Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий
Saved in:
| Published in: | Вісник економічної науки України |
|---|---|
| Date: | 2008 |
| Main Author: | |
| Format: | Article |
| Language: | Russian |
| Published: |
Інститут економіки промисловості НАН України
2008
|
| Subjects: | |
| Online Access: | https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/93477 |
| Tags: |
Add Tag
No Tags, Be the first to tag this record!
|
| Journal Title: | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| Cite this: | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий / В.А. Кучер // Вісник економічної науки України. — 2008. — № 1 (13). — С. 61–65. — Бібліогр.: 9 назв. — рос. |
Institution
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine| _version_ | 1859516868179525632 |
|---|---|
| author | Кучер, В.А. |
| author_facet | Кучер, В.А. |
| citation_txt | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий / В.А. Кучер // Вісник економічної науки України. — 2008. — № 1 (13). — С. 61–65. — Бібліогр.: 9 назв. — рос. |
| collection | DSpace DC |
| container_title | Вісник економічної науки України |
| first_indexed | 2025-11-25T20:43:19Z |
| format | Article |
| fulltext |
КУЧЕР В.Л.
І це правда. Фінансова скрута не дозволяє вищим на
вчальним закладам та загальноосвітнім школам забез
печити усіх своїх вихованців навіть тими підручниками,
яких достатньо на базах і прилавках магазинів. Але,
можливо, то і добре, що на ті підручники не витрача
ються державні кошти. Адже на хвилі розмов про «цеі-
деологізацію» навчальної літератури практично відбула
ся її переідеологізація. Причому гіршого ґатунку. Скажі
мо, якщо в минулому при деякій заідеологізованості
підручники з політичної економії все ж таки відобража
ли досягнення світової економічної науки і спиралися
на вітчизняну практику господарювання, то всі наявні
сьогодні книжки з основ економічної теорії нагадують
кон’юнктурні пропагандистські опуси. Вони нічого не
дають ні розуму, ні серцю майбутнього спеціаліста, а
лише акцентують його увагу на недоліках планової си
стеми радянської пори і всіляко замовчують або вбілю
ють чорні плями ринкової системи господарювання.
Інакше кажучи, наявні підручники з основ еконо
мічної теорії серйозно хибують вульгарною ідеологіза
цією і навіть міфізацією. Вони не навчають студентів
вмінню здійснювати аналіз економічних процесів та
явищ, не допомагають пізнавати істину і робити пра
вильні наукові висновки.
З врахуванням викладеного, очевидно, слід визна
ти, щй експеримент зі стихійною підготовкою підруч
ників не вдався. Змінити ситуацію на краще можна було
б шляхом видання базового підручника на конкурсній
основі з попереднім широким обговоренням його струк
тури і змісту.
І, нарешті, ще одна проблема, без вирішення якої
не можна розраховувати на якісне викладання і вивчен
ня курсу економічної науки. Це проблема обсягу на
вчального навантаження професорсько-викладацького
складу. В свій час викладачі суспільних дисциплін мали
фіксований обсяг навчального навантаження, який ста
новив не більше 550 годин за рік. Сьогодні навчальне
навантаження, згідно з Законом «Про вищу освіту», не
повинно перевищувати 900 годин за рік, хоча насправді
воно становить 1000-1200 годин. Зрозуміло, що за та
ких умов не можна розраховувати на високу якість на
вчального процесу.
Інакше кажучи, Україні потрібна продумана політи
ка щодо здійснення економічного виховання молоді в
умовах ринкової трансформації економіки. Вона повин
на включати цілу низку заходів, серед яких найважлив
ішими і найбільш невідкладними, на наш погляд, є такі.
По-перше, відмова від штучного гальмування розвитку
економічної освіти через системи ліцензування та акре
дитації, припинення безпідставних заяв про перевироб
ництво економістів в країні, оскільки вони негативно
впливають на вибір професії молоддю. По-друге, за
провадження обов’язкового поглибленого вивчення еко
номічних дисциплін у 9 - 1 2 класах загальноосвітніх шкіл
та гімназій з тим, щоб їхні випускники могли реалізува
ти себе у сфері промисловості, сільському господарстві
та невиробничій сфері навіть без продовження навчан
ня у ВНЗ. По-третє, збільшення обсягів держзамовлен
ня на підготовку фахівців з економіки, які здатні читати
економічні курси в школі.
Від того, наскільки швидко будуть реалізовані заз
начені заходи, в значній мірі залежить не тільки подо
лання економічної кризи, а й економічний розвиток
нашого суспільства. Про це свідчить досвід країн Цент
ральної та Східної Європи, які завдяки розвитку освіти
змогли в короткі строки збільшити свої багатства на ЗО—
35 % [1, с. 3]. Хто цього не робитиме, той неминуче зали
шиться на узбіччі соціально-економічного прогресу.
Література
1. Бохняж 36. Програму дій розроблено, настав час її
втілення / / Синергія.— 2001.— № 2—3.— С. 2-3.
2. Радзіловський Дж. Освіта для змін: реформа мене
джмент- та бізнес-освіти у Центральній та Східній
Європі, 1989-2001 / / Розбудова менеджменг-освіти в
Україні. Матеріали 4-ої щорічної міжнародної конфе
ренції 5 -7 грудня 2002 року, м. Київ.— 2002.— С. 10-13.
3. Статистичний щорічник України за 2005 рік.—
Київ, 2006.- 576 с.
4. Чепурна Н.М. Стан економічної освіти учнів у за
гальноосвітніх закладах Черкаської області / / Матеріали
міжнародної науково-практичної конференції «Еконо
мічна освіта: проблеми і перспективи».— Черкаси,
1999.- С. 101-103.
В A t e a
канд. жон. наук
г. Донецк
МОДЕЛИРОВАНИЕ ПРОЦЕССА ОЦЕНКИ ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТИ ЖИЗНЕННОГО
ЦИКЛА ИНВЕСТИЦИОННЫХ ПРОЕКТОВ УГЛЕДОБЫВАЮЩИХ ПРЕДПРИЯТИЙ
Угольная отрасль Украины является наиболее про
блемным звеном народного хазяйства. Многие шахты
являются убыточными и требуют больших дотаций. Это
обуславливает необходимость поиска методических под
ходов, позволяющих сократить затраты и повысить
эффективность работы шахт Донбасса [1]. В методоло
гических положениях и инструктивных материалах по
разработке бизнес-планов инвестиционных проектов
нет жестких требований к перечню организационных и
экономических показателей, которые в обязательном
порядке должны быть обоснованы в проектах [2 , с. 806;
3, с. 5]. Вместе с тем, как отмечается в работах [4, 5, 6]
инвестиционное развитие угольных шахт имеет целый
ряд специфических особенностей, которые делают не
возможным применение обычных методов расчетов при
оценке эффективности инвестиций.
2008/№1 61
КУЧЕР В.А,
В ранее выполненных исследованиях по оценке эф
фективности инвестиционных проектов цензурирован
ные наблюдения из-за применения несовершенного ма
тематического аппарата из статистической выборки ис
ключались. Особенностью проведенного в работе иссле
дования является то, что полученные в нем результаты
базируются на анализе как полных, так и цензурирован
ных наблюдений. Если бы к анализу были приняты
только полные наблюдения, исследуемая совокупность
была бы недостаточно представительной по объему
выборки и не позволила бы получить достоверные ре
зультаты. Цель статьи — получение количественной
оценки продолжительности жизненного цикла инвести
ционных проектов угледобывающих предприятий.
Существует две основные причины, по которым
при решении поставленной в исследовании проблемы
нельзя непосредственно использовать обычные методы
оценки параметров регрессионной модели. Во-первых,
этапы реализации жизненного цикла инвестиционного
проекта, как правило, не являются линейно взаимосвя
занными с соответствующими регрессорами, Ввиду это
го обычный регрессионный анализ может привести к
ошибочным результатам и не позволит выявить истин
ной значимости исследуемых переменных. Во-вторых,
как и при выполнении предыдущих этапов исследова
ния, возникает проблема с использованием неполных
(цензурированных) наблюдений, то есть таких наблю
дений по проектам, информация о жизненном цикле
которых является неполной.
Как показывает анализ, выполненный в работах [7,
8 ], для оценки функции мгновенного риска наиболее
целесообразно использовать модели пропорциональных
рисков Кокса [9] или так называемые модели пропор
циональной интенсивности. В модели пропорциональ
ных рисков Кокса предполагается, что искомая функ
ция имеет вид
A((0 >(*1>22.....*-»))= # (1)
tsh t(0*exp(b l *z, +b2 *z2 + -+ b m*zm)
где h ((t) ,(z ,,z2,...,zlll)J — оцененный риск реализации
проекта в определенный временной этап при количе
ственно оцененных параметрах модели; h0 (г) — базо
вый риск, который соответствует инвестиционному
проекту при условии, что значения всех независимых пе
ременных равны нулю; / — момент времени, для кото
рого определяются z — ковариаты модели; т — количе
ство независимых переменных, которые оказывают вли
яние на продолжительность / реализации инвестицион
ных проектов; bl,b2,...,bm — количественно оцененные
параметры модели.
Как вццно из выражения (1) функция мгновенного риста
в модели Кокса представляется в виде произведения двух со
множителей. Одинизних [ехр(Д * z, + b2 * z2 + ...+bm * zm))
характеризует изучаемый объект (инвестиционный про
ект), а второй (йь(<)) — базовую функцию мгновенного
риска, которая оценивается без учета влияния незави
симых переменных.
В качестве примера исследуемой модели может рас
сматриваться следующая ситуация. Пусть изучается вли
яние государственных дотаций на реализацию инвести
ционного проекта. В этом случае государственные до
тации необходимо рассматривать как категориальную
переменную, которая может принимать два значения:
1 — для инвестиционных проектов, реализация которых
осуществляется с государственным финансированием и
О — для инвестиционных проектов шахт, которые фш-
нансируют его программы самостоятельно без государ
ственных дотаций. Тогда функция риска может быть
представлена выражением
/ ) ( / , z ) = h a ( t ) * e x p [ b { *z+b2 * ( z * Z h ( / ) - 1 0 ) ) . ( 2 )
В выражении (2) функция интенсивности состоит
из нескольких частей: 1) базовая функция интенсивно
сти \ (/); 2 ) ковариаты г; 3) ковариаты z, умноженной
на логарифм времени. Умножение ковариаты z на лога
рифм времени позволяет в данном случае учесть фак
тор времени при оценке продолжительности реализации
инвестиционного проекта с участием и без участия го
сударственных дотаций. Константа 10 в данном приме
ре используется как нормировка, так как среднее зна
чение логарифма продолжительности реализации инве
стиционного проекта, в данном случае, по изучаемым
периодам времени жизненного цикла проектов равно 10.
Модель Кокса может' быть линеаризована, для это
го необходимо разделить обе части выражения (2 .2) на
h0 (/) и взять натуральный логарифм от обеих частей. В
результате получим выражение
In
h ((t) ,(zv z2,...,zm))
К ( 0 .(3)
= bl *zl +b2*z2 +...+bm*z„
Таким образом, мы имеем линейную модель и мо
жем количественно оценить ее параметры.
Статистические данные по диапазону значений
исследуемых переменных представлены в табл. 1.
Наиболее общей моделью регрессионной зависимо
сти, нс накладывающей ограничений на форму функ
ции выживания и позволяющей решить поставленную
задачу, является модель пропорциональных интенсив
ностей Кокса. Процедура оценивания параметров осно
вывалась на определении логарифма максимального
правдоподобия регрессионной модели методом Ньюто-
на-Рафсона. Итоговые результаты оценивания приведе
ны в табл. 2 .
В приведенной таблице в столбце «Бета» представ
лены значения оценок параметров регрессионной мо
дели. Стандартные ошибки определялись на основе
частных производных второго порядка от логарифма
функции правдоподобия. Полученная модель имеет
высокий уровень статистической значимости (р — уро
вень = 0,000004); логарифм правдоподобия окончатель
ной оценки параметров составляет — 41,9406; значение
статистики %2 составляет 49,24296. Значение получен
ных показателей регрессионной модели в целом свиде
тельствует о ее статистической значимости. Однако, как
видно из результатов представленных в таблице, пере
менные: 12 (объем инвестиций по проекту на строитель-
62 ВІСНИК ЕКОНОМІЧНОЇ НАУКИ УКРАЇНИ Ф
КУЧЕР JB.A.
но-монтажные работы по подготовке лав), Л (объем высокое значение показателя р-уровня значимости. Для
подготовленных к отработке промышленных запасов) и указанных переменных он составляет 0,100474; 0,126193;
S (источник финансирования проекта) имеют очень 0,246430 соответственно.
Таблица „1
Значения переменных для построения функции жизненного цикла инвестиционных проектов
Переменная Условное
обозначение
Единица
измерения
Значения переменной
минимальное максимальное среднее стандартная
ошибка
Объем добычи угля D тыс. т/мес. 25,1 296,7 135,4 12,2459
Общий объем инвестиций по
проекту:
11 тыс. грн. 8264,0 115500,0 47191,7 4208,5526
В том числе на строительно
монтажные работы по под
готовке лав
12 тыс. грн. 5768,0 37383,0 19588,4 1374,1895
Удельный вес инвестиций на
очистные работы в общей
стоимости проекта
Ш % 37,3 86,7 61,9 1,8649
Объем подготовленных к от
работке промышленных за
пасов
А тыс. т 145,0 4125,0 2155,8 173,8400
Рентабельность
проекта
R Нерентабельный (0) /
рентабельный (И
0,0 1.0 0,6 0,0719
Источник финансирования
проекта
S внутренние (0) /
заемные (1)
0,0 1,0 0,6 0,0706
Таблица 2
Итоговые результаты оценивания параметров регрессионной модели для всех независимых персменпых
Переменные Бета Стандартная
ошибка t-значение Экспонента
бета
Статистика
Вальда р-уровень
D -0.010350 0,005753 -1,79917 0,989703 3.237001 0,072002
11 -0,000043 0,000018 -2,38437 0,999957 5,685209 0,017114
12 -0.000134 0,000081 -1;64261 0.999866 2.698163 0.100474
Ш 0,091385 0,041655 2,19384 1,095691 4,812913 0)028254
А -0,000695 0,000455 -1.52933 0,999305 2,338850 0.126193
R 1,059627 0,593314 1.78595 2.885294 3,189606 0,074117
S -0,908160 0.783514 -1,15909 0,403266 1,343480 0,246430
Поскольку полученная модель содержит часть пе- этапе построения регрессионной модели. После исклю-
ременных с низким статистическим уровнем значимо- чения данных переменных получим окончательную
сти (объем добычи), то для получения более достовер- модель, результаты оценки параметров которой пред-
ных результатов они были исключены на следующем ставлены в табл. 3. '
Таблица 3
Результаты оценивания параметров регрессионной модели для двух переменных после исключения переменной
«Объем добычи угля»
П ер ем ен н ы е Б ета С тан д ар тн ая
о ш и б к а t-зн ачен и е Э к о п о н ен та
бета
С тати о ти к а
В ал ь д а р -у р о в е н ь
D -0 ,012745 0 ,0 0 4 7 0 8 -2 ,70725 0 ,9 8 7 3 3 6 7 ,3 2 9 2 2 0 0 ,0 0 6 7 8 8
И -0 ,000043 0 ,0 0 0 0 1 7 -2 ,4 5 3 6 6 0 ,9 9 9 9 5 7 6 ,0 2 0 4 4 7 0 ,0 1 4 1 4 6
Новая полученная модель для двух независимых
переменных имеет высокий уровень статистической
значимости, который составляет />=0,000006. Логарифм
правдоподобия окончательной оценки параметров со
ставляет — 48,9354; значение статистики составляет1
35,25339. Приведенные значения показателей характе
ристики достоверности модели подтверждают ее высо
кую статистическую значимость.
Как видно из данных результатов оценивания па
раметров окончательной регрессионной модели после
исключения переменных с низким статистическим уров
нем значимости являются состоятельными. Р-уровни
значимости для анализируемых переменных: «Объем
добычи угля» и «Суммарный объем инвестиций по про
екту» составляют 0,006788 и 0,014146 соответственно,
что свидетельствует о высоком уровне статистической
достоверности установленной зависимости.
На рис. 1 представлен график функции выживания
для средних значений переменных: «Объем добычи угля»
(135,44) и «Общий объем инвестиций по проекту»
(47191,70). Он построен на основе полученных резуль
татов оценивания параметров регрессионной модели.
Из приведенного графика функции выживания вид
но, что инвестиционный проект по подготовке новых
производственных мощностей к эксплуатации и их от
работке, при котором объем добычи составляет 135,44
тыс. т/мес. и общий объем инвестиций 47191,70 тыс. грн.
можно охарактеризовать следующим образом. На первом
этапе с временем реализации проекта от 0 до 1000 дней
последний успешно реализуется, его функция выжива
ния на этом временном интервале жизненного цикла
незначительно изменяется в пределах от 1,00 до 0,83.
Далее вероятность окончания инвестиционного проекта
начинает увеличиваться и на интервале 1000-1500 дней
2008/№1 63
КУЧЕР НА.
Рис. 1. График функции выживания для инвестиционного
проекта с объемом добычи 135,44 тыс. т/мес. и общим
объемом инвестиций 47191,70 тыс. грн.
(приняты средние значения)
изменяется от 0,83 до 0,6. После этого периода наступает
момент, когда инвестиционный проект с указанными
параметрами переходит в фазу завершения жизненного
цикла. На временном интервале в 200 дней (1500-1700
дней) функция выживания резко снижается и изменяет
ся в интервале от 0,60 до 0,15. Вероятность того, что
рассматриваемый проект будет реализовываться по ис
течении 1700 дней очень низкая, и составляет 0,15. Вре
менной интервал 1700-2300 характеризуется полным
завершением инвестиционного проекта для любого уг
ледобывающего предприятия с разными экономически
ми, горно-геологическими и техническими характерис
тиками. Значение функции выживания на этом этапе
жизненного цикла изменяется в интервале 0,15-0,00.
На рис. 2. представлен график функции выжива
ния для инвестиционного проекта со значениями неза
висимых переменных: проект прибыльный, протяжен
ность линии очистных забоев составляет 175 м.
1,20
■ -1;се
Ш
0.78
0,60
0.45
0,30
W*
М
ТТ-"*.....?.....*..... ......-.... Г,
■ 'И***-*?1 **
т *
■ ■...... : .........................
ям.'
і !■:. . . . . . . . . . . . . . . . ■
І
' ' 1
i. -V' і , ... , •
і.. І .
"і
І
9 300 600 .SCO . 1200 1600 - 5 т 2і0о аюо
дній'’
Рис. 2. График функции выживания для инвестиционного
проекта с объемом добычи 200 тыс. т/мес. и общим
объемом инвестиций 85000 тыс. грн.
стадии реализации проектов. Продолжительности пос
ледних различаются для разных инвестиционных про
ектов. Инвестиционные проекты с разными технико-
экономическими характеристиками имеют ярко выра
женные стадии реализации, продолжительность которых
зависит от параметров самого проекта и от показателей
работы предприятия. Функция выживания изменяется
очень медленно на начальной стадии реализации про
екта, в активной фазе жизненного цикла ее изменение
имеет тенденцию к увеличению, на завершающей ста
дии значение функции резко возрастает. Это свидетель
ствует о неравномерности распределения риска по раз
ным временным интервалам реализации инвестицион
ных проектов.
Большие инвестиционные проекты могут реализо
вывать крупные комплексно-механизированные угледо
бывающие предприятия. В большинстве своем такие
проекты являются экономически эффективными и пре
дусматривают подготовку и отработку больших объемов
добычи угля и большие объемы суммарных капиталь
ных инвестиций. Характер функции выживания таких
проектов свидетельствует о том, что продолжительность
жизненного цикла инвестиционных проектов для круп
ных комплексно-механизированных предприятий может
достигать 6,30 года и составляет в среднем 4,12 года. В
период 5,06 лет функция выживания резко снижается и
принимает минимальное значение, что свидетельствует
о фактическом завершении в эти сроки большинства
инвестиционных проектов.
Выводы. В результате выполненного исследования
было установлено, что убыточные угледобывающие
предприятия, с малой производственной мощностью ре
ализуют инвестиционные проекты значительно мень
шие по объему и по продолжительности (средняя про
должительность 1,65 года). В основном по ним суммар
ный объем инвестиций не превышает 13988 тыс. грн. и
добыча угля из подготовленных участков шахтного поля
37,49 тыс. т/мес. Значение функции риска снижается до
уровня 0,50 уже к началу 'третьего года его реализации
(период 2,05 года). На отметке продолжительности 2,72
года большинство таких проектов полностью заверша
ется (как видно, функция риска в этот период состав
ляет1 0,04). Малый объем подготовки новых запасов, как
правило, приводит к большим суммарным затратам на
проведение необходимых для подготовки лавы вырабо
ток. Такая ситуация является характерной для большин
ства убыточных угледобывающих предприятий: шахта,
не имея достаточных финансовых ресурсов для одновре
менной подготовки к эксплуатации нескольких лав,
вынуждена реализовывать проекты по подготовке всего
одной лавы, усугубляя таким образом еще больше свое
экономическое состояние, то есть приближаясь к бан
кротству ввиду неэффективности проводимой ею про
изводственной политики.
Представленные графики функций выживания для
инвестиционных проектов с различными характеристи
ками существенно различаются между собой, что объяс
няется различиями в уровне риска, имеющего место на
разных стадиях жизненного цикла проектов. На основе
динамики изменения значений функции выживания
можно выделить начальную, активную и завершаюпгую
Литература
1. ЗащихинД. Проблемы повышения инвестиционной
привлекательности предприятий угольной промышлен
ности Украины / / http: //invest, cci. ,zp. ua/article/04. htm
2. Проблемы дифференциации расходов на угольных
шахтах Донбасса/И.И. Гомаль, С.Н. Шаповал, О.Н. Ря-
бич / / Економіка: пробл. теорії та практики: 36. наук.
64 ВІСНИК ЕКОНОМІЧНОЇ НАУКИ УКРАЇНИ Ф
КУЧЕРУК XX
пр. / Дніпропетр. нац. ун-т,— Д., 2003,— Вип. 186.--
Т. I I I . - С.804—810.
3. Кабанов A. L, Стариченко Л. Л., Цикарева В. В. О-
бґрунтування фінансово-економічних взаємовідносин
вуглевидобувного підприємства та інвестора — розроб
ника частини гірничого відводу / / Уголь Украины,
2004.- № 2 ,- С. 5-10.
4. Амоша А. И., Кабанов А. И., Стариченко Л. Л. О-
собенности и ориентиры развития угледобычи в Укра
ине. Некоторые параллели с российским опытом / /
Уголь Украины, 2005.— №10,— С. 3-10.
5. Пивняк Г. Г, Салли В. И., Байсаров Л. В. Инвести
ции в угольную промышленность: реальность и прогно
зы / / Уголь Украины, 2003.— №5.— С.4—8 .
6 . Щадов В. М. Рост рентабельности угольного про
изводства / / Уголь, 2005.— № 8 ,— С. 4-7.
7. David W., Hosmer Jr., Lemeshov S. Applied survival
analysis: regression modeling of time to event data.— 1999.
8 . Allison P. D. Survival Analysis Using the SAS System:
A Practical Guide. Cary NC: SAS Institute.— 1995. 164 p.
9. Cox D. R., Oakes D. Analysis of Survival Data. London:
Chapman and Hall.— 1984,— 219 p.
TX Кучерук
канд. екон. наук, м. Донецьк
ИННОВАЦИОННАЯ УСТОЙЧИВОСТЬ ХОЗЯЙСТВУЮЩИХ СУБЪЕКТОВ:
РЕГИОНАЛЬНЫЙ АСПЕКТ
Постановка проблемы. За последние десятилетия в
мировой экономике усилилась тенденция к диверсифи
кации производства, отражающая новый этап интегра
ционных процессов в их социально-экономическом, на-
учно-технологичееком, институциональном и других из
мерениях системного развития. Создание концернов,
финансово-промышленных групп и ТНК обусловлено
обеспечением адекватной устойчивости крупных корпо
рационных хозяйственных систем на внутреннем и вне
шних рынках, а также способностью привлечения фи
нансовых капиталов в объемах, необходимых для устой
чивого социально-экономического развития хозяйству
ющих субъектов.
Развитие сектора крупных вертикально интегриро
ванных хозяйственных структур, в том числе трансна
циональных корпораций, является мощным фактором
ускорения технического прогресса и модернизации про
изводства. Им принадлежит до 80 % технологических
нововведений и не менее 60 % внешнеторгового оборо
та [1, с.7]. Это создает возможности для внутреннего
межотраслевого перелива капитала, системной интегра
ции в сфере прогнозирования, стратегического плани
рования и управления структурными воспроизводствен
ными сдвигами.
Наиболее острой проблемой является проблема
одностороннего использования преимуществ от экспор
та природно-сырьевых ресурсов. В этих условиях доми
нирующим объектом государственного регулирования
становятся стратегические проблемы территориально
го развития. «Рынок продавца, — отмечал Э. Чемберлин
[2, с. 308], — велик или мал не только в зависимос ти от
цены, которую продавец назначает, — он варьирует точ
но так же в зависимости от выбираемого им местополо
жения... В наиболее общей форме проблема заключает
ся в пространственном приспособлении друг к другу и
покупателей и продавцов». Следовательно, поиск новых
форм развития хозяйствующих субъектов опирается на
процесс пространственной конкуренции в кругооборо
те экономических ресурсов мировой экономики.
Следует учитывать, что структурная трансформация
отражает пространственную конкуренцию обрабатыва
ющей и добывающей промышленности за экономичес
кие ресурсы. Детерменированность этого процесса обус
ловлена приращиванием добавленной стоимости в об
рабатывающих отраслях за счет ресурсосбережения и
сокращения выпуска ресурсоемкой продукции [3]. Ос
новным критерием оценки эффективности реализации
производственного потенциала становится минимиза
ция потерь национального богатства. Главным рычагом
конкурентной борьбы становятся инновации, основан
ные на достижениях научно-технического прогресса,
включая информационные технологии, нанотехнологии
с ориентацией на преодоление агрессивных структурных
диспропорций и решение социальных проблем на базе
формирования эффективных экономических отноше
ний между хозяйствующими субъектами.
Инновации, справедливо замечают М. Долишний и
В. Куценко [4, с. 14] — это не управление изменениями,
а целенаправленный поиск изменений, которые можно
использовать с целью наиболее эффективного управле
ния ими; это необходимость аккумулирования посте
пенно накопленных знаний, критический пересмотр их
содержания, повышения эффективности принятых ре
шений, генерирования новых идей, обмен идеями.
Инновация — это особый инструмент, одно из основ
ных условий существования предпринимательской орга
низации, это часть стратегии, один из процессов, кото
рый можно организовать и которым можно управлять.
А. Либман и Б. Хейфец [5, с. 19] считают, что рост
взаимозависимости и возникновение альтернативных
каналов обмена могут способствовать интенсификации
конкуренции между компаниями, а значит, повышению
ч внутренней эффективности и росту инновационной
активности. Даже если корпорации йе выходят на ры
нок непосредственно, высокая степень взаимосвязи
экономик делает рынки потенциально конкурентными,
что ограничивает возможности монополиста по изъятию
ренты.
© 2008/Ш 65
ВЕНУ 2008-1(13) - 0061
ВЕНУ 2008-1(13) - 0062
ВЕНУ 2008-1(13) - 0063
ВЕНУ 2008-1(13) - 0064
ВЕНУ 2008-1(13) - 0065
|
| id | nasplib_isofts_kiev_ua-123456789-93477 |
| institution | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| issn | 1729-7206 |
| language | Russian |
| last_indexed | 2025-11-25T20:43:19Z |
| publishDate | 2008 |
| publisher | Інститут економіки промисловості НАН України |
| record_format | dspace |
| spelling | Кучер, В.А. 2016-01-28T21:23:16Z 2016-01-28T21:23:16Z 2008 Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий / В.А. Кучер // Вісник економічної науки України. — 2008. — № 1 (13). — С. 61–65. — Бібліогр.: 9 назв. — рос. 1729-7206 https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/93477 ru Інститут економіки промисловості НАН України Вісник економічної науки України Наукові статті Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий Article published earlier |
| spellingShingle | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий Кучер, В.А. Наукові статті |
| title | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий |
| title_full | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий |
| title_fullStr | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий |
| title_full_unstemmed | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий |
| title_short | Моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий |
| title_sort | моделирование процесса оценки продолжительности жизненного цикла инвестиционных проектов угледобывающих предприятий |
| topic | Наукові статті |
| topic_facet | Наукові статті |
| url | https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/93477 |
| work_keys_str_mv | AT kučerva modelirovanieprocessaocenkiprodolžitelʹnostižiznennogociklainvesticionnyhproektovugledobyvaûŝihpredpriâtii |