Моделирование инновационной составляющей конкурентного развития промышленных предприятий Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

- Менеджмент шновацш -

УДК 330.341.1

А. А. Мелiхов

кандидат економ!чних наук, ДВНЗ «Приазовський державний техмчний университет»,

м. Мар1уполь

МОДЕЛЮВАННЯ 1ННОВАЦШНО1 СКЛАДОВО1 КОНКУРЕНТНОГО РОЗВИТКУ ПРОМИСЛОВИХ ШДПРИеМСТВ

Постановка проблеми. Перехвд укра!нсько! економiки на ринковi механiзми регулювання та iнтенсивний розвиток процесiв глобалiзацп обумо-влюе необхвдтсть додаткових дослiджень теорети-чних i науково-практичних поглядiв на забезпечен-ня конкурентоспроможност сучасних пiдприемств. Одночасно це створюе передумови для розробки нових пiдходiв i виявлення чинникiв формування i утримання конкурентних переваг промислових тд-приемств, що впливають на стутнь конкурентосп-роможностт У сучасних умовах ще бiльшою мiрою збшьшилася значимiсть активiзацн iнновацiйно! дiяльностi, проблем формування iнновацiйного по-тенцiалу, до^дження яких повинно стати найваж-лившим фактором виходу тдприемств та економь ки в цiлому з кризи та забезпечення умов для еко-номiчного зростання. Тому, врахування шновацш-но! складово! для пiдвищення рiвня конкурентного розвитку сучасних промислових тдприемств е ак-туальним й вимагае моделювання на основi обрано! функцп для подальшого практичного застосування в дiяльностi дослiджуваних пiдприемств.

Аналiз остантх дослiджень та публiкацiй. До-^дженню iнновацiйно! складово! конкурентного розвитку сучасних тдприемств придшяли увагу наступнi вчеш: Т. Пожуева [1], Ю. Вдовенко [2], Т. Балацай [3], Т. Жучок [4], А. Кривчиков [5], Б. Андрушшв [6], А. Землянин [7]. Питання iнно-вацiйного розвитку промислових тдприемств на основi формування кластерiв розглядали Ю. Ншо-лаев [8], А. Заречнев [9], I. Лях [10]. Проблеми моделювання шноватйних процеив на сучасних промислових тдприемствах висвгтлет в працях таких вгтчизняних вчених як В. Рубан [11], I. Феду-лова [12], Л. Малюта [13], С. Федотова [14]. Т. Мар'янович [15], I. Хома [16], С. Шумська [17], Л. Благодир [18], С. ЩербЫна [19] пропонують використання виробничо! функцп Кобба-Дугласа для моделювання основних виробничих процесiв на пiдприемствах.

Розглянут прат провiдних вчених-еконо-мiстiв дозволяють змютовно вивчити сучаснi iнно-вацiйнi процеси на промислових пiдприемствах, проаналiзувати використання кластерного тдходу та функцп Кобба-Дугласа для тдвищення ефекти-вност дiяльностi вiтчизняних пiдприемств. Проте, постае необхвдшсть застосування обрано! виробни-

чо! функцп Кобба-Дугласа iз врахуванням шнова-щйно! складово! для тдприемств машинобудуван-ня Укра!ни, згрупованих у кластери за однаковими ознаками iнновацiйно! активности та шноватйного розвитку.

Мета дослiдження - змоделювати виробничу функцiю Кобба-Дугласа з урахуванням шновацш-но! складово! для кожно! групи кластерiв промислових тдприемств.

Виклад основного матерiалу. В сучасних умовах господарювання пропонуемо дослiдити вироб-ничi потужност та конкурентний розвиток промислових тдприемств iз застосуванням виробничо! функцi! Кобба-Дугласа, яка мае вигляд [19, с. 62]:

У = А ■ К ■ Ь , (1)

де У — обсяг виробництва тдприемств машинобу-дування (валовий доход); А - коефщент пропор-тйностц К - витрати катталу (вартють основних виробничих фондiв й обпового капiталу); Ь — витрати прат (витрати на оплату прат); а i Ь - кое -фщенти еластичностi виробництва з витрат катта-лу i прат.

В даному випадку, вихiдними даними для проведения дослiдження виступили рiчнi данi фшансо-во! звгтносп провiдних тдприемств машинобуду-вання Укра!ни протягом 2012-2013 рр., а саме: валовий доход, вартють основного та об^ового кат-талу, фонд заробгтно! плати. В рамках проведеного до^дження, всi тдприемства галузi згруповано в сiм кластерiв з визначеними особливостями шно-вацiйно! дiяльностi. Побудова базово! виробничо! функцi! Кобба-Дугласа проведена в рамках визна-чених кластерiв (табл. 1).

Враховуючи актуальнiсть до^дження iннова-цiйних аспектов роботи промислових тдприемств, пропонуемо ввести до базово! виробничо! функцп Кобба-Дугласа iнновацiйну складову конкурентного розвитку тдприемств машинобудування - iнтег-ральний коефiцiент шноватйно! активности, який враховуе екстенсивний та штенсивний коефiцiенти iнновацiйно! активностi [20, с. 95]. Тодi, виробнича функцiя Кобба-Дугласа з урахуванням ^егрально-го коефiцiенту iнновацiйно! активности тдприемств машинобудування Укра!ни, сформованих у кластери, буде мати вигляд (табл. 2):

Моделювання виробничих потужностей пiдприeмств машинобудування Украши _в рамках сформованих кластерiв_

Таблиця l

Кластер Грaфiчне зображення noBepxHi фyнкцiï Кобба-Дугласа

Зовшшнш вигляд виробничоï фyнкцiï

1

2

3

Y = 1,355 8-K-0'1664 L°'9759

II

Y = 1,0223 ■ k0,0333-l0'8067

III

Y = 0,0985-K°'8390-L0'0668

IV

Y = 2,5113-K°,3514-L-°,0353

V

Y = 2,0466-K°'4816-L0'0679

Y = 0,734 8 ■ k°'9787-l-0'0452

I

Зактчення табл.1

Таблиця 2

Моделювання виробничих потужностей тдприемств машинобудування УкраТни в рамках сформованих кластерiв з урахуванням iнтегрального коефвденту шновацшноТ

активностi пiдприcмств

Кластер Функщя Кобба-Дугласа з урахуванням шновацшно1 складово1

I У = 1 1669-к-0'0151-ь0'8712. ^^

II У = 1 0134-к0,0352.ь0,8055. I-0,0129

III У = 0,0332- к1,2259-Ь-0'2003- I0,6227

IV У = 2,5190- к0,3479-Ь-0'0359- I0,0146

V У = 2,8358-К0'0019-Ь-0'0330- I-1,7887

VI У = -1 2469-к0,9570.ь0,0247. I0,1347

VII У = 3,2695-К0'4947-Ь-1'1663- I-5,1393

Г = А ■ К ■ I ■ I с , (2)

де I - штегральний коефщент шноващйно1 актив-ностi; с - коефщент еластичност!

Перевiрка гiпотези на наявшсть спостережень, як видiляються з генеральное' сукупностi, дозволила виключити значения факторних ознак, що рiзко вiдрiзняються вiд загального рiвня. Перевiрка на значущiсть першо! (табл. 3) i друго! моделi (табл. 4) мають такий вигляд.

За результатами розрахуншв коефiцieнти ко-реляци для кожного iз кластерiв е рiзними й коли-ваються вiд 0,5577 до 0,9977, проте iз введенням нового фактору у модель залежност (iнтегрального коефiцiенту iнновацiйноl активности тдприемств) коефiцiент кореляцл для кожного кластеру збшь-шуеться, що е позитивною тенденщею.

Середня помилка апроксимаци класично! фун-кцл Кобба-Дугласа е найменшою для IV кластеру i складае 0,0295. 1з введенням фактора I (штеграль-ного коефiцiенту iнновацiйноl активности тдпри-емств) середня помилка апроксимаци збтьшуеться, проте е мiнiмальною у IV кластера

Аналiз щiльностi зв'язку проведено за коефщь ентами кореляцп i детермшацл. В першiй моделi вони бiльше шж 0,7 для вах кластерiв, окрiм VII кластеру (Я = 0,5577; Б = 0,3110). Це означае, що варiацiя рiвня валового доходу для тдприемств, за винятком VII кластеру, бшьше шж на 70-99% пов'язана зi змiною даних дослiджуваних факторiв i на 1-30% залежить вiд iнших факторiв. В другiй моделi iз врахуванням шновашйно1 складово! про-аналiзованi коефiцiенти у всiх кластерах бшьше шж 0,92, що говорить про високу тесноту зв'язку мiж результативною ознакою i дослiджуваними факторами. Тобто варiацiя рiвня валового доходу на 92,48-99,77% пов'язана зi змiною даних досль джуваних факторiв i на 0,23-7,52 % - ввд ди iнших факторiв.

Таблиця 3

Перевiрка на значущiсть для класичноТ функцц Кобба-Дугласа

Кластер Рiвняння зв'язку Я Б Е Б

I У = 1,3558-К-0'1664-Ь°'9'59 0,9761 0,9527 0,1727 50,34

II У = 1,0223-К0'0333-Ь0'806' 0,9758 0,9521 0,1329 99,40

III У = 0,0985•K0'8390•L0'0668 0,9767 0,9539 0,1542 62,17

IV У = 2,51 И-К0,3514^-0,0353 0,9947 0,9894 0,0295 233,85

V У = 2,0466•K0'4816•L0'06/9 0,8810 0,7762 0,1551 10,41

VI У = 0,7348•K0'9/8/•L-0'0452 0,9943 0,9886 0,0985 174,04

VII У = 2,3297-K0'3384•L0'1029 0,5577 0,3110 0,8857 1,58

де Я - множинний коефщент кореляцп; Б - множинний коефщент детермшацп; Е - помилка апроксимаци; Г - кри-терш Фiшера.

Таблиця 4

Шерев1рка на значущкть для функцп Кобба-Дугласа з урахуванням штегрального

_коефщ1енту шновацшноТ активност1 п1дприсмств___

Кластер Функщя Кобба-Дугласа з урахуванням iннова-цшно! складово! Я Б Е Б

I У = 1 1669-к-0'0151-ь0'8712- ¡°-1894 0,9977 0,9954 0,0601 289,90

II У = 1 0134-к0,0352.ь0,8055. ^0,0129 0,9758 0,9521 0,1401 59,74

III У = 0,0332-К1'2259-Ь-0'2003- I0,6227 0,9864 0,9730 0,1293 60,15

IV У = 2,5190- К0'3479-Ь-0'0359- I0,0146 0,9947 0,9895 0,0328 125,72

V У = 2,835 8-К0'0019-Ь-0'0330- I-1,7887 0,9776 0,9558 0,0755 36,04

VI У = -1 2469-к0,9570.ь0,0247. ^,1347 0,9946 0,9892 0,1111 91,18

VII У = 3,2695- к0,4947-ь-1 '1663- I-5,1393 0,9616 0,9248 0,3161 24,58

Осшльки для першо! моделi iз двома факторами впливу для всiх кластерiв, окрiм VII кластеру,

Бфактичне > Етабличне, то гiпOTеЗа про вiдсутнiсть

зв'язку мiж валовим доходом i дослiджуваними факторами ввдхиляеться. Для сьомого кластеру не-обхiдно в подальшому проаналiзувати iншi факто-ри впливу на валовий доход пiдприемств машинобудування. Проте, для друго! моделi в уах кластерах виконуеться критерiй Фшера, тобто, запропо-нована модель залежност мiж валовим доходом та витратами капiталу, працi та iнновацiйною складо-вою е значимою. Така ж тенденщя простежуеться й для VII кластеру, в якому iз введенням в модель iнновацiйно! складово! вона стае значимою.

Перевiрка значимостi коефщенпв виробничо! функцi! Кобба-Дугласа за крш^ем Ст ' юдента показала, що X фактичне у бiльшостi випадках вище ^^абличне, зв'язок мiж результативною ознакою i факторами е надiйним, а величина коефiцiеита кореля-цi! значимою. Виключенням е тдприемства I, III кластеру в першо! модел^ коефiцiеити яко! е незна-чимими за даним критерiем, проте iз введенням фактору iнновацiйно! складово!, в« коефiцiеити стають значимими, критерш Ст'юдента виконуеть-ся.

На основi отриманих рiвнянь у табл. 4 змоде-льований зв'язок мiж iитегральним коефщентом iнновацiйно! активностi (I) i валовими доходами (У), вартютю активiв (К) та витратами на ФЗП (Ь); обгруптовано теоретичнi та фактичнi значення iнте-грального коефiцiеиту iнновацiйно! активност тд-приемств машинобудування в рамках кластерiв. Вiдхилення фактичного значення штегрального коефщенту iнновацiйно! активности вiд теоретичного наведено на рис. 1-7 для кожного кластеру.

Отже, змодельована функтя Кобба-Дугласа, запропонована для визначення валового доходу тдприемств машинобудування Укра!ни в залежносп ввд факторiв виробництва та iнтегрального кое-фщенту iнновацiйно! активности, достатньо точно

Рис. 1. Значення теоретичного г фактичного р1вн1в интегрального коеф1ц1енту тновацшног активности для I кластеру

Рис. 2. Значення теоретичного г фактичного р1вн1в интегрального коеф1ц1енту тновацшног активностг для II кластеру

о,э

0,8

0,3 0.2 0,1

о

— — — - Розракунковий ¡нтегральний к:: 'ф |. II <• 1:

нкОвйШЙкО: ак[И6нОСп - (IТС'Гр^Л ЬНИЙ ИОС'ф|Ц|СИТ ¡ ИПООйЦ|ЙПОг' ЛкТиВНОСП

Рис. 3. Значения теоретичного г фактичного р1втв интегрального коеф1ц1енту гнновацтног активности для III кластеру

РОЗРд*у ни о еи й | нтеграл ьни й КО<>ф и £ Н1 I ННСЩ|1 Ц1 ЙнОГ 3 К ТИ 0 НОС Л

1нтегральниЙ К Ойф II I М ■ 1нковвц1ЙкЫ аКТИВНОСТ!

Рис. 4. Значення теоретичного г фактичного р1втв интегрального коеф1ц1енту гнновацтног активности для IV кластеру

0.5 0,45 0.4

0,35 0,3 0,25 0.2 0,15 0,1 0,05 0

— — — -Розрахунковийттсгральний косф|Ц|снт ж нова ц] й ног активное^

- (НТСРЭЛЬНИЙ КО^ф1ц|£НТ IН Н О ВЭ Ц И' I о акТИ0НОСТ1

Рис. 5. Значення теоретичного г фактичного р1втв интегрального коеф1ц1енту гнновацтног активностг для V кластеру

ввдображае розглянуту залежшсть. Як свщчать графiки, у бiльшостi кластерiв фактичний рiвень iнновацiйноl складово1 суттево не вiдрiзняеться вiд розрахованого на основi побудовано1 моделi. Тому, важливою постае необхiднiсть використання даних моделей у практичнш дiяльностi пiдприемств галу-зi у майбутньому.

2

1,3

0,2 О

--— - Розрахунковий ¡нтегральпий косф»и!ент

ш но (Ю Ц1 й но | <1 к г и в по<л I

-1нтегральний к1.1' -г шноващйноГ

активност!

Рис. 6. Значення теоретичного г фактичного р1втв гнтегрального коефгцгенту гнновацтног активностг для VI кластеру

0,6

0,3

0,2 од о

— ——- Розракунковий штегральний кос?ф1ц<ент

11ЧСЦ.1Л йно ЭКТМВНОС1

-1нтегрэльний * :м С'1.11-1< (нноаац1йноТ

активное^

Рис. 7. Значення теоретичного г фактичного р1втв гнтегрального коефгцгенту гнновацтног активностг для VII кластеру

Крiм того, у запропонованш моделi аналiзу-еться ефектившсть використання факторiв вироб-ництва з iнновацiйною складовою та 1'х вплив на валовий доход тдприемств у кластерах. Модель дозволяе ощнити еластичтсть збiльшення валового доходу залежно ввд розмiру капiталу, фонду заробь тно! плати та iнтегрального коефiцiенту шновацш-но! активности. Iз спiввiдношення параметрiв а i Ь можна судити про тип економiчного зростання, що склався на пiдприемствах (табл. 5), а саме:

а + Ь > 1 ввдповщае iнтенсивному економiчно-му зростанню. Якщо а > Ь, мае мюце катталозберь гаючий (капiталоiнтенсивний) i працевитратний тип екож^чного зростання. Якщо а < Ь - працез-бережний (працеiнтенсивний) i катталовитратний тип;

а + Ь < 1 означае, що прирют фшансового результату нижчий, нiж зростання факторiв виробни-цтва;

а + Ь = 1 мае мюце екстенсивне економiчне зростання.

Таблиця 5

Вплив (факицпв на валовий доход тдприемств машинобудування УкраТнн, згрупованих у кластери

Кластер Функщя Кобба-Дугласа з урахуванням шновацшно! складово! Сукупнiсть параметр1в a i b Тип еконотчного зростання Вплив шновацш на еконотчний результат

I Y = 1 1669-K-0,0151.L0,8712. I0,1894 0,8561 Прирют фшансово-го результату ниж-чий, шж зростання фaкторiв виробництва Позитивний, помiрний

II Y = 1 0134-K°,0352-L0,8°55- 1-0,0129 0,8407 Негативний

III Y = 0,0332-K',2259-L-0,2003- I0,6227 1,0256 Каттолозбер^аю-чий, працевитратний Позитивний, високий

IV Y = 2 519ü-K0,3479.L-0,0359. I0,0146 0,3120 Прирiст фшансово-го результату ниж-чий, нiж зростання фaкторiв виробництва Позитивний, слаб-кий

V Y = 2 8358-K0,0019-L-0,0330. I-1,7887 -0,0311 Негативний

VI Y = -1 2469-K0,9570.L0,0247. i0,1347 0,9817 Позитивний, слаб-кий

VII Y = 3,2695-K0,4947-L-1,1663- I-5,1393 -0,6716 Негативний

Аналiз отриманих результатов дозволяе зроби-ти наступт висновки. На тдприемствах машинобудування Укра!ни бiльшостi сформованих класте-рiв, окрiм III кластеру, спостертаеться зростання фaкторiв виробництва швидше тж збiльшення фь нансового результату дiяльностi й це виступае негативною тенденщею. Проте, впровадження iнно-вацшно! складово! робить як негативний, так i по-зитивний вплив на фiнaнсовi результати тдпри-емств. Для тдприемств I кластеру урахування ш-новaцiйно! складово! призводить до позитивного помiрного збiльшення ефективностi дiяльностi, для пiдприемств IV та VI кластеру позитивний вплив е слабким, однак свiдчить про тенденцп покращення результативности пiдприемств кластеру. Шдприем-ства машинобудування, що вiдносяться до II, V та VII клaстерiв, мають негативну тендендiю впровадження iнновaцiйно! складово! до aнaлiзовaних фaкторiв виробництва та зниження фiнaнсових результата у зв'язку з цим. Окремим випадком ви-ступають тдприемства III кластеру, для котрих характерний катталозберпаючий працевитратний

тип економiчного зростання, що свщчить про висо-кий рiвень iнновaцiйно! aктивностi, достатньо ви-сокий рiвень фiнaнсових результaтiв пiдприемств кластеру, помiрний рiвень витрат на оплату прат персоналу у зв'язку з його зростанням й стабшьний обсяг катталу для тдтримання безперервно! робо-ти пiдприемств. Впровадження iнновaцiйно! складово! у дiяльнiсть пiдприемств машинобудування III кластеру тягне за собою позитивно високий вплив iнновaцiй на економiчнi результати дiяльно-ст тдприемств.

Тому, точтсть та адекваттсть побудованих моделей ефективност використання ресурсiв тдп-риемств машинобудування, згрупованих у класте-ри, дозволили використати !х для прогнозних роз-рахуншв, що й виступило наступним кроком досль дження. На основi прогнозних оцiнок фaкторiв виробництва протягом 2014-2016 рр. розраховано прогнозний валовий доход для пiдприемств кожного кластеру в рамках довiрчого Сервалу прогнозу (табл. 6).

Таблиця 6

Прогнозна ощнка факторiв впливу й валового доходу тдприемств машинобудування

Роки Прогнозна ощнка фaкторiв виробництва Прогноз валового доходу, грн. Довiрчий штервал прогнозу

Каттал, грн. Фонд заробгг-но! плати, грн. 1нтегр. коеф. шновац. активност! Нижня межа Верхня межа

1 2 3 4 5 6 7

I кластер

2014 72066552 26385409 0,1058 35652969 1147669 70158270

2015 98344704 36182219 0,1602 50117639 15612338 84622939

2016 124622855 45979028 0,2146 64582308 30077008 99087609

II кластер

2014 27450552 9552733 0,3326 11827021 6503590 17150452

2015 39090205 13683966 0,4397 16897643 11574212 22221074

2016 50729857 17815199 0,5467 21968264 16644833 27291695

Зактчення табл. 6

1 1 2 |3|4| 5 |6| 7

III кластер

2014 185994897 51785946 0,4055 72601816 47439161 97764470

2015 241411794 74710892 0,5617 99076431 73913777 124239086

2016 296828691 97635838 0,7178 125551047 100388392 150713702

IV кластер

2014 445960898 86811426 0,5072 1292987340 96270320 162327160

2015 550579396 110535353 0,6449 163639679 130611259 196668100

2016 655197893 134259279 0,7828 197980619 164952199 231009040

V кластер

2014 380722799 311056843 0,3083 116062899 79444817 152680980

2015 479633299 323984386 0,4071 149315798 112697716 185933879

2016 578543798 336911929 0,5059 182568696 145950615 219186777

VI кластер

2014 1384546573 91355205 0,6518 686649645 354951436 1018347854

2015 1787294846 119954010 0,8577 868595348 536897139 1200293557

2016 2190043120 148552816 1,0636 1050541052 718842843 1382239261

VII класте р

2014 198024917 74000806 0,4668 103447631 13606643 193288620

2015 286158934 103760912 0,6010 142801162 52960174 232642151

2016 374292952 133521019 0,7352 182154693 92313705 271995682

Таким чином, побудоваш моделi ефективносп використання ресурсiв на основi функцп Кобба-Дугласа дозволили спрогнозувати валовий доход пiдприемств машинобудування на наступи три роки. В результат^ прогнозна ощнка факторiв ви-робництва сввдчить про збiльшення обсягiв катта-лу й фонду заробiтно! плати на в«х тдприемствах всiх кластерiв. В свою чергу, iитегральний коефщ-ент iнновацiйно! активности також збiльшуеться в у«х кластерах. Перелiченi тенденцi! тягнуть за собою збiльшення валового доходу тдприемств машинобудування Укра!ни в межах довiрчого iнтер-валу в всiх кластерах. Це говорить про позитивний вплив обраних факторiв виробництва в цiлому й фактору шновацшно! активности, впровадженого в модель, зокрема. Збшьшення iнновацiйно! активно-ст тдприемств галузi сприятиме швидкому iнно-вацiйному розвитку та покращенню результативности дiяльностi тдприемств машинобудування Укра-!ни в наступнi роки.

Отже, прогноз на основi моделi ефективносп використання ресурив з урахуванням iнновацiйно! складово! iлюструе, що за рахунок покращення фа-кторiв виробництва та тдвищення iнновацiйно! активности пiдприемств машинобудування Укра!ни можливо тдвищити валовий доход до^джуваних пiдприемств галузi. Графiки прогнозних значень валових доходiв тдприемств машинобудування за кожним кластером представлено на рис. 8-14.

Прошюстрована динамiка валового доходу т-дприемств машинобудування Укра!ни вiдображае збiльшення даного результативного показника про-тягом прогнозованих 2014-2016 рр. на тдприемст-вах машинобудування Укра!ни. Дана тенденцiя спираеться на покращення iнновацiйно! дiяльностi дослiджуваних тдприемств, тдвищення !х iннова-

цiйноl активности та полшшення iнновацiйного розвитку в цшому.

Шдприемства, роки

^^^^•Прогноз валового доходу Тдприемств

Нижня межа дов^рчого интервалу » » » -Верхня межа дов^рчого интервалу

Рис. 8. Граф1чна ¡люстрация прогнозу валового доходу тдприемств I кластеру

'11 * 15

7 8 9 10 11 12 13 14 15 Шдприсмства, роки

-Прогноз валового доходу тдприемств

-Нижня межа дов| рчого штервалу

- - - - Верхня межа дов|рчого штервалу

Рис. 9. Граф1чна ¡люстрация прогнозу валового доходу тдприемств II кластеру

30

25

. 20

10

0

160 140 120 100 80 60 40 20 0

1600 1400 1200 1000 800 600 400 200 0

^дприемства, роки

5 6

^дприемства, роки

-Прогноз валового доходу тдприемств Нижня межа довiрчого штервалу

- - - - Верхня межа довiрчого штервалу

Рис. 10. Граф1чна шюстрацгя прогнозу валового доходу тдприемств III кластеру

-Прогноз валового доходу тдприемств Нижня межа довiрчого штервалу

- - - - Верхня межа довiрчого штервалу

Рис. 13. Г^аф^^^а ¡люстращя прогнозу валового доходу тдприемств VI кластеру

5 6 7

Шдприсмства, роки

-Прогноз валового доходу тдприемств Нижня межа довiрчого штервалу

■ - - - Верхня межа довiрчого штервалу

Рис. 11. Граф1чна ¡люстрация прогнозу валового доходу тдприемств IV кластеру

ч: е-£

1400 1200 1000 800 600 400 200 0

Шдприемства, роки

Прогноз валового доходу тдприемств Нижня межа дов|рчого штервалу - - - - Верхня межа дов|рчого штервалу

Рис. 14. Г^аф^^^а ¡люстращя прогнозу валового доходу тдприемств VII кластеру

50

0

Шдприемства, роки

Прогноз валового доходу тдприемств Нижня межа довiрчого i нтервалу ■ ■ ■ - Верхня межа довiрчого штервалу

Рис. 12. Граф1чна ¡люстрация прогнозу валового доходу тдприемств V кластеру

Висновки. Таким чином, одним з ключових факторiв конкурентного розвитку промислових тдприемств в сучасних умовах е шноващйна скла-дова, яка вимагае моделювання на основi обрано1 функцп для и подальшого практичного застосуван-ня та отримання прогнозних оцiнок розвитку дос-лiджуваних тдприемств. Використання кластерно-

го тдходу та функцл Кобба-Дугласа дозволило дослвдити виробничi потужност! та конкурентний розвиток пiдприемств машинобудування Укра1'ни з урахуванням iнновацiйноl складово1 - штегрально-го коефiцiента iнновацiйноl активност! - в рамках визначених кластерiв. В результат змодельовано зв'язок мiж iнтегральним коефiцiентом iнновацiй-но1' активносп i валовими доходами, вартютю акти-вiв та витратами на ФЗП; обгрунтовано теоретичн та фактичнi значення iнтегрального коефiцiенту шновацшно! активности тдприемств машинобудування в рамках кластерiв. Крiм того, виконано ана-лiз ефективностi використання факторiв виробниц-тва з шновашйною складовою, визначено 1'х вплив на валовий доход, а також тип економiчного зростання тдприемств у кластерах. Адекваттсть побу-довано! моделi дозволила використати и для прогнозно! оцiнки факторiв виробництва з iнновацiй-ною складовою та валового доходу промислових пiдприемств за кластерами з метою тдвищення рiвня 1'х конкурентного розвитку в сучасних умовах.

Проведене моделювання шноващйно! складо-во1' конкурентного розвитку тдприемств машино-

будування дозволяе простежити фактичнi та розра-хунков1 значення штегрального коефщента 1нно-вацшно! активности, спрогнозувати результативний показник дгяльност тдприемств галуз1 - валовий доход на майбутт перюди. Запропоноват резуль-тати дослщження доцшьно використовувати в практичнш дгяльност тдприемств машинобуду-вання Укра!ни з метою тдвищення 1нновац1йно! активности, 1нновац1йного розвитку й тдвищення фшансово! ефективност дгяльност тдприемств в цшому. Тому, напрямками подальших дослвджень мають стати практичн мехатзми впровадження результатов моделювання в дгяльнють тдприемств машинобудування, спрямован на отримання максимального економ1чного ефекту ввд впроваджен-ня.

Л^ература

1. Пожуева Т.О. Органiзацiйно-фiнансове за-безпечення розвитку iнновацiйного процесу на вгт-чизняних пiдприемствах / Т.О. Пожуева // Економь чний вюник Донбасу. - 2012. - № 1. - С. 213-216.

2. Вдовенко Ю. В. Економiко-статистичний аналiз iнновацiйно! дiяльностi промислових тдп-риемств Лугансько! област / Ю.В. Вдовенко // Економiчний вiсник Донбасу. - 2012. - № 2. - С. 47.

3. Бацалай Т.М. Iнтелектуальний капiтал як специфiчна характеристика iнновацiйно-активного пiдприемства / Т.М. Бацалай // Економiчний вiсник Донбасу. - 2012. - № 2. - С. 82-88.

4. Жучок Т.М. Аналiз розвитку шновацшного потенщалу промислових тдприемств у Луганськш област / Т.М. Жучок // Економiчний вiсник Донбасу. - 2012. - № 3. - С. 25-30.

5. Кривчиков А.А. Теоретико-методолопчш основи визначення форм та етатв iнновацiйного процессу / А.А. Кривчиков // Економiчний вiсник Донбасу. - 2012. - № 3. - С. 189-192.

6. Андрушшв Б.М. Стратепчне управлшня ш-новацiйним розвитком тдприемства / Б.М. Андру-шшв, Л.М. Мельник, Л.Я. Малюта // Тернопшь: ТНТУ, 2010. - 278 с.

7. Землянкин А.И. О проблемах обеспечения конкурентных преимуществ организационных структур на основе инноваций / А.И. Землянкин, И.И. Лях // Економша промисловостт. - 2005. -№ 4. - С. 95-101.

8. Ншолаев Ю.О. Структурна модель iннова-тйного кластера / Ю.О. Нiколаев, Л.А. Жук // Еко-номiчний вюник Донбасу. - 2012. - № 1. - С. 166172.

9. Заречнев А.М. Кластерний тдхвд в iннова-цiйнiй стратегi! розвитку вугшьно! галузi Укра!ни / А.М. Заречнев, В.О. Ланговой, Г.В. Обоянцева // Економiчний вiсник Донбасу. - 2012. - № 3. -С. 15-18.

10. Лях I.I. Методолопчний пiдхiд щодо рест-руктризацп промисловостт на 0CH0Bi кластеризацп економiки perioHy / I.I. Лях // Город, регион, государство: экономико-правовые проблемы: сб. науч. тр. / НАН Украины. Ин-т экономико-правовых исследований. - Донецк: Изд-во «Вебер» . - 2009. -Том 1. - С. 249-254.

11. Рубан В. 1нноватйна модель стратепчного розвитку Укра1ни: методология i досввд / В. Рубан, О. Чубукова, В. Некрасов // Економша Украши. -2003. - № 6. - С. 14-19.

12. Федулова 1.В. 1нновацшний потентал тд-приемства: моногpафiя / 1.В. Федулова, Г.О. Кунде-ева; Нац. ун-т харч. технологш - К., 2010. - 346 с.

13. Малюта Л.Я. Особливостт моделювання шновацшних процеав на пiдпpиемстБi [Електрон-ний ресурс] / Л.Я. Малюта. - Режим доступу: http://www.pu.if.ua/depart/Finances/resource/file.

14. Федотова С.Ю. Моделювання iнвестицiй-но-iнновацiйноi дгяльностт бyдiвельного тдприем-ства / С.Ю. Федотова // Упpавлiння розвитком складних систем: зб. наук. праць. - К.: Кивський нацiональний yнiвеpситет бyдiвництва i архгтекту-ри. - 2012. - № 9. - С. 113-116.

15. Теоргя оптимальних ршень. Моделювання та керування в умовах невизначеностт: зб. наук. пр. / ред.: Т.П. Мар'янович; НАН Украши. 1н-т шбер-нетики iм. В.М.Глушкова. - К., 2000. - 174 с.

16. Хома 1.Б. Економшо-математичт методи аналiзy дiяльностi пiдпpиемств / 1.Б. Хома, В.В. Турко; Нац. ун-т «Львiв. Полiтехнiка». - Л. : Вид-во Нац. ун-ту «Львiв. Полiтехнiка», 2008. - 328 с.

17. Шумська С.С. 1нструмент виробничо! фун-кцii в до^джент украшсько! економiки / С.С. Шумська // Економша i прогнозування. - 2007. -№ 4. - С. 104-123.

18. Благодир Л.М. Визначення перспектив розвитку переробних тдприемств олшно-жирово! галyзi Укра1ни на основi виробничо! фyнкдii Коб-ба-Дугласа / Л.М. Благодир, О.В. Мороз, Б.€. Гра-бовецький // Актуальн проблеми економiки. -2010. - № 2. - С. 241-251.

19. Щербшна С. А. До^дження розвитку бу-дiвельних пiдпpиемств pегiонy iз застосуванням виробничо! фyнкцii Кобба-Дугласа / С.А. ЩербЫ-на // Наук. вюн. Чеpнiг. держ. iн-тy економши i упр. Сер. Економiка. - 2010. - Вип. 3. - С. 60-66.

20. Егоршин А.П. Управление инновационным развитием региона: монография / А.П. Егоршин. -Н.Новгород: НИМБ, 2008. - 288 с.

Мелiхов А. А. Моделювання шновацшно1 скла-довоТ конкурентного розвитку промислових пвдпри-емств

Змодельовано виробничу функщю Кобба-Дугласа з урахуванням шноващйно! складово! для кожно1 групи кластеpiв промислових тдприемств. Врахування шнова-цшно! складово! для пiдвищення piвня конкурентного розвитку сучасних промислових пiдпpиемств е актуаль-ним й вимагае моделювання на основi обрано! функцп

Економiчний вiсник Донбасу № 3(37), 2014

для подальшого практичного застосування в дiяльностi дослiджуваних тдприемств. Запропоновано ввести до базово! виробничо! функцп Кобба-Дугласа iнновацiйну складову конкурентного розвитку тдприемств машино-будування - ттегральний коефiцiент шновацшно! актив-носп, який враховуе екстенсивний та ттенсивний коефi -цiенти шновацшно! активности Виконано аналiз ефек-тивностi використання фактс^в виробництва з шнова-цшною складовою, визначено 1х вплив на валовий доход, а також тип екож^чного зростання тдприемств у кластерах. Побудоват моделi ефективностi використання ресуршв на основi функцп Кобба-Дугласа дозволили спрогнозувати валовий доход тдприемств машинобуду-вання на наступнi три роки. В результат^ прогнозна ощ-нка факторiв виробництва св^ить про збшьшення обся-гiв капiталу й фонду зароб^но! плати на вмх тдприемс-твах всiх кластерiв. Ттегральний коефiцiент шновацш-но1 активностi також збшьшуеться в усiх кластерах. Пе-релiченi тенденцп тягнуть за собою збшьшення валового доходу тдприемств машинобудування Укра'ни в межах довiрчого штервалу в вмх кластерах. Запропоноват результата дослщження доцiльно використовувати в прак-тичнiй дiяльностi пiдприемств машинобудування Укра! -ни з метою тдвищення шновацшно! активноста, шнова-цшного розвитку й пiдвищення фшансово! ефективност дiяльностi пiдприемств в цiлому.

Ключов1 слова: шновацшна активнiсть, моделювання, кластер, машинобудування, функщя Кобба-Дугласа, прогноз, валовий доход.

Мелихов А. А. Моделирование инновационной составляющей конкурентного развития промышленных предприятий

Смоделировано производственную функцию Коб-ба-Дугласа с учетом инновационной составляющей для каждой группы кластеров промышленных предприятий. Учет инновационной составляющей для повышения уровня конкурентного развития современных промышленных предприятий является актуальным и требует моделирования на основе выбранной функции для дальнейшего практического применения в деятельности исследуемых предприятий. Предложено ввести в базовую производственную функцию Кобба-Дугласа инновационную составляющую конкурентного развития предприятий машиностроения - интегральный коэффициент инновационной активности, учитывающий экстенсивный и интенсивный коэффициенты инновационной активности. Выполнен анализ эффективности использования факторов производства с инновационной составляющей, определено их влияние на валовой доход, а также тип экономического роста предприятий в кластерах. Построенные модели эффективности использования ресур-

сов на основе функции Кобба-Дугласа позволили спрогнозировать валовой доход предприятий машиностроения на следующие три года. В результате, прогнозная оценка факторов производства свидетельствует об увеличении объемов капитала и фонда заработной платы на всех предприятиях всех кластеров. Интегральный коэффициент инновационной активности также увеличивается во всех кластерах. Перечисленные тенденции влекут за собой увеличение валового дохода предприятий машиностроения Украины в пределах доверительного интервала во всех кластерах. Предложенные результаты исследования целесообразно использовать в практической деятельности предприятий машиностроения Украины с целью повышения инновационной активности, инновационного развития и повышения финансовой эффективности деятельности предприятий в целом.

Ключевые слова: инновационная активность, моделирование, кластер, машиностроение, функция Кобба-Дугласа, прогноз, валовой доход.

Melikhov A. А. Modeling the innovation component of competitive development of industrial enterprises

The paper simulated the production function of the Cobb-Douglas based on innovative component for each cluster group of industrial enterprises. Accounting innovation component to enhance the competitive development of modern industry is urgent and requires a simulation based on the function selected for further application in the activities of the investigated companies. Proposed to introduce a basic production function Cobb-Douglas innovative component of competitive development of mechanical engineering - the integral gain of innovative activity, taking into account the extensive and intensive factors of innovation. The analysis of the efficiency of production factors with an innovative component to assess their impact on gross income, as well as the type of economic growth enterprises in clusters. Constructed models of resource efficiency based on the Cobb-Douglas allowed predicting gross revenue engineering enterprises for the next three years. As a result, prognostic assessment of factors of production shows an increase in the volume of capital and payroll for all businesses of all clusters. Integral coefficient of innovation activity also increased in all clusters. These trends entail an increase in the gross income of engineering enterprises of Ukraine within the confidence interval in all clusters. The proposed research results should be used in the practice of engineering enterprises of Ukraine to increase innovative activity innovative development and financial performance of enterprises in general.

Keywords: innovation activity, modeling, cluster, machine building, Cobb-Douglas function, forecast, gross income.

Стаття надшшла до редакцп 23.06.2014

Прийнято до друку 10.09.2014