczej, w wynku czego osąga sę obnżkę jednostkowego kosztu własnego ponżej pozomu przecętnego właścwego dla przedsęborstw pracujących w takch samych warunkach wykazujących sę takm samym pozomem produkcj [3, s.179]. Analza gospodarnośc dotyczyć będze spółek publcznych notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe, prowadzących dzałalność w sekcj Budownctwo. Wykorzystane w badanu dane pochodzą z okresu 1995-2000. W celu oszacowana 1 funkcj produkcj typu Cobba- Douglasa 2 wykorzystane zostały dane przekrojowe dla poszczególnych lat. Zastosowane tego rodzaju danych pozwala na objęce analzą dużej lczby spółek, co często ne jest możlwe przy 1 Do estymacj wykorzystano klasyczną metodę najmnejszych kwadratów.
wykorzystywanu danych w postac szeregów czasowych ze względu na stosunkowo małą lczbę obserwacj. Analza gospodarnośc przeprowadzona została dla spółek prowadzących ten sam rodzaj dzałalnośc. Z takm podejścem wążą sę ścśle określone korzyśc. Według L.Klena [2, s.133] Najbardzej użytecznym próbkam, ujętym jako przekrój jednoczesny, są, jak sę wydaje, zbory danych statystycznych dotyczących wynków produkcj nakładów poszczególnych przedsęborstw w danej gałęz przemysłu. Z powodu braku dla klku spółek nformacj o zatrudnenu w procese estymacj funkcj produkcj, ne zostały uwzględnone wszystke spółk. Pomnęce nektórych obektów w procedurze estymacj funkcj produkcj może prowadzć do otrzymana wnosków dotyczących gospodarnośc poszczególnych obektów nezgodnych z "orygnałem" 3. Oceny parametrów strukturalnych funkcj produkcj przedstawone zostały w tabel1 oraz na rys.1. Tabela 1 Oceny parametrów strukturalnych, oceny średnch błędów szacunku oraz współczynnk determnacj lnowej funkcj produkcj dla sektora Budownctwo w latach 1995-2000 Branża / Sektor b 0 b 1 D(b 1) b 2 D(b 2) R 2 1995 1,66 0,534 0,127 0,657 0,115 0,84 1996 10,87 0,535 0,090 0,500 0,086 0,86 1997 11,40 0,406 0,112 0,591 0,106 0,76 1998 15,71 0,328 0,102 0,615 0,096 0,77 1999 8,20 0,289 0,113 0,697 0,089 0,81 2000 13,54 0,159 0,098 0,720 0,076 0,86 b 0 wyraz wolny funkcj produkcj, b 1 - elastyczność produkcj względem zatrudnena, b 2 - elastyczność produkcj względem aktywów. D(b 1) ocena średnego błędu szacunku parametru 1, D(b 2) ocena średnego błędu szacunku parametru 2, R 2 współczynnk determnacj lnowej. Źródło: oblczena własne. Q 1t 2t 2 1 2 ut t 0 X X e, gdze: Q t przychody ze sprzedaży (w tys. zł), X 1t zatrudnene (w osobach), X 2t aktywa ogółem (w tys. zł). 3 "Zmana dowolnej wartośc obserwacj zmennej zależnej lub zmennych objaśnających wpływa na zmanę wektora efektów gospodarnośc. Dla oceny gospodarnośc j-tego przedsęborstwa ma znaczene to, co wydarzyło sę w pozostałych branych pod uwagę przedsęborstwach" [1, s.102].
0,800 0,700 0,600 0,500 0,400 0,300 0,200 0,100 0,000 1995 1996 1997 1998 1999 2000 b1 b2 Rys. 1. Elastycznośc punktowe czynnków produkcj dla Budownctwa w latach 1995-2000 Na rys.2 przedstawone zostały reszty modelu dla 1997 roku. Odzwercedlają one różnce mędzy rzeczywstą wartoścą produkcj wartoścą produkcj, która pownna być uzyskwana przez daną spółkę przy posadanym pozome czynnków produkcj oraz przy założenu występowana przecętnej, dla analzowanej sekcj, efektywnośc ch wykorzystana. Dodatna wartość reszty wększa od wartośc dwóch odchyleń standardowych składnka losowego, oznaczonej na rysunkach lną cągłą, nformuje o występowanu stotnej gospodarnośc, czyl wyższego nż przecętny pozomu wykorzystana czynnków produkcj. 150000,0 Mostostal Warszawa 100000,0 50000,0 0,0-50000,0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18-100000,0-150000,0 Rys. 2. Reszty modelu dla spółek budowlanych - 1997 rok (podejśce klasyczne)
Obserwacja reszt zaprezentowanych na rys.2 pozwala sformułować wnosek o wyższych rzeczywstych efektach procesu produkcj w stosunku do pozomu produkcj, który był oczekwany dla posadanych zasobów kaptału sły roboczej w przypadku spółk Mostostal Warszawa. W tab.2 przedstawone zostały spółk, dla których w latach 1995-2000 występowały stotne statystyczne różnce mędzy rzeczywstym oczekwanym pozomem produkcj. Spółk charakteryzujące sę stotne nższą (-) lub wyższą (+) efektywnoścą wykorzystana czynnków produkcj (podejśce klasyczne) Rok 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Mostostal brak Export (-) Źródło: oblczena własne. Mostostal Warszawa (+) Exbud (-) Exbud (-) Exbud (-) Tabela 2 Obecne zaproponowana zostane modyfkacja klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc. Źródłem proponowanej korekty jest spostrzeżene, że ocena gospodarnośc przedsęborstw w ujęcu przedstawonym powyżej oparta jest na bezwzględnych wartoścach reszt funkcj produkcj. Dla pewnych dwóch frm może wystąpć wtedy sytuacja, w której obydwe posadają dentyczną dodatną wartość reszt. Jednocześne reszta perwszej frmy charakteryzuje sę wększym udzałem w osąganym przez ną pozome produkcj. W przypadku tej frmy możemy mówć o relatywne wyższej efektywnośc wykorzystana czynnków produkcj. Ocenę rozbeżnośc mędzy bezwzględną relatywną efektywnoścą procesu produkcj przeprowadzć można na podstawe następującego mernka: s e 100% ( = 1, 2,..., n), (1) q gdze: e - reszta modelu dla -tego przedsęborstwa, q - welkość (wartość) produkcj dla -tego przedsęborstwa. W tabel 3 zaprezentowane zostały wartośc: produkcj (przychodów ze sprzedaży), reszt modelu oraz mernków s dla poszczególnych spółek budowlanych w 1997 roku.
Tabela 3 Wartośc produkcj (przychodów ze sprzedaży), reszt modelu oraz mernków s dla poszczególnych spółek budowlanych w 1997 roku Nazwa spółk Przychody ze sprzedaży (w tys. zł) e s (w tys. zł) (w %) BICK 121247-30303,7-25,0 BUDOPOL 24023-7488,82-31,2 ECHO INVESTMENT 52445,8-50121 -95,6 ELEKTROBUDOWA 261159-42198 -16,2 ELEKTROMONTEX 50895,8-32703,6-64,3 ENERGOAPARATURA 68959,1-6222,46-9,0 ENERGOMONTAŻ PN 161089 45560,18 28,3 EXBUD 452067,5-30791,5-6,8 INSTAL LUBLIN 79604 3274,469 4,1 MOSTOSTA EXPORT 150939,7 8082,83 5,4 MOSTOSTAL GDAŃSK 115636-27439,4-23,7 MOSTOSTAL SIEDLCE 212134-6579,71-3,1 MOSTOSTAL WARSZAWA 293767 139285,6 47,4 MOSTOSTAL ZABRZE 249686 56817,8 22,8 NAFTOBUDOWA 58130 3477,593 6,0 PEMUG 98897-28888,6-29,2 PROCHEM 88965,4 24866,61 28,0 WARBUD 159291 83544,7 52,4 Źródło: oblczena własne. Przydatność względnego podejśca do badana gospodarnośc jest wyraźne wdoczna na przykładze spółk Echo Investment. Posadana przez ną wartość bezwzględna reszty ne pozwala uznać jej za spółkę gospodarującą w sposób neefektywny, podczas gdy reszta ta stanow prawe 96 % uzyskwanych przychodów ze sprzedaży. Dla porównana spółka Mostostal Warszawa, która uznana została za przedsęborstwo efektywne wykorzystujące zasoby pracy żywej kaptału, posadała resztę stanowącą około 47 % osąganego pozomu produkcj. Borąc pod uwagę powyższe rozważana zaproponować można wprowadzene do klasycznej procedury oceny efektywnośc procesu produkcyjnego modyfkacj polegającej na zastosowanu wag sprowadzających bezwzględne wartośc reszt funkcj produkcj do porównywalnośc w ujęcu relatywnym. Rolę wag pełnć mogą udzały welkośc lub wartośc produkcj poszczególnych przedsęborstw w łącznej produkcj wszystkch analzowanych obektów. Wówczas zamast stosowana w procese formułowana dagnozy bezwzględnych wartośc reszt e wykorzystywane byłyby ch skorygowane wartośc:
S e e. (2) q n 1 q Pozom tolerancj odchylena pozomu produkcj od wartośc teoretycznej mógłby wówczas być wyznaczany na podstawe następującej formuły: 2 Se T, (3) 1 n gdze: S e - odchylene standardowe składnka resztowego funkcj produkcj, n - lczba obserwacj. Skorygowane wartośc reszt funkcj produkcj oszacowanej na podstawe danych za rok 1997 przedstawone zostały na rys.3. 2300000,0 1300000,0 300000,0-700000,0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18-1700000,0-2700000,0 Echo Elmontex Rys. 3. Reszty modelu dla spółek budowlanych - 1997 rok (podejśce zmodyfkowane) W tab.4 zaprezentowane zostały spółk, które według zmodyfkowanego podejśca do badana gospodarnośc charakteryzowały sę w latach 1995-2000 stotnym różncam mędzy rzeczywstym oczekwanym pozomem produkcj.
Spółk charakteryzujące sę stotne nższą (-) lub wyższą (+) efektywnoścą wykorzystana czynnków produkcj (podejśce zmodyfkowane) Rok 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Budopol (-) Mostostal Export (-) Źródło: oblczena własne. Bck (-) Echo (-) Prochem (-) Echo (-) Elmontex (-) Elmontex (-) Elmontex (-) brak Tabela 4 Borąc pod uwagę otrzymane wynk, uzasadnonym wydaje sę uwzględnane w procese oceny efektywnośc gospodarowana równeż skal produkcj badanych obektów gospodarczych. Pozwala to na elmnowane wpływu welkośc przedsęborstwa na wartośc uzyskwanych reszt. Należy jednocześne zauważyć, że zaproponowana modyfkacja analzy gospodarnośc ne gwarantuje, podobne zresztą jak podejśce klasyczne, wyodrębnena w każdym badanym okrese obektów charakteryzujących sę stotnym różncam mędzy rzeczywstym teoretycznym pozomem produkcj. Lteratura Hozer J.: Mkroekonometra, PWE, Warszawa 1993. Klen L.R.: Wstęp do ekonometr, PWE, Warszawa 1965. Pawłowsk Z.: Ekonometryczna analza procesu produkcyjnego, PWN, Warszawa 1970. Summary In the paper the author tred to modfy classcal analyss of effectvty of frms. An example of classfcaton of buldng frms was used to present an approach applyng a relaton between error terms and current levels of producton. The procedure takes nto account sze of analyzed frms n evaluaton of effectvty of makng use of producton factors.