O przydatności praktycznej metod T.P. Wrighta, M.P. Guiberta i J.R. de Jonga w analizie ekonomicznej przedsiębiorstw przemysłu maszynowego

Leopold Brzyski, Zdzisław

Ostrowski

O przydatności praktycznej metod

T.P. Wrighta, M.P. Guiberta i J.R. de

Jonga w analizie ekonomicznej

przedsiębiorstw przemysłu

maszynowego

Annales Universitatis Mariae Curie-Skłodowska. Sectio H, Oeconomia 15-16, 135-144

A N N A L E S

U N I V E R S I T A T I S M A R I A E C U R I E - S K Ł O D O W S K A L U B L I N — P O L O N I A

VOL. X V /X V I, 10 SECTIO H 1981/82

Zakład Ekonomiki Przemysłu Wydziału Ekonomicznego UMCS

L e o p o l d B R Z Y S K I , Z d z i s ł a w O S T R O W S K I

O przydatności praktycznej m etod Т. P. W righta, M. P. G uiberta i J. R. de Jonga w analizie ekonom icznej przedsiębiorstw

przem ysłu m aszynow ego

П роизводственная пригодность методов Т. Р . W right’a, М. Р . G u ib ert’a и J. R. de Jo n g ’a для экономического анализа на предприятиях

м аш иностроительной промы ш ленности

On th e P ra ctica l U sefu ln ess of th e M ethods by W. T. W right, M. P . G uibert and I. R. Jong in th e E conom ic A n a ly sis of E ngineering In d u stry E nterprises

W śród relacji ekonom icznych szczególne m iejsce zajm uje w ydajność pracy, z nią bowiem kojarzonych jest w iele zagadnień bardzo istotnych dla przedsiębiorstw . Poziom w ydajności pracy zależy od w ielu czynni­ ków, w śród k tóry ch planow anie i p recyzyjne m etody obliczania kosztów należą do najw ażniejszych.

Zw iązek w ydajności z pracochłonnością jednostkow ą jest taki, że re ­ lacje te budow ane są p rzy w y korzystaniu tych sam ych danych:

P/Q • Q / p = i = w ■ t (1) gdzie: P — ilość w ytw orzonej produkcji, Q — ilość roboczogodzin zuży­ tych do w ytw orzenia p ro d uk cji (P), w — w ydajność pracy, t — praco ­ chłonność jednostkow a. Można więc p rzyjąć — i tak jest w istocie, że o poziom ie pracochłonności jednostkow ej decydują te same czynniki, co o poziom ie w ydajności pracy. T rudne jest jednak skw antyfikow anie kie­ runków i natężenia ich oddziaływ ania, jak rów nież w nioskow anie o p rz y ­ szłym zachow aniu. Spowodowało to, że w prow adzonych analizach bada się tendencję zachodzących zm ian w pracochłonności jednostkow ej, p rz y j­ m ując, że jej poziom kształtow any jest przez oddziaływ anie czynników , który ch łączny w pływ może być m ierzony obniżką pracochłonności jed ­ nostkow ej.

136 L eop old B rzyski, Z d zisła w O strow sk i

E m piryczna k rzyw a p racoch łon n ości jed n o stk o w ej k o lejn y ch w y ro b ó w w serii — ło ży sk o ty p A

E m pirical cu rve of u n itary la b o u r in te n sity of su c c e ssiv e products in th e series: b earin g ty p e A

P rzy k ład em ilu stru ją c y m to zagadnienie jest w ykres, z którego widać, że n ajw yższą obniżkę pracochłonności jednostkow ej u zy sk uje się w po­ czątkow ym okresie p ro d u k cji, a w m iarę w zro stu ilości w ypro d uko w a­ nych w yrobów w serii jej bezw zględny poziom w yk azuje tendencję m ale ­ jącą. P rzy czy n ą tego zjaw iska są n astęp u jące czynniki, w śród któ ry ch najisto tn iejsze to: 1) k w alifik acje pracow ników sprzy jające szybkiem u n a ra sta n iu w p raw y ; 2) jakość, ilość i kom pletność oprzyrządow ania; 3) techniczne i o rganizacyjne przygotow anie now ej pro duk cji; 4) jakość, nowoczesność i uniw ersalność p a rk u m aszynow ego, przekazyw anego z p ro ­ d u k cji w yrobów o zm niejszonym zapotrzebow aniu społecznym do re a li­ zacji now ych zadań; 5) zaopatrzenie w m a te ria ły i n arzędzia handlow e. S um a oddziaływ ań w szystkich czynników — w ty m w ym ienionych — w p ły w a na praw idłow ość k ształto w an ia się pracochłonności jednostkow ej w yrobów w serii, k tó rą m ożna w yrazić za pom ocą m atem atyczn y ch sy m ­ boli.

Z przyczyn n a tu ry technicznej i ekonom icznej w nioskow ać można, że om aw iane czynniki, a ściślej w pływ ich oddziaływ ania nie pow inien w y ­ kazyw ać zasadniczych zm ian w k ró tk ich okresach. Na tej podstaw ie w nio­ skować m ożna, że sk w an ty fik o w an a praw idłow ość spadku pracochłon­ ności jednostkow ej k o lejn y ch w yrobów w serii może służyć p ro je k to ­ w an iu k rzy w ych spadku pracochłonności dla w yrobów przew id y w anych do p ro d u k cji w okresie przy szłym i technologicznie podobnych. Poniew aż całkow ite podobieństw o k o n stru k c y jn e i technologiczne nie może iść w p arze z rozw ojem n auki i techniki, w d ziałaniu tak im , ja k opisano, sto ­ sow ane są różne m eto d y dla uzyskania m ożliw ie najw iększej precyzji przew idyw ań.

W b adaniu poddano w ery fik acji trz y m etody stosow ane z dużym po­ w odzeniem w przem yśle lotniczym k rajó w wysoko uprzem ysłow ioych; są to: m etoda T. P. W rig h ta, M. P. G u ib e rta i J. R. de Jonga.

O p rzyd atn ości praktycznej metod... ₁₃₇

1. M e t o d a T. P. W r i g h t a nazw ana jest także „praw em W ri­ g h ta ” lub „praw em 80%” . W edług założeń m etody, pracochłonność je d ­ nostkow ą dowolnego w yrobu w serii m ożna w yrazić n astępu jący m wzo­ rem :

t n—t^ • n~a (2) gdzie: t n — pracochłonność jednostkow a w yrobu oznaczonego w serii ko­ lejn y m n um erem n, t x — pracochłonność pierw szego w yrobu, n — ko­ lejn y n u m er w yrobu, a — w ykładnik potęgow y oznaczający k ą t n ach y­ lenia krzyw ej spadku pracochłonności do odciętej.

Z w zoru (2) w ynika, że liczba godzin przepracow anych dla w ykona­ nia w yrobu o kolejnej liczbie podporządkow anej (2n) jest w pew nym stałym stosunku do czasu w ykonania w yrobu oznaczonego w serii ko lej­ nym num erem n:

h n t\ (~}lT a T a - n a ' n , ^ --- — - --- _ 2~a = G

tn 11n a n a

gdzie: G — w spółczynnik redu k cji czasu jednostkowego.

K rzyw a wyznaczona w zorem (2) p rzy jm u je w układzie w spółrzęd­ nych logarytm icznych k ształt linii prostej o nachyleniu -a. Ten oczyw isty fa k t w k o n fro n tacji z wzorem (3) prow adzi do w niosku, że obniżka p ra ­ cochłonności jednostkow ej może być w yrażona przy pom ocy dw u w skaź­ ników:

1) bezw zględnej obniżki pracochłonności, k tóra jest różnicą w n ak ła­ dach p racy żywej na w yrób n i n-f-1,

2) w zględnej obniżki pracochłonności, której spadek je st stały dla w yrobów o podw ajającej się liczbie (n), tj. takich, k tó rych kolejne n u m e­ r y w serii oznaczają podw ojenie wielkości produkcji.

P rzy w y kładn ik u a — 0,333 — uzyskiw anym w przem yśle lotniczym S tanów Zjednoczonych A m eryki Północnej i F ra n cji — m ożna wyliczyć na podstaw ie w zoru (3), że p rzy podw ojeniu wielkości pro du kcji praco ­ chłonność jednostkow a spadnie do 80%.

2 - 0 .3 3 3 = 0 , 7 9 4 (4 )

Praw idłow ość ta jest uzasadnieniem nazw y m etody.1

W y k orzystując założenia tej m etody przeprow adzono badania praco­ chłonności em pirycznej, jak ą uzyskano w produkcji dw u typów łożysk, oznaczając je um ow nym i sym bolam i A i B. U zyskane w te n sposób in­ form acje w ykorzystane zostały do sporządzenia prognozy pracochłonności

1 L. T. B r z y s k i : M e t o d y s t a t y s t y c z n e w analizie i p r o g n o z o w a n i u d z i a ła l­

138 L eop old B rzyski, Z d zisław O strow sk i

w p ro d uk cji n astępn y ch dw u typów łożysk k o n stru k cy jn ie i technolo­ gicznie podobnych, dla k tó ry c h p rzy ję to oznaczenia A ' i B'. Prognozę tę spraw dzono z danym i rzeczyw iście osiągniętym i w produkcji. O trzy ­ m ane w yniki zestaw ione zostały w tabeli, p rzy czym p rzy sporządzaniu prognozy w y ro bu B ' dokonano k o re k ty pracochłonności technologicznej pierw szego w y ro b u o w ielkość odchylenia stw ierdzonego przy analizie w y rob u B, tj.

V 1,2644 (5)

P o dsum ow ując wTyniki prezentow anego badania m ożna stw ierdzić, że spadek pracochłonności jednostkow ej w p ro d u k cji łożysk tocznych p rz e ­ biega nie zawsze zgodnie z klasyczną fo rm u łą T. P. W righta. Ilu s tru je to w y rażenie (5). Mimo to m etoda jest dość precy zy jn y m narzędziem a n a ­ litycznym , a m ożliwości jej praktyczn ego stosow ania w y k raczają poza p ro d u k cję w yrobów o dużej złożoności k o n stru k cy jn ej i technologicznej, to jest tam , gdzie w naszym k r a ju m etoda ta została zw eryfikow ana. Na uw agę zasługuje tu rów nież fak t, że wyższą p recyzję p rzy w y k o rz y sta ­ niu tej m eto dy u zy sk u je się w badaniach pracochłonności całkow itej niż jednostkow ej i p recy zja ta w zrasta w raz z ilością w yrobów w serii obję­ tych badaniem .

2. M e t o d a M. P. G u i b e r t a 2 zw raca rów nież uw agę na fakt, że pracochłonność pierw szego w yro bu w serii i szeregu n astępn ych k sz ta ł­ tow ana jest całym szeregiem czynników różniących te w yroby od po­ ziom u, jak i w y n ik ałb y z praw idłow ości p ro d u k cji w okresach n a stę p ­ nych. P rz y jm u je się więc, że w yrobem n ajb ard ziej pew n ym i m ożliw ie najbliższym pierw szego w serii je st ten, k tó ry rozpoczyna pro d ukcję ustabilizow aną. U stalenie n u m eru tego w y rob u dokonyw ane jest w o p a r­ ciu o tem po p ro d u k cji:

a = (7% ± 1 %)-S n r= S / a

gdzie: a — tem po p ro d u k cji, a = 8 dla »S^lOO szt., a = 6 dla 5 ^ 5 0 0 szt.,

n r — n u m er pierw szego w y ro bu z p ro d u k cji ustabilizo w an ej, S — w ie l­

kość serii w yrobów .

W w yn iku b ad ań em pirycznych M. P. G u ib ert dochodzi do w niosku, że długość o kresu ro zru ch u liczona ilością w ypro duk o w an y ch w yrobów sięga często jed n ej trzeciej liczebności serii. P rz y jm u ją c to założenie otrzym ano:

2 I. C o u p a i n : U n ific a tio n d e ce r t a in s s y m b o l e s e t r a p p e l d e q u e lq u e s f o r ­

m u l e s u nilis ees p a r le s s e r v ic e s d e p r o d u c t io n te c h n i q u e et sc ien ce, „A éron au tiq u e”,

O przydatności praktycznej metod... 139

s • 33

nr = --- = 45 (7) 100

B rak danych em pirycznych dla w yrobu oznaczonego nu m erem kolej­ nym 45 zadecydow ał o tym , że p rzyjęto w yrób najbliższy, oznaczony ko­ lejn y m num erem 52, którego pracochłonność jednostkow a w ynosiła (t r). P rzy ty m założeniu uzyskana w w yniku dokonanych obliczeń teoretyczna pracochłonność całkow ita badanej serii łożysk ty p u A różniła się od em pi­ rycznej aż o 21,26%. W ynik ten świadczy o niew łaściw ym u sta le n iu w y ­ robu pierw szego (nr) oraz o tym , że rów nanie (7) nie m usi być słuszne dla każdego rodzaju produkcji. Te dysproporcje, a ściślej, trudności w ustalen iu stabilnej granicy okresu rozruchu m ają zapew ne uzasadnienie w w ielu przyczynach zw iązanych z c h arak terem produkcji. Na p rzy kład w yroby o długim cyklu pro du k cy jn ym i znacznej pracochłonności jed ­ nostkow ej są w y tw arzan e system atycznie i w długich okresach. Inne n a ­ tom iast, jak np. łożyska, m ogą i są w ytw arzane w dostosow aniu do w ol­ nych okresow o zdolności pro dukcyjnych lub zapotrzebow ania handlu. W ty m ostatnim p rzyp ad k u spływ y p ro d u k tu finalnego mogą być zróż­ nicow ane i ustalenie tem pa p rodukcji w edług w zoru (7) jest prak ty czn ie niem ożliwe. Ponadto zauważyć można, że czynniki już w ym ienione, k ształtu jące spadek pracochłonności, jak rów nież nieterm inow e dosta­ wy, aw aria m aszyn, absencja pracow ników itp. mogą powodować, że tem ­ po p rod uk cji a może kształtow ać się odm iennie n aw et w przedsiębior­ stw ach o identycznym pro filu produkcyjnym . U w zględniając to dla ło­ żysk ty p u A p rzy jęto jako granicę rozruchu wyrobów , którego pracochłon­ ność jednostkow a w ykazyw ała różnicę m niejszą od 5% od pracochłonności w yrobu następnego. W badanej serii w yrobem (nr) o pracochłonności jed ­ nostkow ej (tr) p rzy tym k ry te riu m był w yrób oznaczony kolejnym n u ­ m erem 707. S tąd w spółczynniki redukcji czasu jednostkow ego w ynosiły:

0i - = 3,791 = 0, (8)

0 I8 = — = 1,665 = 02 (9)

h

фт = = 1,000 = (10)

h

gdzie: cpn — w spółczynnik czasu jednostkow ego dla w yrobu n, t r — p ra ­ cochłonność jednostkow a w yrobu pierwszego z p rod u k cji ustabilizow a- nej (w yrób oznaczony num erem n r). M ając na uw adze sygnalizow ane już wyżej tw ierdzenie M. P. G uiberta, że czas t r m ożna w p rak ty c e ustalić

140 Leopold Brzyski, Zdzisław Ostrowski

z dużo w iększą dokładnością niż t u dochodzi się do w zoru um ożliw iają­ cego w yliczenie pracochłonności jednostkow ej dowolnego w yboru w serii:

* t r (11)

gdzie: t n — pracochłonność jednostkow a w y rob u oznaczonego w serii ko­ lejny m n u m erem n.

Poniew aż k rzyw e spad k u pracochłonności jednostkow ej w y k azują k sz ta łt zbliżony do hiperboli, M. P. G u ib ert p rz y jm u je hiperbolę rów no­ boczną:

X * Y = Q = c o n s t. (12)

Biorąc pod uw agę, że pracochłonność t l nie dąży do nieskończoności i czas w ykon an y w y ro b u określonego jako nieskończoność nie dąży do zera, M. P. G u ib ert dokonuje przesunięcia osi układu , aby krzyw e dośw iad­ czalne spełn iały w a ru n e k (12):

X = n + P

(13)

Y = - M v '

W ten sposób rów nanie ogólne n a w yliczenie w spółczynnika red u k cji cza­ su jednostkow ego p rz y jm u je n astęp u jącą postać:

0 = M + — 9.— (14)

n + P

W zory (8, 9, 10) o k reślają p u n k ty , przez k tó re przechodzi h iperbo la o kreś­ lona w zorem (14). Na podstaw ie tych danych m ożna ułożyć trz y ró w ­ nania: Q 0

, =

__

(15)

M +

um ożliw iające w yznaczenie p a ra m etró w M, Q i P:

P = n l 0 h + 02 » 2 Oh - > h ) + 0 3 » 3 ( » l ^ 2) 01 0 li ~ }h ) + <p2 i ’h — n.\) + 03 ( ,;: — fil) 01 02 («1 - " 2) + 01 03 ( ;/3 ~~ 111 ) + 02 03 (» 2 - > h ) M = ---01 ( /73 - > h ) + 02 (''i ~ ' / 3 ) + 03 ("2 ” « i ) Q = (0, - Al) . (/,, + P)

O przydatności p raktycznej metod.., 141

C ałkując w zór 14 w granicach od 0,5 do n + 0,5 otrzy m uje się w zór na sum ę w spółczynników spadku czasów jedostkow ych, k tó ry pom nożony przez t r daje wzór na w yliczenie pracochłonności całkow itej:

n + 0,5 4- P Qn = (A/ • n + Q • ln --- ) • tr (18) 0,5 + P stąd czas średni: Qn Q n +' 0,5 + P ~ = ( M + ~ • ln --- ) - t r (19 n v n 0,5 + P

gdzie: Qn — pracochłonność całkow ita serii wyrobów.

W yniki rach u n k u przeprow adzonego tą m etodą zestaw ione zostały w tabeli. K on fro n tując je z w ynikam i otrzym anym i przy w yko rzystan iu m etod y T. P. W righta m ożna stw ierdzić, że m etoda G uiberta zapew nia w iększą precyzję w początkow ym okresie produkcji i gorsze w yniki w p rodu kcji ustabilizow anej. W ydaje się więc, że w rac h u n k u planistycz­ nym dla uruchom ień produkcji now ych w yrobów pow inny znaleźć za­ stosow anie obydwie m etody.

3. M e t o d a J. R. d e J o n g a 3 w cz-ęści sw ych założeń jest zbież­ na z m etodą T. P. W righta. Zakłada ona, że czas w ykonania kolejnego w yrobu w serii jest fun k cją czasu niezbędnego dla w ykonania w yrobu pierw szego oraz że każdorazow e podw ojenie wielkości w ykonanej p a rtii pow oduje spadek pracochłonności jednostkow ej średnio o 20%. O dm ien­ ność tej m etody polega na założeniu, że czas potrzebn y do w ykonania w y­ robu jest sum ą dwóch składników :

t j = m • t j + (1 — m) • t x (20) gdzie: t x — pracochłonność jednostkow a w yrobu pierwszego, m — w spół­ czynnik dla czasu nie ulegającego red u k cji p rzy jm u je w artość w g ran i­ cach O ^ r a ^ l , (l — 7n) — w spółczynnik dla czasu ulegającego red u k cji w m iarę w zrostu liczby w ykonanych sztuk.

Założenia te prow adzą do sform ułow ania w zoru na wyliczenie p ra ­ cochłonności jednostkow ej dowolnego w yrobu w serii:

1 —m

t„ = fj ( m + — — ) (21)

n

gdzie: t n — pracochłonność jednostkow a dla w yrobu w serii o kolejnym

3 Cz. S z p a c z y ń s k i : P r ze g lą d m e t o d określa nia p racochłonności n o w o u r u ­

142 L eopold B rzyski, Z d zisław O strow sk i

Z esta w ien ie o d ch y leń p racoch łon n ości teoretyczn ej od em p irycznej badanych łożysk toczn ych

D ev ia tio n s o f th eo retica l lab ou r in te n sity from em p irical data in ball bearing p ro ­ du ction

Ilość w y ro b ó w O d ch ylen ia pracoch łon n ości w procentach W vrób m etod a T. P. W righ t’a m etod a M. P. G u ib ert’a

od 1 do :n w p artii

ca łk o w ita jed n o stk o ­_{w a} ca łk o w ita jed n o stk o ­ w a 1 1 0,00 0,00 0,00 0,00 18 17 23,23 26,34 30,76 38,45 * i 52 34 5,07 -6 ,3 3 5,13 -1 0 ,9 6 87 35 - 0 ,7 9 -1 1 ,4 9 —2,36 -1 8 ,1 0 ty p A 107 20 0,00 4,21 - 1 ,8 0 1,76 117 10 0,00 0,52 — 1,68 0,08 137 20 ' 0,22 1,97 - 1,21 2,70 1 1 0,00 0,00 0,00 0,00 Ł ożysk o ₁₇8 ₁₀7 - 8 ,7 9_{- 0 ,5 9} - 1 0 ,7 4_9,39 - 0 ,4 4_5,80 - 0 ,5 6_13,39 ty p A _{51 34 0,67 1,68 0,80 - 3 ,1 9} 55 4 0,58 1,18 0,34 - 7 ,3 4 1,0 1,0 26,34 26,44 0,00 0,00 7,1 6,1 25,58 25,40 4,61 5,48 19,2 12,1 11,13 2,22 -1 ,0 3 - 4 ,5 0 Ł ożysko 34,4 15,2 2,94 - 7 ,6 5 - 5 ,5 5 -1 1 ,4 1 ty p B 51,0 16,6 0,00 - 6 ,7 2 - 6 ,1 9 - 7 ,6 3 69,2 18,2 - 0 ,2 5 - 1 ,0 8 - 5 ,5 7 0,86 82,0 12,8 - 0 ,0 3 - 1 ,4 1 - 3 ,2 2 5,74 88,0 6,0 - 0,01 0,33 - 2 ,5 8 5,89 1,0 1,0 26,44 26,44 0,00 0,00 4,0 3,0 22,00 20,49 - 3 ,5 4 - 4 ,7 3 Ł ożysko _{11,5 7,5 8,77 8,42 — 6,22 - 7 ,7 6} ty p B' _{21,7 10,2 5,35 0,90 - 5 ,7 1 - 5 ,0 4} 32,1 10,4 2,99 - 2 ,5 7 - 5 ,8 3 - 6,20

n um erze n, n — k o lejn y n u m e r w y rob u w serii, a — w spółczynnik po­ tęgow y określający wielkość spadku pracochłonności robót, k tó rych czas ulega red u k cji w m iarę w zrostu liczby w ykonanych sztuk.

Z powyższego w zoru widać, że po przy jęciu założenia, iż p a ra m e tr

m — 0, rów nanie p rzy jm ie postać identyczną z form u łą T. P. W righ ta (2).

P a ra m e tr m m ożna w yznaczyć, w yk o rzy stu jąc zależności w ystęp ujące pom iędzy teo rety czn y m i i em pirycznym i w spółczynnikam i spadku p r a ­ cochłonności jednostkow ej:

0„ = A = + i Z J l (22)

fi na

gdzie: tpn — w spółczynnik spadku pracochłonności jednostkow ej w yrobu o kolejnym n u m erze n.

O przydatności praktycznej metod.., ₁₄₃

W ykorzystując w zór (22), przy pomocy m etody najm niejszych k w a­ dratów o trzym u je się ostateczny wzór na wyliczenie p a ra m e tru m:

n n

1

1

Dla badanej serii łożysk ty p u A w artość w spółczynika m przy w yli­ czonym w y kładniku potęgow ym a = 0,2816 w yniosła — 0,0016. U zyska­ na ujem na w artość w ykładnika dla czasu nie podlegającego red u k c ji jest sprzeczna z założeniam i m etody O ^ m ^ l i stąd dalsze badania przep ro ­ wadzono, w ykorzystując założenia, że przy podw ojeniu p a rtii w yrobów n astęp u je zm niejszenie pracochłonności jednostkow ej o 20%. P rz y tym założeniu w ykładnik potęgow y a = 0,322, a wyliczona w artość w spółczyn­ nika m w yniosła 0,0649. Pracochłonność całkow ita jest sum ą pracochłon­ ności jednostkow ej kolejnych w p a rtii n w yrobów:

Qn = 2 tni = t x [m + (1 - m) • Z — ] (24)

1 1 na

gdzie: Qn — pracochłonność całkow ita p a rtii n w yrobów.

W yliczona p rzy pomocy w zoru (24) teoretyczna pracochłonność cał­ kow ita różniła się od em pirycznej o 18,83%.'"Uzyskane w yniki w skazują, że w odniesieniu do badanej p rodukcji m etoda J. R. de Jonga jest m ało precyzy jn a. Ponadto, należy zauważyć dużą pracochłonność wyliczeń, i stąd w ydaje się, że m etoda ta może znaleźć praktyczne zastosowanie głównie p rzy p ro d u kcji jednostkow ej wyrobów.

Р Е З Ю М Е В П ольш е м етод Райта (Т. Р. W right’a) был проверен в производстве с л о ж ­ ны х в конструкционном и технологическом отнош ении изделий. С целью полу­ чения точны х результатов был разработан некоторы й способ применения этого метода, проверенны й на примере многих явлений, связанн ы х с серийны м про­ изводством. Н астоящ ая работа является продолж ением исследований, начаты х в п р ои з­ водстве подш ипников. П олученны е результаты подтверж даю т больш ую точность метода и его пригодность в диагностическом ан ал и зе и анализе реш ения. К роме того, была предпринята т ак ж е попытка применения методов М. Р. ОщЬег1’а и ,1. Ы. Л о ^ ’а. Р езультаты этих исследований представлены в табл. I. На их основе м ож но сделать вывод, что первый метод гарантирует больш ую точность на начальном этапе и дает худш и е результаты в у ж е налаж енном производстве.

144 L eop old B rzyski, Z d zisław O strow ski Таким образом , авторы считают, что на начальном этапе при пуске прои звод­ ства новы х и здел и й д о л ж н ы найти прим енение оба метода. Резул ьтаты прим ен ения м етода <1. И. ,1 о ^ ’а в данном сл уч ае свидетельствую т о его невы сокой точности. S U M M A R Y

W. T. W righ t’s m ethod w a s tested in P o lish in d u stry as e x e m p lifie d by p rod u c­ tio n characterized b y a r e la tiv e ly h igh co n stru ctio n a l and tech n o lo g ica l co m p lex ity . A s a resu lt of th e in v estia tio n s, a w a y of a p p ly in g th is m ethod to a ch iev e p recise d ata w as proposed and v e r ifie d as ex e m p lifie d b y m an y p h en om en a co n n ected w ith seria l p roduction.

T he p resen t paper is a co n tin u a tio n of th e in v estig a tio n s carried out as e x e m p l­ ifie d by b a ll b earin gs production. T he resu lts ob tain ed confirm th e high p recision of th is m ethod and its u se fu ln e ss in d iagn ostic and d ecision -m ak in g a n a ly sis. A n a ttem p t w a s also m ade to em p lo y th e m eth od s b y M. P. G uibert and I. R. Jong. T h e resu lts ob tain ed are set up in^T able 1. On th eir basis one m ay conclude that th e form er m eth od en su res b etter p recisio n in th e in itia l period and poorer resu lts fo r sta b ilized p roduction. T hus, it seem s th at th e p lan n in g ca lcu lu s for th e la u n c h ­ in g of th e p rod u ction of n e w goods sh ou ld em p lo y both m eth od s.

R esu lts ob tain ed by th e a p p lica tio n of I. R. J o n g ’s m eth od sh ow th a t it is ch aracterized by poor p recisio n in th is particu lar case.