Próba kwantyfikacji wpływu wybranych czynników osobowych na indywidualną wydajność pracy

Krzysztof Torończyk

Próba kwantyfikacji wpływu

wybranych czynników osobowych na

indywidualną wydajność pracy

Annales Universitatis Mariae Curie-Skłodowska. Sectio H, Oeconomia 8,

199-213

POLSKA • ПОЛЬША • POLAND

Vol. VIII, 14 Sectio H 1974

I n s t y t u t E k o n o m ik i P r o d u k c ji. W y d z ia ł E k o n o m ic z n y U M C S.

K r z y s z t o f T O R O Ń C Z Y K

Próba kwantyfikacji w pływ u wybranych czynników osobowych

na indywidualną wydajność pracy

П о п ы тк а к в а н т и ф и к а ц и и в л и я н и я в ы б р а н н ы х л и ч н ы х ф а к т о р о в на и н д и в и д у а л ь н у ю п р о и з в о д и т е л ь н о с т ь т р у д а

An A ttem pt to Quantify the Influence of Selected Personal Factors on the Individual Work Efficiency

O w y d ajn o ści p racy , je j ro li i czy nnikach ją k sz ta łtu ją c y c h n ap isan o już w iele arty k u łó w , ro z p ra w i książek. T em at je st je d n a k n a d a l w ażn y i o tw a rty . R osnąca w la ta c h p ięćd ziesiąty ch w ydajność p racy , p rzed e w szy stk im w p rz e ­ m yśle, nie p rz e sta ła w z ra sta ć i w la tach sześćdziesiątych, z ty m je d n a k , że to d ru g ie dziesięciolecie odznaczało się sp ad k iem stopy w z ro stu w y d ajn o ści p ra c y i to sp a d k iem p rz y b ie ra ją c y m n a sile. U ja w n ił on szereg n ieb ezpiecznych h a ­ m ulców ow ego w z ro stu i dopiero dw a la ta te m u rozpoczęto je usuw ać, co nie m oże być an i łatw e, ani szybkie, gdyż p rzy czy n y o słab ien ia te m p a w z ro stu w y d ajn o ści p ra c y w p rzem y śle polskim m a ją c h a ra k te r ró żnorodny, sięg ają głęboko, zaz ęb iają się o sp ra w y o rg a n izacy jn e i społeczne. Ż eb y d o trzeć do isto ty p ro b le m u i z a stan aw iać się n ad m ożliw ościam i w y jścia z im p asu , trz e ­ ba zdaw ać sobie sp raw ę, że w ydajność p ra c y ro b o tn ik ó w w p rzem y śle k sz ta ł­ tu je się pod w p ły w em dużej liczby czynników , co p ow oduje, że jej zm ienność je s t jed n ą z n a jb a rd z ie j c h a ra k te ry s ty c z n y c h cech p ra c y człow ieka. Zm ienność w y d a jn o ści p racy je st b ow iem efek tem w p ły w u jednocześnie czynników rz e ­ czow ych (obiektyw nych) zw iąz an y ch z m a te ria ln y m i w a ru n k a m i p racy , ja k i czynników osobow ych (su b iek ty w n y ch ) zw iązan y ch z po d m io tem p ro cesu p ro ­ d u kcyjnego. W procesie w y tw ó rc zy m n a s tę p u je w zajem n e p rz e n ik a n ie i ze­ spolenie rzeczow ych i osobow ych czynników w y d ajn o ści pracy. Z m ian a je d ­ nego z n ic h p ow oduje zm ianę n ie ty lk o poziom u w y d ajn o ści p ra c y , a le ró w ­ nież i p o zostałych czynników , co pow oduje konieczność kom pleksow ego b a d a ­ n ia ich w p ły w u .

W d o tychczasow ych o p raco w an iach dotyczących p rzy czy n ta k różnego k sz ta łto w a n ia się w y d ajn o ści p ra c y różn y ch g ru p ro b o tn ik ó w w p rz e m y śle głów ną u w ag ę zw racan o n a czy n n ik i przedm iotow e. W części było to u zasad ­ n ione, ja k o że w sto su n k u do tego zbioru czynników istn ie ją od d a w n a szcze­ gółow o o p raco w an e m eto d y m a te m a ty czn o -staty sty czn e , dzięki k tó ry m w p ły w ty c h czy n n ik ó w n a w y d ajn o ść p ra c y m ożna u ją ć w ścisłe zależności fu n k c y j­ ne. B ra k ty c h m etod w sto su n k u do a n alizy w p ły w u czynników osobow ych n a zm ienność w y d ajn o ści p ra c y sp ra w ił, że prow adzono je głó w n ie za pom ocą tra d y c y jn e g o opisu jakościow ego.

T a dotychczasow a w y trw a ło ść w p re fe ro w a n iu tra d y c y jn y c h m etod b a d a ń je s t tak że p o śre d n io p rzy c z y n ą n iskiego sta n u obecnego i n ie p raw id ło w y ch ocen p e rsp e k ty w ic z n ej w y d ajn o ści pracy.

W szech stro n n a jakościow a i ilościow a a n aliza w p ły w u czynników osobo­ w y ch na efek ty w n o ść p ra c y ró żn y ch zbiorow ości ro b o tn ik ó w w p rzem y śle po­ zw ala poznać siłę i c h a ra k te r łącznego w p ły w u ty c h czynników , n a to m ia st u s ta ­ len ie w y m ie rn y c h zw iązk ó w m iędzy nim i d a je p o d staw ę do realn eg o p ro g n o ­ zo w an ia w y d a jn o ści p racy .

C elem n in iejszeg o o p raco w an ia je st p rzed e w szy stk im ilościow a ocena w p ły ­ w u n ie k tó ry c h czy n n ik ó w osobow ych na w y d a jn o ść p racy , u w ażan y c h do te j p o ry za czy n n ik i n ie w y m iern e, nie d a jące się sk w a n ty fik o w a ć czy u jąć w za­ leżności fu n k c y jn e . W y n ik a to z fa k tu , że n ie doceniano w n a le ż y ty m sto p n iu w z ro stu w y d a jn o śc i p ra c y ro b o tn ik ó w z a tru d n io n y c h w n ie z m ien iający ch się rzeczow ych w a ru n k a c h p r a c y — w w y n ik u o p ty m alizacji czy n n ik ó w osobo­ w ych, np. podnoszenia u m ie ję tn o śc i p ra k ty c z n y c h będ ący ch w y n ik iem odpo­ w iedniego sta ż u czy sp raw n o ści fizycznej u zależn io n ej od w ieku.

P rz y ty c h sam y ch rzeczow ych w a ru n k a c h p ra c y różnice w poziom ie ś re d ­ n iej in d y w id u a ln e j w y d ajn o ści p ra c y ro b o tn ik ó w z a tru d n io n y c h p rz y w y k o ­ n y w a n iu id en ty c z n y c h lu b b ard zo zbliżonych o p era cji technologicznych są — ja k w iem y — w y w o łan e o d m ien n o ścią cech osobow ych. P rz y p ro sty c h o p e ra ­ c ja c h lub obsłudze n ie sk o m p lik o w a n y c h m aszy n różnice w poziom ie w y d a j­ ności p ra c y są g łó w n ie w y ra z e m zró żn ico w an ia sp raw n o ści fizycznej, płci, w a'ru n k ó w d o ja z d u do p ra c y , w ra z ze w z ro stem złożoności w y k o n y w a n y c h o p e ra c ji w z ra sta ro la d o św iad czen ia p ro d u k cy jn eg o , stażu p ra c y , w ied zy za­ w odow ej.

T a isto tn a ro la c z y n n ik ó w osobow ych całkow icie u za sad n ia konieczność szczegółow ych b a d a ń n ad w p ły w e m ty c h czy n n ik ó w n a w y d ajn o ść p racy , a ty m sam y m p ró b y sk w a n ty fik o w a n ia tego w p ły w u w zależność fu n k c y jn ą .

In te re s u ją c e o p ra co w an ie m a te m a ty c z n o -staty sty c z n y c h m eto d k w a n ty fi- k u ją c y c h zależności m ięd zy śre d n ią in d y w id u a ln ą w y d ajn o ścią p ra c y a w y b ra ­ n y m i czy n n ik a m i osobow ym i (staż p ra c y , w iek), a tak że ro zw ażan ia n a te m a t p o stęp u o rg an iz acy jn eg o w o p arciu o an alizę w y d ajn o ści p ra c y p rz e d sta w ił prof. Z. P a w ło w sk i w książce E k o n o m e tr y c z n a analiza procesu p r o d u k c y jn e g o .1 R o zw ażania te są czysto te o re ty c z n e, a dop iero k o n fro n ta c ja ty c h m etod w b ez­ p o śred n ich b a d a n ia c h z rz e czy w istą sy tu a c ją w p rz e d się b io rstw ie p rzem y sło ­ w y m i an a liz a o trz y m a n y c h w y n ik ó w m oże stan o w ić k ry te riu m w e ry fik u ją c e , k tó re z a d e cy d u je o p rz y d a tn o śc i ty c h m eto d i zasto so w an iu ich p rz y p la n o w a ­ n iu p ro d u k c ji, tech n iczn y m n o rm o w a n iu p racy , a przed e w szy stk im p rzy p la ­ n o w a n iu w z ro stu w y d ajn o śc i p racy.

P ró b ę w e ry fik a c ji m eto d sta ty sty c z n o -m a te m aty c z n y c h prof. Z. P a w ło w ­ skiego p rze p ro w ad zo n o w L u b e lsk ic h Z a k ła d a c h P rz e m y słu S k ó rzanego im . B u czk a (LZPS). D ane, k tó re zeb ran o w dw óch w y d ziałach L Z PS, dotyczą in ­ d y w id u a ln e j i zbiorow ej w y d a jn o śc i p racy , w iek u , sta żu o raz w a ru n k ó w p r a ­ cy, a o b e jm u ją ro c zn y p rz e d z ia ł czasu. W b a d a n y m p rze d ziale czasu w a ru n k i p ra c y oraz te c h n ik a p o zo sta ły n iezm ienne, co stan o w iło n ajw a ż n ie jsz e założenie ro z p a try w a n e g o m odelu.

U zasad n ien iem ta k w a żn ej roli teg o założenia je s t fa k t, że p ra k ty c z n ie n ie ­ re a ln e je st w y o d rę b n ie n ie w p ły w u czy n n ik ó w osobow ych n a w y d ajn o ść p ra c y

1 Z. P a w ł o w s k i : E k o n o m e t r y c z n a a n a l i z a p r o c e s u p r o d u k c y j n e g o , ro zd z. V , P W N , W a r­ s z a w a 1970.

na tle jednoczesnego o d d ziały w an ia czynników rzeczow ych. Je d y n ie n iezm ien ­ ność ty ch o sta tn ic h je st w a ru n k ie m um o żliw iający m analizę.

W y b ran e w ydziały o d p ow iadały w a ru n k o m stałości tec h n ik i i technologii, a ta k że w y b ra n a p ró b a 91 osób z a tru d n io n y c h w y k o n y w a ła p ra w ie id en ty czn e o p eracje ręczne, m aszynow o-ręczne i m aszynow e w jed n a k o w y ch o b iek ty w n ie w a ru n k a c h p racy.

P rzed p rzy stą p ie n ie m do p ra k ty c z n e j oceny działalności p rz e d się b io rstw a n a polu p o stęp u o rg an izacy jn eg o , a ta k że an alizy w p ły w u w y b ra n y c h czy n n i­ ków osobow ych na w ydajność p ra cy , konieczne je st p ew ne teo rety czn e w p ro ­ w adzenie.

O gólnie m ożem y stw ierd zić, że w ydajność zespołow a je st fu n k c ją w ydaj- rtości in d y w id u a ln e j2 (średniej), poziom u tec h n ik i i poziom u o rg an izacy jn eg o , a więc ja k o w yjściow y m odel k sz ta łto w a n ia się zespołow ej w y d ajn o ści p ra c y m ożem y p rz y ją ć w y rażen ie:

W z = j (W r, T, M) W z — w y d ajn o ść zespołow a

Wr — śre d n ia w y d ajn o ść in d y w id u a ln a T — m ie rn ik poziom u te c h n ik i

M — m ie rn ik poziom u org an izacy jn eg o p rz y jm u ją c y w a rto ści rzeczyw iste X , z pew nego p rzed ziału (0, X m ax) odpow iad ające o k reślo n y m poziom om o r­ g a n iz a c y jn y m p rzed się b io rstw a.

Z ałożona stałość te c h n ik i i technologii nie zn iekształci ostatecznego w y n ik u , a znacznie uprości obliczenia i w ów czas m odel p rz y jm ie postać:

W z = f (Wr, X)

gdzie X je st zm ienną m ierzącą poziom o rg a n izacji pracy.

N ależy zaznaczyć, że w yżej w y m ien io n y m odel może jed y n ie re je stro w a ć sta n y , a nie d y n a m ik ę w o k reślo n y m czasie.

K onieczna je st w ięc a n aliza p rz y ro stó w zm ien n y ch Wr i X i w zw iązk u z ty m po p rzy ję ciu założenia, że fu n k c ja ta je st różniczkow alna ze w zg lęd u n a k ażd ą z ty c h zm iennych, całk o w ita różniczka te j fu n k c ji je st ró w n a:

Atit d W z i ttt i d W z AWZ = dW „ • A w * + - d x • i x

In te re s u je nas jed y n ie różniczka cząstkow a w y d ajn o ści zespołow ej re p re ­ ze n tu ją c a je j p rz y ro st w y n ik ły z p o stęp u o rg an izacy jn eg o i w ów czas:

>. dW- ' . AX dX

P rz y p rz y ję c iu dalszego założenia, że elastyczność w y d ajn o ści zespołow ej w zględem średniego poziom u in d y w id u a ln e j w ydajności p ra c y je st ró w n a je d ­ ności, m ie rn ik h (po p ro sty c h p rzek ształcen iach ) p rzy b ierze postać:

X = / Ą W * _ AWfi]

1 Wz W , 1 W

1 T o z n a c z y w y d a j n o ś ć p r a c y k o n k r e t n e g o p r a c o w n ik a , a za p o d s ta w o w ą j e d n o s t k ę o d ­ n ie s ie n ia p r z y j ę t o tz w . g o d z in o w ą in d y w id u a ln ą w y d a j n o ś ć p r a c y , c z y l i ilo ś ć p r o d u k c ji w y ­ tw o r z o n ą p r z e z j e d n e g o r o b o tn ik a w c z a s ie je d n e j g o d z in y .

M iern ik m oże być u z n a n y za k r y te riu m e fek tó w p o stę p u o rg an izacy jn eg o i w ów czas — ja k stw ie rd z a prof. P a w ło w sk i — postęp n a ty m odcin k u w y ­ s tę p u je w te d y i ty lk o w te d y , g d y ^> 0. W sy tu a c ji 0 m am y s ta n sta c jo n a rn y , a g d y ^<0 — w y stę p u je re g re sja .

D ane n iezb ęd n e do b liczeń i w e ry fik a c ji tego m ie rn ik a zeb ran o w dw óch w y d ziała ch (obie zm iany) 411 i 413 w L Z PS.

Z a g re g o w a n ie w y d a jn o śc i p ra c y um ożliw iło p rz e d sta w ie n ie jej w procencie n o rm tech n iczn ie u zasad n io n y ch .

Tabela 1

Styczeń Grudzień

W yszczególnienie 1971 197,1

% w ykonania norm Indyw idualna wydajność pracy 411A 122,6 151,0 Indywidualna w ydajność pracy 411B 129,4 132,6 Średnia indyw idualna w ydajność pracy

411A + 41 IB 126,0 141,8

Zespołowa wydajność pracy

411A 4- 41 IB 1219,3 133,3

Ź r ó d ł o : Dokumentacja sprawozdawcza w przedsiębiorstwie.

Ś re d n ia in d y w id u a ln a w y d ajn o ści p ra c y obliczona została ja k o ilo ra z su m y in d y w id u a ln y c h w y d ajn o ści poszczególnych ro b o tn ik ó w i ich liczby. Z biorow a w y d ajn o ść fig u ru je w sp ra w o z d a n ia ch p rzed sięb io rstw a.

W sk aźn ik p o stę p u te ch n iczn eg o po w sta w ie n iu d a n y c h p rz y jm u je postać: = -1 2 ,2 3 < 0

W edług te o re ty c z n ej in te rp re ta c ji prof. P aw ło w sk ieg o , w sy tu a c ji g d y ^< 0 , m a m y do czy n ien ia z re g re se m o rg a n iza cy jn y m .

W n ik liw a ocena i a n a liz a rzeczy w istej s y tu a c ji w w y d ziale w y k azała , że na p rz e strz e n i ro k u 1971 b y ły tru d n o śc i w zak resie tra n s p o rtu surow ców i w y ­ ro b ó w g o to w y ch oraz p e rtu rb a c je w gospodarce m ag azy n am i. Z akłócenia spo­ w odow ane b y ły przez n ie z b y t p rz e m y śla n e p osunięcia o rg an izacy jn e, k tó re b ez p o śred n io i n a bieżąco nie b y ły z au w ażaln e, a k tó re w d łuższym p rzed zia le czasow ym znacznie zaw a ż y ły na zb io ro w ej w y d ajn o ści p ra c y i zdecydow ały 0 u je m n y m w sk aźn ik u .

Z a n alizo w an o n a stę p n ie w y d ział 413 w ty m sam y m o k resie czasu.

N a u w ag ę za słu g u je fa k t, że p ra c a w o b u w y d z ia ła c h nosi b ard zo zbliżony c h a ra k te r i w zw iązk u z ty m p o sia d ają o n e m ożliw ość w p ro w ad zen ia p o stęp u o rg a n iz acy jn eg o w ró w n y m stopniu.

D ane obliczone w e d łu g tego sam ego sc h e m a tu m a ją d la w y d ziału 413 A 1 B postać: Tabela 2 W yszczególnienie Styczeń 1971 Grudzień 1971 % w ykonania norm Indyw idualna w ydajność pracy 413A 119,0 120,5 Indywidualna w ydajność pracy 413iB 115,0 123,1 Średnia indywidualna wydajność pracy

413A i 413B 117,0 121,8

Zbiorowa w ydajność pracy 413A i B 85,0 125,0 Ź r ó d ł o : Dokumentacja sprawozdawcza w przedsiębiorstwie.

M iern ik postępu o rg an izacy jn eg o dla w y d zia łu 413 i B je st rów ny: l = 36,5>0

J a k w idzim y, o ta k w ysokim w sk aźn ik u ^ zadecydow ało n isk ie w y k o n an ie n o rm y zb iorow ej w y dajności p ra c y w sty czn iu 1971 ro k u (85,0%), spow odow ane tru d n o śc ia m i n a tu ry o rg a n iza cy jn ej. A le w y k o n an ie n o rm y n a w e t o 100% w sty czn iu w p o ró w n an iu ze 125% je j w y k o n an iem w g ru d n iu dało b y w re z u lta ­ cie d o d a tn i w sk aźn ik w sk azu jąc y n a znaczne e fe k ty u d o sk o n aleń o rg a n iz a ­ cy jn y ch n a p rz estrzen i roku.

In te rp re ta c ja te o re ty czn a Z. P aw łow skiego i w ty m w y p a d k u je st zgodna z rzeczyw istością. D o k ład n a an aliza p rzep ro w ad zo n a n a ty m w y d ziale u ja w ­ n iła znaczne u sp ra w n ie n ia tra n s p o rtu w ew n ętrzn eg o , lepsze w y k o rz y sta n ie czasu p racy , b a rd ziej ra c jo n a ln ą m etodę o d b io ru w y ro b ó w gotow ych.

R ozw ażania o g ó lnoteoretyczne zn alazły p o tw ierd z en ie w rzeczyw istości. D w a p rz e d staw io n e w y d z iały p ra c u ją c e w b ard zo zbliżonych w a ru n k a c h te c h ­ nicznych i o podobnym c h a ra k te rz e p racy w y k azały znaczne różnice w k sz ta ł­ to w a n iu się re la c ji p rz y ro stó w w zględnych in d y w id u a ln e j w y d ajn o ści p racy , co, ja k p o tw ie rd z iła an aliza ilościow a w edług koncepcji prof. Z. P aw ło w sk ieg o i opisow a p rzep ro w ad zo n a n a p o d sta w ie w yw iadów , było je d y n ie przyczyną o k reślo n ej działalności n a polu p o stęp u organizacyjnego.

W y d aje się, że m ie rn ik te n zw e ry fik o w a n y w jed n y m ty lk o p rzed się b io r­ stw ie (w dw óch jego w ydziałach) m ożna z aad ap to w ać do oceny e fek tó w p rac z m ierza jący ch w k ie ru n k u p o stęp u o rg an izacy jn eg o n iezależnie od sp ecy fik i p ro d u k c y jn e j p rzed sięb io rstw a. O czyw iście m ie rn ik te n będzie p raw id ło w o in ­ te rp re to w a ł rozw ój p o stęp u o rganizacyjnego, o ile zachow any b ędzie w a ru n e k niezm ienności te c h n ik i i technologii w d an y m p rze d ziale czasow ym . C hodzi tu ­ ta j o isto tn e zm ian y czynników rzeczow ych, z k tó ry m i p rz e d się b io rstw a w p rz e w a ż ają c e j części n a p rz e strz e n i ro k u (okres spraw ozdaw czy) nie m a ją do czynienia.

P o stęp o rg a n iz a c y jn y je st n iezm iern ie isto tn y m elem en tem w p ły w a ją c y m n a w zro st racjo n aln o ści działań, co w kon sek w en cji pow oduje w zro st zarów no in d y w id u a ln e j, ja k i zbiorow ej w y d ajn o ści pracy.

N ależy je d n a k p am iętać, że w zro st w y d ajn o ści p racy , jako n a jisto tn ie jsz y sk ła d n ik ro zw o ju gospodarczego, je s t w y p ad k o w ą d ziała n ia w ielk iej zbiorow oś­ ci czynników , w śród k tó ry c h p o stęp o rg a n iz a c y jn y o d g ry w a n iep o śled n ią rolę, ale n ie je d y n ą.

W k sz ta łto w a n iu poziom u in d y w id u a ln e j w y d ajn o ści p racy ro b o tn ik ó w w p rzem y śle isto tn e znaczenie m a dośw iadczenie p ro d u k cy jn e. Jego źró d łem jest o k res staż u p ra c y n a d a n y m sta n o w isk u roboczym , w w ydziale czy p rzed się­ b io rstw ie . O kres sta ż u p ra c y pozw ala ro b o tn ik o w i przez czynną o b se rw ację i an alizę p ra c y w łasn ej, a tak że p o ró w n an ie w łasn ej m eto d y p ra c y ze sposo­ b a m i d ziała n ia in nych, k o n sek w en tn ie k orygow ać w łasn e b łęd y i n iedociąg­ nięcia, poznać proces p ra cy , k tó reg o je st w sp ó łrealizato rem , n a jb a rd z ie j ra c jo ­ n a ln ie w y k o rzy sta ć czas pracy.

Pow szechnie zn an ą p raw id ło w o ścią je st w zro st do pew nego m o m e n tu w y­ d ajn o ści p ra c y ro b o tn ik ó w w ra z ze staże m p racy . J e d n a k za stw ie rd z e n ie m ty m nie k ry je się szczegółow a an a liz a tego zjaw isk a. Na u w agę z a słu g u ją je ­ d y n ie w y n ik i b a d a ń p rz ep ro w ad zo n y ch przez Z. P aw łow skiego. N a p o d staw ie b a d a ń Z. P a w ło w sk i doszedł m iędzy in n y m i do w niosku, że im d łuższy jest staż p ra c y ro b o tn ik a , ty m w yższa je st n a ogół jego w ydajność, jeżeli ty lk o nie

b a d a m y p ra c o w n ik ó w w zb y t z a a w an so w an y m w ieku, tzn. ta k ic h , k tó rz y z u w a g i n a w y czerp an ie o rg a n izm u spow odow ane zb liżającą się staro ścią w y k a ­ z u ją w m ia rę p rz y ro stu sta ż u (i w ieku) coraz niższą w ydajność. M ożna p rz y ­ jąć, że proces o b n iżan ia w y d ajn o ści p ra c y spow o d o w an y sta rz e n ie m się ro b o t­ n ik a rozpoczyna się około 50 ro k u życia. D la ro b o tn ik ó w m łodszych n a to m ia st za sad ą jest, że im dłuższy ich staż p racy , ty m w yższa ich w y dajność.

Z. P a w ło w sk i w książce E k o n o m e tr y c z n a analiza procesu p ro d u k c y jn e g o stw ierd za, że w śró d w ie lu z m ien n y c h w p ły w a ją c y c h n a w y d ajn o ść p ra cy istn ie ­ ją ta k ie czy n n ik i zw ane z m ien n y m i o b ja śn iający m i, ja k sta ż pracy, w iek ro ­ b o tn ik a , płeć, czas d o jazd u do p racy , k tó ry c h w p ły w m ożna u jm o w ać nie ty lk o w tra d y c y jn y sposób opisow y, ale tak że p rz y zasto so w an iu m eto d staty sty czn o - -m a te m a ty c zn y c h .

S k o n c e n tro w an o u w ag ę g łów nie n a sta ż u p ra c y i w ie k u ro b o tn ik a. Z. P a ­ w łow ski p o d a je szereg ro z w ią z a ń zależności fu n k c y jn e j w y d ajn o ści od stażu p rac y , a w y b ó r w łaściw e j z n ich zależy od specy fik i p rz e d sięb io rstw a, czyli czynnością p ie rw o tn ą są tu ta j b a d a n ia em p iry czn e, k tó re po o d pow iedniej in ­ te rp re ta c ji p o z w a la ją n a w łaściw y dob ó r zależności z m ien n ej endogenicznej (w ydajności in d y w id u a ln e j) od zm ien n ej o b ja śn ia ją c e j (w ty m w y p a d k u s ta ­ żu pracy). P od u w ag ę w zięto te n sam w ydział, co w b a d a n ia c h p oprzednich, je d n a k ze zn a czn y m o g ra n iczen iem co do liczby o b serw acji. W an alizie m ożna uw zg lęd n ić in d y w id u a ln ą w y d ajn o ść p ra c y ro b o tn ik ó w p ra c u ją c y c h w podob­ n y c h w a ru n k a c h o raz p o zo sta jący ch w ty m sam y m p rzed ziale w iek u (w ty m w y p a d k u 25— 35 lat). U zasad n ien iem tego w y b o ru je st fa k t, że w ty m p rz e ­ d ziale w ie k u w y d ajn o ść je s t sto su n k o w o n ajw yższa.

N iżej p rz e d sta w io n o ta b e lę o b serw acji w y d ajn o ści in d y w id u a ln e j w zależ­ ności od sta ż u p ra c y : Tabela 3 Nr kolejny obserwacji Staż pracy w m iesiącach W ydajność w % w ykonania norm Nr kolejny obserwacji Staż pracy w miesiącach Wydajność w % wykonania norm 1 11 80 2'1 100 145 2 12 90 22 100 130 3 22 116 23 102 106 4 44 82 24 110 120 5 44 120 25 110 90 6 44 110 26 110 90 7 66 120 27 110 118 8 66 112 28 110 115 9 66 88 29 110 90 10 68 120 30 110 98 11 77 125 31 110 115 12 77 92 32 110 110 13 88 110 33 121 108 14 88 116 34 132 90 15 90 130 35 132 110 16 91 112 36 154 109 17 98 140 317 154 112 18 99 151 38 154 100 19 99 108 39 165 190 20 99 122

N a w y k resie , gdzie p u n k ty k rz y w e j sta n o w ią śre d n ią s ta ty sty c z n ą p u n k tó w o zbliżonej w a rto śc i stażu , zależność ta m a postać ja k p rzed staw io n o n a w y ­ k re sie 1.

Ł a tw o zauw ażyć z w y k resu , że w ydajność w z ra sta do pew nego m o m en tu (do o kreślonego stażu) — 99, 100 m ies., po jego p rz ek ro czen iu już nie w z rasta, ale u trz y m u je się na sta ły m poziom ie a n a w e t przy le k k im jego sp ad k u .

P ro sty m u o gólnieniem ro z p a try w a n eg o p ro b lem u m oże być w ta k im p rz y ­ p a d k u w y rażen ie:

_ a il^ l o g f a i + i y+ ^ 2 d la 0 < x 1 < a o

W

-

---. a 3= ] / lo g (a 0 + lM i a 2 d la ^ a 0

P ie rw sz a część w zo ru in fo rm u je o p rzeb ieg u w y k re su ro z p a try w a n e j fu n k ­ cji w za m k n ię ty m p rzedziale, k tó reg o g ó rn ą g ran icę sta n o w i w ysokość stażu, o d p o w iad ająca m ak sy m a ln e j w y d ajn o ści pracy. Po p rzek ro czen iu te j g ó rn ej g ran icy w y d ajn o ść sp ad a lu b u trz y m u je się n a nie zm ienionym poziom ie. I tę sy tu a c ję ilu s tru je w y k re s sporządzony na p o d staw ie d ru g ie j części p odanego w y rażen ia.

Dla sp raw d zen ia, czy w yżej w ym ien io n e w nioski zgodne są z w y b ra n y m w y ra żen iem , n ależy te sam e o b serw acje przen ieść na w y k re s o w sp ó łrzęd n y ch p ro sto k ą tn y c h (U, W r ) , gdzie U =

V

nością p racy . Te sam e te n d e n c je na obu w y k re sa c h u z a sa d n ia ją p ra w id ło w y w ybór. K onieczne są do tego niezb ęd n e obliczenia:

X i 11 U gdzie U ^ j/lo g (xj + l) 1 1,04 12 1,06 22 _1,17 44 1,29 66 1,35 68 1,36 77 1,37 88 1,39 99 1,40 110 1,43 132 1,46 154 1,48

O bliczenie sy m b o lu U p o d y k to w a n e je st koniecznością tra n sfo rm a c ji sp ro ­ w ad z a ją cą m odel do p ostaci liniow ej.

J a k łatw o zauw ażyć, początkow o poszczególne w y n ik i o b serw acji dość w y ­ ra ź n ie rosną i sy tu a c ja ta k a m a m iejsce w p rz y b liż e n iu aż do U = 1,40, co o dp o w iad a stażow i 99, 100 m iesięcy. P o czy n ając od tego sta ż u n astę p n e o b ser­ w a c je nie w y k a z u ją już w z ro stu w y d ajn o ści. P o d o b n e sp o strzeżen ia d otyczyły w y k re su em pirycznego. W te j sy tu a c ji m ożna p rzejść do oznaczania p a ra m e ­ tró w fu n k c ji c h a ra k te ry z u ją c e j w y b ra n y m odel. O cenę ty c h p a ra m e tró w o trz y ­ m u je m y za pom ocą m eto d y n a jm n ie jsz y c h k w a d ra tó w :

a j S U l + a i Z U i ^ Z W a . U, i a ^ U i + a2 • n = 2 w 0

Hi

b io rą c pod u w ag ę ty lk o te w y n ik i o b serw acji, k tó re o d p o w iad ają stażow i p r a ­ cy n ie p rz e k ra c z a ją c e m u a2 czyli 100 m iesięcy (w naszy m p rzy p ad k u ). P ro ste p rze lic zen ia d a ją o ceny p a ra m e tró w ai i az ró w n e odpow iednio 39,07 i 46,06. A w ięc p o szu k iw a n y m odel zależności in d y w id u a ln e j w y d ajn o ści p ra c y od s ta ­ żu p ra c y w b a d a n y m w y d ziale m a n a stę p u ją c ą postać:

^ 39,07 l ^ l o g t e j + lj* + 46,06 + Zj d la 0 < x2 *< 100 39,07 V lo g fa0 + 1J1 + 46,06 + Z 2 = 127,4 d la a0 > 100

N a p o d staw ie ty c h założeń m ożna w p rz y b liż e n iu ocenić przyszłą w y d a j­ ność in d y w id u a ln ą w zależności od sta ż u p ra c y p rz y założeniu n ie z m ie n n e j te c h n ik i i o rg a n iz a c ji p ra cy oraz n iezm ien n y ch k w a lifik a c ja c h i bodźcach do p rac y .

B ad an ia p rzep ro w ad zo n e w p rz ed sięb io rstw ie p o tw ie rd z a ją p rz ek o n an ie, że z re g u ły tem p o w zro stu w y d ajn o ści p rac y je st w iększe w p oczątkow ym o k re ­ sie n a b y w a n ia dośw iadczenia p ro d u k cy jn eg o (um iejętności p rak ty czn y ch ). Po osiąg n ięciu i p rz e k ro czen iu poziom u p rzeciętn eg o d alszy w zro st w y d ajn o ści p ra c y pod w p ły w em dosk o n alen ia u m iejętn o ści p ra k ty c z n y c h od b y w a się zw y­ kle w tem p ie w olniejszym , lub u s ta je w ogóle.

Zdolność do p ra c y ro b o tn ik ó w w p rzem yśle u zależniona je st tak że od w łaś­ ciw ości in te le k tu a ln y c h o ra z sp raw n o ści fizycznej człow ieka.

D okonując sy n tezy w y n ik ó w e k sp e ry m e n ta ln y c h b a d a ń sp raw n o ści fizycz­ n e j człow ieka Z. M ichałkiew icz w y p ro w ad za n a stę p u ją c e w n io sk i:3

a) obok p ra k ty c z n ie re a liz o w a n ej sp raw n o ści fizycznej człow ieka istn ie je jego sp raw n o ść p o ten cjaln a, k tó ra do pew nego w iek u z re g u ły przew yższa sta w ia n e w y m ag an ia ;

b) m ak sim u m ogólnej, p o te n c ja ln e j sp raw n o ści fizycznej osiągana je st za­ rów no u m ężczyzn, ja k i u k o b iet w w iek u 25— 35 lat, począw szy od tego w ie­ ku sp raw n o ść fizyczna zaczyna się stopniow o obniżać, p rz y czym sp ad ek m a na ogół b ard zo łag o d n y przebieg;

c) obniżenie p o te n c ja ln e j spraw ności fizycznej d aje się p ra k ty c z n ie z au w a ­ żyć u ro b o tn ik ó w dopiero w m om encie, gdy sp a d a poniżej g ra n ic y w y m a g a ń — u m ężczyzn w w iek u 50— 55 la t, u ko b iet w w ie k u 45—50 lat.

Z daniem Z. M ichałkiew icza, w sk azan e p rzed ziały o p ty m aln eg o w ie k u p ro ­ d u k cy jn eg o w ynoszą 30— 39 lat. W y n ik a to stą d , że w ty m o k resie w iek u ro­ b o tn ik łączy p ełn ą spraw n o ść fizyczną z n a b y ty m już d o św iadczeniem zaw o­ dow ym . Po 40 ro k u życia fizjologiczna w y d ajn o ść o rg an izm u zaczyna się sto p ­ niow o zm niejszać, p rz y czym u k o b ie t w y stę p u je to w sto p n iu znacznie siln ie j­ szym niż u m ężczyzn, czego całkow icie n ie m oże w y ró w n ać w zro st d o św iad ­ czenia. N a p o d staw ie b a d a ń em p iry czn y ch stw ierdzono, że n ajw ięk szą zm ien­ nością osiąganego poziom u w ydajności p ra c y c h a ra k te ry z u ją się ro b o tn ic y n a j­ m łodsi (do 25 lat) oraz w nieco m n iejszy m sto p n iu ro b o tn icy n a js ta rs i (45 i w ięcej lat). U osób m łodszych p rzy czy n ą tego zjaw isk a są p rzede w szystkim odm ienne pred y sp o zy cje zaw odow e poszczególnych ro b o tn ik ó w , u osób s ta r­ szych n a to m ia st sta n te n je st w y n ik iem różnego o k resu i tem p a sta rz e n ia się. W pływ c zy n n ik a w ie k u na in d y w id u a ln ą w y d ajn o ść p ra c y m ożna tak że u ją ć w zależność fu n k c y jn ą , oczyw iście w ów czas g d y o b serw acji d o k o n u je się w je d n o ro d n y c h zespołach, tzn. w śró d ro b o tn ik ó w ty ch sam y ch zaw odów , p r a ­ c u jący ch w jed n a k o w y c h w a ru n k a c h technologicznych i o rg an izacy jn y ch .

Ze sta ty sty c z n e j an a liz y s tru k tu ra ln e j w y n ik a , że p rz y ro st w ie k u ro b o tn i k ó w zw iększa w y d ajn o ść p ra c y początkow o szybko, p o tem w olniej, po prze­ k ro czen iu zaś p ew n ej g ra n ic y w iek u w ydajność zaczyna spadać p rz y dalszym w zroście w ieku.

W pływ w iek u n a w y d ajn o ść p ra c y ro b o tn ik ó w w p rzem y śle m ożna w ięc opisać z w y sta rc z a jąc ą d la celów p ra k ty c z n y c h dokładnością za pom ocą fu n k ­ cji p a rab o liczn ej d ru g ieg o stopnia:

Wr = a i + 02X3 + a sX*2 a 8< 0

gdzie X2 je s t w iekiem ro b o tn ik a , liczonym w ukończonych latach.

* Z. M i c h a ł k i e w i c z : P r z y d a t n o ś ć z a w o d o w a r o b o t n i k ó w w s t a r y s z y m w i e k u , W a r­ s z a w a 1962, s. 51.

W celu sp ra w d z e n ia te j zależności fu n k c y jn e j i jej w iary g o d n o ści p rz e p ro ­ w adzono b a d a n ia em p iry cz n e w sto su n k u do zbiorow ości ro b o tn ik ó w sp ełn ia­ ją cej w y m ag an e w yżej w a ru n k i. Z biorow ość liczy 86 ro b o tn ik ó w , w zw iązku z ty m k rań co w e w y n ik i z n iw e lu ją się n a w y k re sie 3, n a k tó ry m p rzed staw io n o w szy stk ie obserw acje.

Ju ż p ierw szy r z u t oka pozw ala zauw ażyć, że w y k re s te n po w y ró w n a n iu p rz y ją łb y p o stać p a ra b o li, a w ięc i w ty m w y p a d k u założona re la c ja z n a jd u je sw o je odbicie w rzeczyw istości. P o d a n ie ró w n a n ia p a ra b o li w sto su n k u do k o n ­ k re tn e g o w y d z ia łu L Z P S pozw oli p rz e d się b io rstw u n a ra c jo n a ln ą ocenę śre d ­ n iej in d y w id u a ln e j w y d ajn o śc i p ra c y w zależności od w ie k u p ra c u ją c y ch ro ­ b o tn ik ó w . W y starczy bo w iem bliższa a n aliza w y k resu , żeby zorientow ać się ja k a będzie w y d ajn o ść p ra c y ro b o tn ik a m ającego te ra z np. 25 la t za 6— 10 la t p rz y założeniu stałości in n y ch czy n n ik ó w lu b ich p ro p o rc jo n a ln y c h zm ian.

P ro g n o zo w an ie ta k ie w sk ali m ak ro ek o n o m iczn ej m oże m ieć m iędzy in n y ­ m i w ielk ie znaczenie, jeśli chodzi o u sta le n ie w ie k u e m e ry taln eg o , poniew aż p rz y szczegółow ej an alizie d a je odpow iedź n a p y ta n ie , czy koszty osobow e ro ­ b o tn ik a nie p rz e k ra c z a ją znacznie korzyści w y n ik ły c h z o b niżonej w y d ajn o ści p ra c y w sk u te k z aaw an so w an eg o w ieku. W b a d a n y m w ydziale, d y sp o n u jąc po­ trz e b n y m zespołem d a n y ch obliczan y ch w o p a rc iu o p o p rzed n i w y k res, w y z n a ­ czono k o n k re tn e ró w n a n ia p a ra b o li ilu s tru ją c e zauw ażo n ą ten d en cję . O to p a ­

ra m e try ró w n a n ia W r — a i + a 2X2+ a3X 22 w y znaczane na p o d staw ie ro z w in iętej m eto d y n ajm n ie jsz y c h k w a d ra tó w o n a stę p u ją c e j postaci:

= N a + b % X + c Z X 2 a = a X) b = a 2, c — a 3

2 X Y = a 2 x + b £ X 2 + c i x 3

2 ’X 2Y = a i x 2 + b i x 3 + c £ X 4

gdzie: Y — Wr, N — liczba o b serw acji; a x — liczby odpow iad ające o k reślo n y m p rzed ziałem w ieku, np.: liczba 1 — w iek 18— 20 lat, 2 — 20— 22 la ta itd.

Poszczególne in d y w id u a ln e w ydajności p ra c y (Wr) w yznaczone z w y k re su em pirycznego np.: c y frze 1 od p o w iad ającej w iekow i 20 la t p rzy p o rz ą d k o w an a je s t na w y k resie w y d ajn o ść 100%, cy frze 2 (22 lata) — 113% itd.

Z estaw p o trzeb n y ch obliczeń p rzed staw io n o w ta b eli 4. U k ład trz e c h ró w n a ń m a więc postać:

2205 = 18 - a + 171 • b + 2109 ' c 20953 = 171 • a + 2109 * b + 29641 • c 152141 = 2109 • a + 29641 ' b + 432361 ■ c Tabela 4 Wydajność indyw i­ dualna Y X X 2 X 3 X 4 XY X 2Y 100 1 1 1 1 100 100 113 2 4 8 16 226 452 115 3 9 27 81 34'5 1 035 118 4 16 64 266 472 1 888 119 5 25 125 625 595 2 975 121 6 36 216 1 296 726 4 356 126 7 49 343 2 401 ©82 6 174 140 8 64 512 4 »96 1 120 8 960 150 9 81 7129 6 561 1 350 12 150 146 10 100 1 000 10 000 1 460 14 600 140 11 121 1 331 14 641 1 540 16 940 130 12 144 1 728 20 736 1 560 18 720 121 13 169 2 197 28 561 1 573 20 449 120 14 196 2 744 38 420 1 680 23 520 120 15 225 3 375 5*0 630 1 800 27 000 118 16 256 4 096 65 540 1 888 30 208 108 17 289 4913 83 520 1 836 30 212 100 18 324 5 832 104 980 1 8100 32 400 2205 171 210*9 29 641 432 301 20 953 252 141 P rze liczen ia d a ją n a stę p u ją c e oceny p a ra m e tró w : a i—93,4, a2—14,6, a3— — 0,87, a w ięc ró w n a n ie p a ra b o li m a postać:

P a ra b o la p o siad a n a s tę p u ją c y k sz ta łt:

N a p o d staw ie w y k re su p a ra b o li m ożna z dużą do k ład n o ścią ocenić w y d a j­ ność p ra c y w p oszczególnych p rz e d z ia łac h w ie k u w b a d a n y c h w y d z ia ła c h L Z PS.

T a k p o k ró tce w y g lą d a p rz e g lą d zaró w n o te o rety czn y , ja k i em p iry cz n y , n ie k tó ry c h s ta ty sty c z n o -m a te m a ty c z n y c h m eto d u jęcia w p ły w u w y b ra n y c h czy n n ik ó w n a in d y w id u a ln ą w y d ajn o ść p racy . P ro b le m e m dość isto tn y m je st tu ta j k w estia sp ra w d z e n ia w iary g o d n o ści p rz e d sta w io n y c h m eto d w k o n fro n ­ ta c ji z p ra k ty k ą gospodarczą.

P o g lą d y w ie lu a u to ró w n a in te r p r e ta c ję o m aw ian y c h z ja w isk często znacz­ n ie ró żn ią się od sieb ie i to n a w e t w ta k zasadniczych k w estiach , ja k sposób o b liczan ia w y d a jn o ści p ra c y . A le n a w e t uzg o d n ien ie p oglądów n a sposób o b li­ czan ia w y d a jn o ści p ra c y n ie oznacza zgodności co do sposobu m ierzen ia w p ły ­ w u o k reślo n y c h czy n n ik ó w n a poziom i w zro st w y d ajn o ści p ra c y . E konom iści i e k o n o m e try c y w k r a ju i za g ra n ic ą p ro p o n u ją coraz to now sze w zory, fo r­ m u ły i ró w n a n ia , ale zazw yczaj są to p ropozycje b a rd z ie j efe k to w n e niż efek

-ty w n e , sk o m p lik o w an y m sch em ato m nie to w arz y szą często rozsądne p ró b y ich w e ry fik a c ji, m a te ria ł sta ty sty c z n y n ajczęściej n ie je st im ad e k w a tn y .

B ad an ie em p iry czn e p rzep ro w ad zo n o w L Z P S w o p a rc iu o m eto d y b a d a w ­ cze, g łów nie sta ty sty czn o -m atem aty c zn e, zn an e ju ż w lite ra tu rz e ekonom e- try c z n e j, ja k i o now e w łasn e p ropozycje p rz ed staw io n e przez a u to ra Z. P a ­ w łow skiego w książce E k o n o m e tr y c z n a analiza procesu p ro d u kcyjn eg o .

P rz e d m io te m zain te re so w an ia b y ły m eto d y b a d a n ia ilościow ych re la c ji m ię­ d zy zm ien n y m i a w y d a jn o ścią p racy , o k tó re j d e cy d u ją i w dalszej k o n se k w en ­ c ji — c h a ra k te ry z u ją p rzeb ieg całego procesu pro d u k cy jn eg o .

T eo rety czn e założenia zastosow ane w b a d a n ia c h em p iry czn y ch w L Z P S w y ­ k a z a ły ab so lu tn ą zgodność z rzeczyw istością. W e ry fik a cję m etod te o re ty c z n y ch p rzep ro w ad zo n o nie ty lk o w o p a rc iu o m a te ria ły sp raw ozdaw cze z la t u b ie g ­ ły c h i o zauw ażo n e n a te j p o d staw ie te n d e n c je rozw ojow e, ale ta k ż e przez w n ik liw ą bieżącą an alizę n a w ydziale, przez rozm ow y ze śre d n im dozorem te c h n iczn y m czy k ie ro w n ictw em w ydziału. O czyw iście w y n ik i p rzep ro w a d zo ­ n y c h b a d a ń o d zw iercie d lają je d y n ie z duży m p ra w d o p o d o b ień stw em is tn ie ją ­ cy sta n rzeczy, jed n ak że m ożna je w y k o rzy stać z w y sta rc z a jąc ą w celach p ra k ­ ty c zn y ch d okładnością d la b u d o w y prognoz oraz d la o b iek ty w n e j oceny a k tu ­ a ln e j sy tu a c ji w p rzed sięb io rstw ie.

Z. P a w ło w sk i p o d k reśla , że id e a ln a b y ła b y ta k a sy tu a c ja , w k tó re j u m ie ­ lib y śm y w y tłu m aczy ć w szy stk ie zao b serw o w an e różnice w in d y w id u a ln e j w y ­ d ajn o ści p ra c y ro botników . W tedy bow iem m ożna b y ło b y rów nież d o konyw ać b ez b łę d n y c h prognoz k sz ta łto w a n ia się w y d ajn o śc i p ra c y różn y ch zbiorow ości ro b o tn ik ó w w p rzem y śle w ściśle ok reślo n y ch w a ru n k a c h , co pozw oliłoby zn a­ leźć w a ru n k i o p ty m a ln e, to je st ta k ie , p rz y k tó ry c h w y d ajn o ść p ra c y b y ła b y m ożliw ie n a jw y ż sz a.4 P o n iew aż w p ra k ty c e n ie u m iem y o k reślić w szy stk ich zm ien n y c h w p ły w a ją c y c h n a w ydajność p racy , w szelkie p rognozy b ęd ą o b a r­ czone p e w n y m błędem , a w nioski, ja k ie w y ciąg n ęliśm y w tra k c ie b ad a ń , po­ z w a la ją sądzić, że b łę d y w pro g n o zo w an iu n ie zostaną w zn acznym sto p n iu w y elim in o w an e, g d y p rz e d się b io rstw a nie o d ejd ą od tra d y c y jn y c h sposobów obliczeń w k ie ru n k u now oczesnych m etod sta ty sty c z n o -m a te m aty c z n y c h . W n ie k tó ry c h p rz y p a d k a c h przy jęcie założeń, o k tó ry c h m ów iono w yżej, je s t w p rzed się b io rstw ie uniem ożliw ione szybko ro sn ą cy m p o stę p em tech n iczn o -ek o ­ nom icznym , o rg a n iz a c y jn y m czy zm ian ą p ro filu p ro d u k cy jn eg o . A le w w ielu p rze d sięb io rstw ach , k tó re m ogą p rz y ją ć to założenie, b a d a n ia ta k ie tak że nie są p row adzone, czego p rzy czy n a tk w i głów nie w ogran iczo n y ch k w a lifik a ­ c ja c h zaw odow ych p raco w n ik ó w służb ekonom icznych, a tak że w n iezn ajo ­ m ości n ajn o w szy ch w te j dziedzinie osiągnięć teo rety c zn y ch , k tó re m ożna re a ­ lizow ać p ra k ty c z n ie n a w e t bez k o m p u te ró w czy m aszyn m atem aty czn y ch .

Z astosow anie ty c h n o w y ch m eto d o graniczyłoby znacznie to le ra n c ję od ch y ­ le ń p la n u od jego w y k o n a n ia , a ta k ż e znacznie u d o k ład n iło b y p rognozy k sz ta ł­ to w a n ia p ro d u k c ji, w y d ajn o ść p racy , o rg an izację rozdziału zad ań itp.

O pis jakościow y w p ły w u czy n n ik ó w osobow ych n a in d y w id u a ln ą w y d a j­ ność p ra c y je s t a k tu a ln ie głów ną p o d sta w ą u sta le n ia n o rm tech n iczn y ch (po­ m ija ją c oczyw iście czy n n ik i rzeczow e. A k tu a ln ie opis jakościow y tę rolę sp eł­ nia), ale w przyszłości, gd y te c h n ik a posunie się znacznie n ap rzó d , p rzed

się-* Z. P a w ł o w s k i : N i e k t ó r e a s p e k t y w y n i k ó w b a d a n i a i n d y w i d u a l n e j w y d a j n o ś c i p r a c y w w y d z i a ł a c h m e c h a n i c z n y c h , W a r sz a w a 1969, s. 41.

b io rstw a b ęd ą d y sp o n o w ały now oczesnym z a u to m a ty z o w a n y m p a rk ie m m aszy­ now ym ; je d y n ie od człow ieka, od jego sp e c ja ln y c h p red y sp o zy cji zaw odow ych, od jego w ied zy zaw odow ej będzie zależał w y n ik d ziałalności p ro d u k c y jn e j i w te d y sam opis jakościow y n ie sp e łn i sw o jej roli.

W o b iek ty w n ie je d n a k o w y c h w a ru n k a c h p ra c y je d y n ie ścisła, s k w a n ty fik o - w a n a , u ję ta w e w zo ry i fo rm u ły m a tem aty czn e, połączona z opisem jakościo­ w y m d a ją c y m o d p o w ied n ią in te rp r e ta c ję w y n ik ó w m eto d a o ceny w p ły w u czy n n ik ó w osobow ych n a w y d ajn o ść p ra c y będzie o d g ry w a ła g łów ną i n a jw a ż ­ n ie jsz ą rolę. Р Е З ЮМ Е В анализе воздействия личных ф акторов на индивидуальную производительность труда в основном применяются традиционные методы качественной характеристики; статистико-математические методы в этих исследованиях применяются очень редко. В настоящей работе проведена как качественная, так и количественная оценка влияния выбранных личных ф акторов на производительность труда разных групп ра­ ботников, занятых в промышленности. Исследования проводились на основе эконом е­ трический анализа производственного процесса". Верификацией статистико-матема- тического м етода проф. Павловского явилось его сопоставление в непосредствен­ ных эмпирических исследованиях с действительной ситуацией, сущ ествую щ ей на про­ мышленных предприятиях. Исследования влияния личных факторов на дифференциацию уровня индивиду­ альной производительности труда работников промышленности проводились на о с­ нове численного материала, собранного на заводе кожаных изделий им. М. Бучка в Люблине. Верификация проводилась не только на основе количественной оценки дей­ ствительного эконом ического положения, но также на основе всестороннего качес­ твенного анализа. М етод оценки влияния личных ф акторов на производительность труда, заклю чен­ ный в м атематические формулы, дополненный качественной характеристикой, в ко­ торой дается соответствую щ ая интерпретация результатов метода оценки влияния личных ф акторов на производительность труда, созд ает основы для реального пла­ нирования производства, технического нормирования труда, а преж де всего для пла­ нирования реального роста производительности труда. S U M M A R Y

In the analysis of the influence of personal factors on the individual w ork efficiency, traditional methods of the qualitative description are m ainly applied; research based on statistical-m athem atical methods w as carried out rarely.

In the presented paper the qualitative as w ell as the quantitative e s ti­ m ation of the influence of selected personal factors on the w ork efficiency in v a ­ rious communities of workers em ployed in industry has been made. The estim ation is based on the econom etrical method introduced by prof. Z. Paw łow ski in his book „Ekonometryczna analiza procesu produkcyjnego”. The confrontation of prof. Z.

P aw low ski’s methods w ith the actual situation in industrial establishm ents by direct em pirical tests is an attemps to verify these methods m athem atically-statistically.

Research on the influence of personal factors on the differentiation of levels of the individual efficiency of industry workers was carried out on the basis of num erical m aterial collected in Leather Industry Plant of M. Buczek in Lublin.

The verification was carried out not only on the basis of a quantitative evalua­ tion of the actual economical situation but also on the basis of a com prehensive quantitative analysis.

The method of the evaluation of the personal factors influence on the work efficiency expressed in m athem atical formulas, joined with a qualitative description which contains an interpretation of the results, creates a basis for the realistic plan­ ning of production, a technical standardization of work and first of all, a reliable planning of the increase in work efficiency in contemporary establishm ents.