Статистичне вивчення собівартості технічних культур

РОЗДІЛ 1

ОГЛЯД ЛІТЕРАТУРИ

Собівартість продукції сільськогосподарського господарства складається з витрат, пов’язаних з використанням у процесі виробництва землі, сільськогосподарських машин, обладнання та інших основних фондів, трудових і матеріальних ресурсів.

Метою обчислення собівартості продукції рослинництва є своєчасне, повне і достовірне відображення фактичних витрат на її виробництво, а також контроль за використанням виробничих ресурсів.

Витрати на виробництво продукції рослинництва неоднорідні і розподіляються за економічним значенням і характером участі у виробничому процесі, за якісним складом, за способом включення в собівартість. Правильний розподіл виробничих витрат має істотне значення в плануванні та обчисленні собівартості продукції.

Виробничі витрати за економічним значенням у створенні продукції поділяються на:

·      основні витрати;

·        витрати пов’язані з організацією та управлінням виробництвом.

Основні витрати безпосередньо пов’язані з технологічним процесом, без них виробництво неможливе. Витрати на організацію і управління виробництвом визначають по окремих виробничих підрозділах і по підприємству в цілому. Це бригадно-цехові і загальногосподарські витрати.

До загальногосподарських витрат належать витрати, пов’язані з управлінням підприємствами і організацією виробництва в цілому: оплата праці працівників апарату управління; на службові роз’їзди; утримання легкового транспорту; конторські, друкарські, телефонні витрати, амортизація; витрати на утримання і ремонт будівель, на підготовку кадрів, охорону підприємства.

Для виробництва сільськогосподарської продукції потрібні затрати живої і уречевленої праці в основних та оборотних засобах. Загальні затрати праці становлять на виробництво продукції витрати виробництва. Вони включають вартість витрачених засобів виробництва, нову вартість, яка створена необхідною працею і нову вартість, створену додатковою працею.

Вартість витрачених засобів виробництва і новостворена вартість становлять собівартість продукції. Отже, собівартість як економічна категорія виражає витрати у грошовому виразі на спожиті засоби виробництва і заробітну плату з відрахуваннями на соціальне забезпечення з розрахунку на одиницю продукції[22].

Собівартість - один з найважливіших економічних показників ефективності виробництва, в якому відображаються основні сторони діяльності сільськогосподарських підприємств. Собівартість обчислюють для правильного встановлення рівня цін на продукцію, організації виробничо-фінансової діяльності на принципах господарського розрахунку, раціонального розміщення виробництва продукції і обґрунтованої спеціалізації сільськогосподарських підприємств, а також для визначення фінансових результатів підприємств і рівня їх доходності[15].

Показник собівартості дає можливість глибоко аналізувати економічний стан підприємства і виявляти резерви підвищення ефективності виробництва. За інших однакових умов підприємство тим більше одержуватиме прибутку на одиницю продукції, чим нижча її собівартість і навпаки. Із зниженням собівартості зростає цінова конкурентоспроможність продукції, а отже змінюються позиції підприємства на товарному ринку.

Важливо зазначити і те, що прибутковість підприємства знаходиться в оберненій залежності від собівартості. З її зниженням зростає окупність витрат прибутком і створюються сприятливі умови для прискорення темпів розширеного відтворення та підвищення матеріальної зацікавленості працівників. Показник собівартості є важливим інструментом для розробки рекомендацій з удосконалення розміщення сільськогосподарського виробництва за природними зонами і мікрозонами України, а також для визначення перспектив розвитку підприємств щодо вибору ними найбільш ефективних галузей. Усе це підвищує вимоги до статистичного аналізу, завданням якого є оцінка тенденцій зміни собівартості продукції окремих галузей, виявлення причин, особливо внутрішніх, що зумовлюють її підвищення, розробка заходів, реалізація яких забезпечила б оптимізацію рівня собівартості[12].

Виробничу собівартість сільського господарства визначають з усіх видів продукції та робіт, які входять у валову продукціє. Собівартість реалізованої продукції розраховують по реалізаційній товарній продукції. Відомості про собівартість продукції рослинництва дістають один раз у рік. Питомі витрати на виробництво одиниці продукції залежить від розміру виробничих витрат та змін показників продуктивності (урожайність, продуктивність корів, приріст тварин, тощо). Продуктивність в свою чергу залежить від зовнішніх та внутрішніх факторів. До зовнішніх факторів у рослинництві відносять кліматичні умови конкретного року , виведення та розповсюдження нових сортів рослин, розробка нових технологічних засобів і систем машин для обробки землі, поява нових добрив, отрутохімікатів. До внутрішніх відносять правильну сівозміну, своєчасну обробку посівів та внесення добрив, оновлення парку машини та механізмів, правильне використання їх[10].

Розраховують також витрати на 1 га посівних плащ. Показники собівартості продукції сільського господарства порівнюються лише в межах природно-кліматичних зон та районів.

При обґрунтуванні шляхів зниження собівартості сільськогосподарської продукції необхідно пам’ятати, що з підвищенням урожайності культур і продуктивності тварин знижується собівартість. Отже, фактори, що зумовлюють таке підвищення, можна розглядати як фактори зниження собівартості сільськогосподарської продукції. Серед них особливе значення мають наступні:

-        впровадження прогресивних систем землеробства, науковообгрунтованих сівозмін і передових технологій виробництва

-        послідовна інтенсифікація виробництва шляхом раціональної хімізації і докорінного поліпшення землі

         впровадження у виробництво кращих сортів сільськогосподарських культур і порід тварин, дотримання всіх вимог агротехніки і передових способів утримання тварин

         зміцнення кормової бази тваринництва, дотримання зоотехнічних вимог при складанні раціонів щодо збалансованості протеїном, мінеральними речовинами, іншими поживними компонентами

         удосконалення галузевої структури підприємств з орієнтацією на вимоги ринку, досягнення при цьому раціональної концентрації виробництва, що забезпечує краще використання ресурсів, більш швидке запровадження досягнень науки і техніки, передової практики.

Важливим фактором зниження собівартості продукції є підвищення продуктивності праці на основі комплексної механізації, автоматизації виробництва та раціональної побудови організації структури приватних підприємств, впровадження в них досконалого внутрішньогосподарського економічного механізму та ефективних орендних відносин[16].

Необхідно також забезпечити ефективне використання машинно-тракторного парку, транспортних засобів, живої тяглової сили. Це дасть змогу скоротити в них потребу до раціонального рівня, зменшити витрати на автоматизацію та ремонти, а через це здешевити виробництво продукції.

Значні резерви зниження собівартості продукції криються в суровому дотриманні режиму економії при використанні матеріально-грошових засобів у процесі виробництва сільськогосподарської продукції. Практика переконує, що на підприємствах, де здійснюється контроль економного використання оборотних засобів, де не допускаються втрати врожаю при збиранні і транспортуванні, збереженні насіння, посвдкового матеріалу, кормів, значно менше витрачається коштів на одиницю продукції.

Істотного зниження собівартості продукції можна досягти завдяки вдосконаленню системи управління виробництвом та впровадження наукової організації праці. Ці заходи забезпечують зменшення накладних витрат, а , отже, зниження собівартості продукції. Важливу роль тут відіграють і такі соціально-економічні фактори, як підвищення кваліфікації кадрів, матеріальна зацікавленість працівників у результатах своєї праці, широке використання стимулів[4].

Розглянуті фактори зниження собівартості продукції окреслюють лише загальні напрямки скорочення витрат на виробництво продукції. У кожному підприємстві необхідно передбачити конкретні заходи щодо здійснення режиму економії і бережливості, підвищення урожайності культур і продуктивності тварин, враховуючи місцеві природно-екномічні умови.

РОЗДІЛ2

СТАТИСТИЧНЕ ВИВЧЕННЯ СОБІВАРТОСТІ ВИРОБНИЦТВА ТЕХНІЧНИХ КУЛЬТУР

собівартість індексний аналітичне групування

2.1 Аналіз факторів, які впливають на собівартість технічних культур методом аналітичного групування

Розподіл сукупності суспільних явищ на групи за будь-якою істотною ознакою називається групуванням. Групування дає змогу виділити в складі сукупності однорідні частини, визначити структуру однотипних сукупностей, виявити взаємозв’язки й закономірності між окремими ознаками суспільних явищ. Розглянемо, як відрізняються господарства району по собівартості 1 ц технічних шляхом побудови ранжированого ряду на основі даних таблиці 1.

Таблиця 1

Ранжирований ряд розподілу господарств за собівартістю 1 ц технічних культур

Для наочності відобразити ранжирований ряд графічно. Потрібно побудувати огіву Гальтона, в якій на осі абсцис записати порядковий номер підприємства в ранжированому ряді, а на осі ординат величину групувальної ознаки - собівартість 1ц технічних культур, грн. (рис.1).

Рис1. Графічне зображення ранжированого ряду собівартості 1 ц. тех. культур

За характером розміщення підприємств на графіку можна виділити типові групи. Якщо варіація групувальної ознаки незначна, величину інтервалу та кількість груп визначають за формулами.

Визначається кількість груп інтервального ряду за формулою:

n=1+3.332lgN або n=√N

де n - кількість груп

N - чисельність сукупності

n=√30=5

Графік показує, що в сукупності має місце уповільнене підвищення собівартості по госодарствах із різкими скачками, тому сукупність розіб’ємо на 4 групи за формулою:

і= xmax-xmin/n

де і - величина інтервалу

xmax,xmin- максимальна і мінімальна величина групувальної ознаки

n - кількість груп

і= 0,34 грн

Користуючись значенням одного господарства, як нижчою межою, розбивається сукупність на 4 групи з інтервалом 0,34 грн., результати заносяться в таблицю 2.

Будую інтервальний варіаційний ряд розподілу за собівартістю 1ц технічних культур , тобто розподіляю підприємства по встановлених групах та підраховую їх кількість у групах (табл. 2)

Таблиця.2

Інтервальний ряд розподілу підприємств за собівартістю грн.

Будую графік інтервального ряду (гістограму), в якому на осі абсцис записую розмір інтервалів за собівартістю 1ц технічних культур , а на ординаті - кількість підприємств у групі (рис. 2).

Рис2. Гістограма інтервального ряду груп по собівартісті 1 ц.

Далі будую таблицю зведених даних результативного групування додаток 1. Результати розрахованих середніх рівнів факторних та результативних ознак узагальнюються по групах підприємств у таблиці 3.

Таблиця 3

Залежність собівартості 1ц. тех. культур від різних факторів серед господарств

З даних таблиці видно, що на собівартість технічних культур в основному впливає урожайність. Розрахунки показують, що найнижчу собівартість можна одержати там, де найвища її урожайність. В тих господарствах, де отримують найвищу врожайність цукрових буряків, їх собівартість в розрахунку на 1 ц набагато нижча.

На основі додатку 1 проводяться розрахунки середньої урожайності технічних культур та собівартості 1 ц по кожній групі господарств та в цілому.

Розглянемо, як відрізняються господарства по урожайності технічних культур шляхом побудови ранжированого ряду на основі даних таблиці 4

Таблиця 4

Ранжирований ряд розподілу господарств за урожайністю ц/га

Для наочності відображається ранжирований ряд графічно. Будується огіва Гальтона, в якій на осі абсцис записується порядковий номер підприємства в ранжированому ряді, а на осі ординат величину групувальної ознаки - урожайність технічних культур, ц\га. (рис.3).

Рис.3 Графічне зображення ранжорованого ряду

За характером розміщення підприємств на графіку можна виділити типові групи. Якщо варіація групувальної ознаки незначна, величину інтервалу та кількість груп визначають за формулами.

Визначається кількість груп інтервального ряду за формулою:

n=1+3.332lgN або n=√N

де n - кількість груп

N - чисельність сукупності

n=√30=5

Графік показує, що в сукупності має місце рівномірне підвищення урожайності по господарствах, тому сукупність розіб’ємо на 4 групи за формулою:

і= xmax-xmin/n

де і - величина інтервалу

xmax,xmin- максимальна і мінімальна величина групувальної ознаки

n - кількість груп.

Користуючись значенням одного господарства, як нижчою межою, розбивається сукупність на 4 групи з інтервалом 28,8 ц\га, результати заносяться в таблицю 5.

Будується інтервальний варіаційний ряд розподілу за урожайністю цукрових буряків, тобто розподіляються підприємства по встановлених групах та підраховується їх кількість у групах (табл. 5)

Таблиця 5

Інтервальний ряд розподілу підприємств за урожайністю ц\га

Будується графік інтервального ряду (гістограму), в якому на осі абсцис записується розмір інтервалів за урожайністю технічних культур, а на ординаті - кількість підприємств у групі (рис. 4).

Рис4. Гістограма інтервального ряду груп по урожайності тех.культур

Далі будую таблицю зведених даних факторного групування (додаток 2). Результати розрахованих середніх рівнів факторних та результативних ознак узагальнюються по групах підприємств у таблиці 6.

Таблиця 6

Залежність собівартості технічних культур від їх урожайності

Отже, результати аналітичного групування показують, що між собівартістю технічних культур та їх урожайністю існує зворотня залежність, тобто із збільшенням урожайності технічних культур їх собівартість меншає.

.2 Кореляційний аналіз

Кореляційний аналіз широко застосовується в статистиці для аналізу зв’язків між явищами. Застосування його є одним з обов’язкових елементів статистичного аналізу показників.

Більшість показників с.-г. виробництва вказується мають складні характери залежностей проте найбільш широкого використання набув парний метод кореляційного аналізу (лінійна залежність). [14]

Кореляційний аналіз - це метод кількісної оцінки взаємозалежностей між статистичними ознаками, що характеризують окремі суспільно - економічні явища і процеси.

Кореляційний зв'язок на відміну від функціонального виявляється не в кожному окремому випадку, а в середньому, в цілому для багатьох випадків. За напрямом зв’язок між корелюючими величинам може бути прямим і зворотним. При прямому зв’язку факторна ознака змінюється в тому самому напрямі, що й результативна. Якщо із збільшенням факторної ознаки результативна ознака зменшується або, навпаки, із зменшенням факторної ознаки результативна ознака збільшується, то такий зв’язок називають зворотним.

За формою розрізняють прямолінійний і криволінійний кореляційний зв’язок. Прямолінійний кореляційний зв’язок характеризується рівномірним збільшенням або зменшенням результативної ознаки під впливом відповідної зміни факторної ознаки. При криволінійному кореляційному зв’язку рівним змінам середніх значень факторної ознаки відповідають нерівні зміни середніх значень результативної ознаки. Аналітично криволінійний зв’язок визначають за рівнянням кривої лінії. [17]

В економічних дослідженнях часто доводиться мати справу з прямолінійною формулою зв'язку, яка визначається рівнянням прямої.

При прямолінійній залежності парний кореляційний зв'язок між ознаками визначають за рівнянням прямої:

, де

- теоретичні значення результативної ознаки;

y - результативна ознака (собівартість);

x - факторна ознака (урожайність);

a - початок відліку, або значення "у" при "х", який дорівнює нулю;

b - коефіцієнт регресії рівняння зв'язку, який показує як змінюється результативна ознака в залежності від зміни на одиницю факторної ознаки.

Дане рівняння можна розв'язувати способом найменших квадратів. Розв'язок рівняння зводиться до визначення невідомих параметрів "а" та "b". Для їх визначення необхідно розв'язати систему двох нормальних рівнянь способом підстановки:

 ;.

n- кількість спостережень.

Параметри "а" і "b" можна розв'язати використовуючи формули:

Підставивши в рівняння знайдені параметри і фактичні значення факторної ознаки, дістанемо теоретичні рівні врожайності культури ().

Якщо , то параметри рівняння визначені правильно

Визначається ступінь кореляційної залежності за допомогою показника щільності зв’язку, що називається лінійний коефіцієнтом кореляції (r)

Коефіцієнт кореляції визначається за формулою:

, де

r=-0,56

=35,122;

=15,82.

Лінійний коефіцієнт показує, що між собівартістю 1ц технічних культур та їх урожайністю існує помітний зворотній зв’язок.

Розраховується коефіцієнт детермінації за формулою:

d= r2*100%

d= -0.562=0,31*100=31,0%

Коефіцієнт детермінації показує, що на 31% рівень собівартості 1ц технічних культур залежить від урожайності і на 69% від інших факторів.

Таблиця 7

Вихідні та розрахункові дані для обчислення кореляційного рівняння зв'язку та визначення коефіцієнта кореляції

На основі даних таблиці 7 будується графік залежності результативної ознаки від факторної (рис.5), де на осі абсцис відкладається значення факторної ознаки - урожайність технічних культур ц\га, а на осі ординат теоретичне (очікуване) значення результативної ознаки - собівартість 1ц технічних культур, грн.

Рис 6. Кореляційне поле

Отже, між урожайнісю технічних культур та собівартістю 1ц технічних культур існує помітний зворотній зв'язок і на 31% рівень собівартості 1ц залежить від урожайності, а на 69% від інших факторів.

.3 Аналіз динаміки показників собівартості 1 ц. технічних культур

Аналіз рядів динаміки має за мету вивчення зміни явища за часом і встановлення його напрямку, характеру цієї зміни і вияв закономірності розвитку. Для оцінювання властивостей динаміки у статистиці застосовуються взаємопов’язані показники, або аналітичні показники.

У процесі аналізу динаміки суспільних явищ визначають абсолютний приріст, темпи зростання, приросту, абсолютне значення 1% приросту на основі порівняння рівнів ряду динаміки. За базу порівняння беруть попередній, або початковий рівень динаміки.

Абсолютній приріст показує на скільки одиниць підвищився або зменшився поточний рівень порівняно з базисним, тобто за той чи інший період часу.

де П - абсолютний приріст за t-у одиниць часу;

уi - порівнюваний рівень;t - базисний рівень.

Якщо за базу порівняння взяти попередній рівень, матимемо таку формулу ланцюгових абсолютних приростів:

де yі-1 - рівень попереднього періоду відносно порівнюваного.

Темп зростання показує, у скільки разів збільшився порівнюваний рівень відносно базисного.

Якщо за базу порівняння взяти попередній рівень, дістаємо ланцюгові темпи зростання.

Між ланцюговими і базисними темпами зростання, вираженими у вигляді коефіцієнтів, є певний взаємозв'язок. Добуток послідовних ланцюгових темпів зростання дорівнює базисному темпу зростання за відповідний період і, навпаки, поділивши наступний базисний темп зростання на попередній, матимемо відповідний ланцюговий темп зростання. [4] Темп приросту становить відношення абсолютного приросту до базисного рівня

Темп приросту можна визначити також відніманням від темпів зростання величини 100 або 1.

Абсолютне значення 1% приросту дорівнює відношенню абсолютного приросту до темпу приросту за той самий період.

де А - абсолютна величина 1% приросту.

Всі розраховані показники ряду динаміки занесемо в таблицю 2.3.1

Таблиця 8

Розрахунок показників динаміки собівартості технічних культур за 2000 - 2010 рр.

Для узагальненої характеристики вихідних рівнів та розрахункових величин ряду динаміки слід визначити середні показники.

Середній рівень () інтервального ряду з рівними інтервалами розраховують за формулою:

 =25,25.

Середній абсолютний приріст () розраховують за формулою середньої арифметичної простої:

 або =0,83;

Середній коефіцієнт зростання ( ) обчислюють за формулами:

, або =1,029

На основі таблиці побудую на графіку фактичний рівень динамічного ряду.

Рис.7. Фактичний рівень динамічного ряду

Вивчення основної тенденції ряду динаміки є одним із головних методів аналізу і узагальнення динамічних рядів. Для цього нами використовується метод укрупнення періодів та згладжування ряду динаміки за допомогою ковзної середньої.

При укрупненні періодів інтервальний ряд динаміки замінюють іншим інтервальним рядом із більшими періодами (3-х річчя). При згладжуванні ряду динаміки за допомогою ковзної середньої спочатку додають рівні ряду за прийнятий інтервал і обчислюють середню арифметичну. Після цього утворюють новий інтервал, починаючи з другого рівня ряду, для якого визначають нову середню і т.д. Розрахунки представляються в таблиці 9.

Таблиця 9

Аналіз ряду динаміки собівартості технічних культур методом

укрупнення періодів та ковзної середньої

На основі розрахованих даних таблиці 9 побудую графік на якому зображу фактичний і вирівняний рівні динамічного ряду.

Рис.8 Рівні ряду динаміки методом укрупнення періодів та середньої ковзної

Метод вирівнювання ряду динаміки по середньому абсолютному приросту базується на основі розрахунку середнього абсолютного приросту за формулою:

Ỹt= Y0±∆*t

де Ỹt- вирівнюванні ряди динаміки;

Y0- початкове значення рівня ряду;

∆‾- середній абсолютний приріст;

t- порядковий номер року.

Ỹt= 24,2+0,83t

Розрахунки показників зображаються в статистичній таблиці 10

Таблиця 10

Аналіз ряду динаміки методом вирівнювання по середньому абсолютному приросту

Середній абсолютний приріст () розраховують за формулою середньої арифметичної простої:

 або =0,83;

Табличні дані зобразимо графічно на рис.9 вирівнювання ряду динаміки за середнім абсолютним приростом, де на осі абсцис позначимо роки, а на ординаті - собівартість.

Рис.9.Вирівнювання ряду динаміки за середнім абсолютним приростом

Вирівнювання ряду динаміки за допомогою середнього коефіцієнту зростання проводиться за допомогою формули:

Ỹt= Y0*(К)t,

де К- середній коефіцієнт зростання.

Розрахунки показників проводять у таблиці 11

Таблиця 11

Аналіз ряду динаміки методом вирівнювання по середньому коефіцієнту росту

Табличні дані зобразимо графічно на рис.10

Рис10. Вирівнювання за середнім коефіцієнтом росту

Вирівнювання динамічного ряд по способу найменших квадратів.

Проведемо вибір рівняння, яке найбільш точніше може виявити тенденцію ряду.

Для прояву тенденції можна використати рівняння прямої:

 ,

Спочатку необхідно скласти систему із двох нормальних рівнянь:

Підставивши в одержане відповідні значення t, знаходимо вирівняні рівні  і заносимо їх в таблицю 16.

Таблиця12

Фактичний і розрахунковий рівень динамічного ряду способом найменших квадратів

Табличні дані зобразимо графічно на рис.11, де на осі абсцис позначимо роки, а на ординаті - рівень собівартості 1 ц картоплі.

Рис .11 Фактичний і розрахунковий рівень динамічного ряду способом найменших квадратів

Сума квадратів відхилень вирівняних від фактичних має бути мінімальною. Середнє квадратичне відхилення фактичних рівнів від вирівняних дорівнює:

= 2,1

Відносну міру коливання показника характеризує коефіцієнт варіації:

 = 8,66%

Ми з’ясували сутність значення рядів динаміки та методику розрахунку показників ряду динаміки основної тенденції розвитку. Провели вирівнювання динамічного ряду за допомогою абсолютного приросту, коефіцієнту росту, укрупнення періодів та середньої ковзної, методом найменших квадратів. Розрахували показники ряду динаміки бачимо, що найбільше значення щорічного приросту у 2008 році, а найменший у 2003 році. Середнє квадратичне відхилення фактичних рівнів від вирівняних дорівнює 2,1, а коефіцієнт варіації 8,66%

.4 Індексний аналіз собівартості технічних культур

За допомогою індексів вивчають рівні різних економічних явищ у часі й просторі, визначають узагальнюючу величину планових завдань і оцінюють рівень виконання плану по групі різнорідних продуктів, галузі або підприємству в цілому, розкладають складну економічну сукупність на складові частини для визначення зміни загального рівня явища за рахунок окремих факторів, виявляють вплив структурних зрушень на результативні показники.

При обчисленні індексів розрізняють базисний і звітний періоди. Базисним називається період, з рівнем якого здійснюють порівняння, а звітним - період, рівні якого порівнюються. Відповідно розрізняють базисний і звітний показники.

Перш ніж почати розгляд індексного аналізу необхідно уяснити що таке індекс. Індексом у статистиці називається відносний показник, що характеризує зміну рівня певного явища порівняно з іншим того самого явища, прийнятого за базу порівняння.

Індекси показують, у скільки разів ( на скільки процентів ) рівень звітного періоду нижчий за рівень базисного періоду. Якщо індекс більший за одиницю або вищий за 100%, то це свідчить про те, що рівень у звітному періоді підвищився, а якщо індекс менший за одиницю або нижчий за 100%, то це свідчить про зменшення рівня у звітному періоді порівняно з базисним періодом. За допомогою індексів можна охарактеризувати зміну різноманітних показників, таких як: зміна врожайності, заробітної платні, собівартості, об’єму випущеної продукції і т. ін.

Для того, щоб докладно висвітлити характер розвитку суспільно-економічних явищ і проаналізувати його, статистика використовує систему індексів.

Залежно від бази порівняння індекси поділяють на динамічні, виконання плану і територіальні. Динамічні індекси характеризують відносні зміни складних суспільних явищ у часі. Планові індекси використовують для визначення відносної величини планового завдання і узагальнюючої характеристики рівня виконання плану. Територіальні індекси показують співвідношення явищ у просторі.

Залежно від об’єкта дослідження розрізняють індекси об’ємних і якісних показників. Індекси об’ємних показників характеризують зміни об’єму явища, наприклад фізичного обсягу продукції, розміру і структури посівних площ, поголів’я тварин тощо. Індекси якісних показників показують зміни ознак, властивостей одиниць сукупностей. До цієї групи належать індекси цін, продуктивності праці, собівартості продукції і т. ін.

За ступенем охоплення елементів досліджуваного явища поділяють на індивідуальні, групові і загальні. Індивідуальні індекси виражають співвідношення величин якого-небудь окремого явища складної сукупності. Ці індекси є звичайними відносними величинами - коефіцієнтами зростання (зниження). Групові індекси зміни частини (групи) елементів складної сукупності. Загальні (зведені) індекси характеризують зміни складного економічного явища, що включає окремі елементи, які не можна підсумувати.

Також розрізняють індекси фіксованого та змінного складу. Індекси змінного складу відображують вплив на динаміку середніх рівнів зміни усередненої ознаки і структури явища. Індекси фіксованого складу показують зміну середнього показника тільки за рахунок зміни усередненої ознаки в окремих одиницях сукупності.

За допомогою індексного методу аналізу оцінюють вплив окремих факторів на зміну результативного показника у відносному і абсолютному виразі. Аналізуючи собівартість сільськогосподарської продукції, порівнюють фактичний рівень собівартості з плановим, вивчають її динаміку, а також встановлюють вплив окремих факторів на собівартість продукції. В нашому випадку - це вплив розміру валового збору (кількісна ознака) та собівартість 1ц даного валового збору (якісна ознака) на валові витрати. Для цього обчислюють індивідуальні і загальні індекси.

Для проведення індексного аналізу необхідно заповнити таблицю 13

Таблиця 13

Статистичне вивчення собівартості 1 ц. технічних культур індексним методом

Індивідуальний індекс собівартості продукції визначають за формулою:

I=

для хмелю:

I==0,98 чи 98%;

-   для цукрових буряків:

I== 0,9 чи 90%.

-   для соняшника :

I== 0 ,99чи 99%.

Загальний індекс виробничих витрат обчислюють за такою формулою:

Iqz == чи 119%

Обчислені індивідуальні індекси показують, що фактична собівартість 1ц хмелю порівняно з базисною зменшилась на 2%, цукрових буряків на 10%, соняшника на 1%.

В цілому по всій продукції фактичні витрати виробництва порівняно з базисним зменшилися на 19%.

РОЗДІЛ 3

ПРОГНОЗУВАННЯ СОБІВАРТОСТІ ТЕХНІЧНИХ КУЛЬТУР НА ПЕРІОД 2011-2013 РОКИ

Під час аналізу рядів динаміки доводиться стикатися з такими видами, коли в рядах відсутні дані про їхні рівні за той чи інший період. Такі дані можуть бути відсутні або в середині ряду, або спочатку чи в кінці нього.

Щоб мати досить надійні результати обчислення відсутніх рівнів, інтерполяція та екстраполяція слід проводити в межах однорідних періодів, яким властива одна закономірність розвитку.

Велику роль в пануванні має екстраполяція, яка дає змогу прогнозувати соціально - економічні явища. Прогнозування є важливим етапом планово роботи.

Екстраполяція - розрахунок (прогноз) показників, які можуть знаходитись за межами досліджуваного ряду динаміки. Такі розрахунки здійснюють, виходячи з припущення, що виявлена тенденція у фактичному досліджуваному динамічному ряді матиме місце і надалі. Такі прогнозні розрахунки (екстрополяційні) можна зробити двома способами:

.Використати для прогнозних розрахунків середньорічний абсолютний приріст.

У даному випадку прогноз на наступні роки розраховується виходячи із значення абсолютного приросту обрахованого за даними показниками минулих років.

Рівняння вирівнювання ряду динаміки матиме наступний вигляд:

,

де  - вирівняні рівні

     - початковий рівень ряду

      - середній абсолютний приріст

 -кількість річних приростів, які визначаються як

різниця між порядковим номером кінцевого рівня динамічного ряду і прогнозного.

Наведемо приклад розрахунку прогнозного значення собівартість 1 ц зерна на 2013 рік:

Прогнозні дані та інші роки розмістимо у таблиці 15.

. Використовуючи для прогнозних розрахунків рівняння прямої:

де  - вирівняні рівні ряду динаміки

 -   вирівняний рівень прибутку буряків при умові, що t = 0,тобто в році, який передує початку досліджуваного періоду;

 -   середній щорічний приріст прибутку буряків;

 -    порядковий номер року.

Розрахуємо прогнозний показник на 2009 рік.

Таблиця14

Прогнозування собівартості 1 ц технічних культур на 2011 - 2013 рік

Наведені способи знаходження невідомих рівнів динаміки називаються в статистиці екстраполяційними (прогнозними).

Виконані такими способами екстраполяційні розрахунки будуть тим точніше, чим стабільніший характер зміни рядів динаміки на коротший відрізок часу, за який здійснюються прогнозні розрахунки.

Таким чином, як інтерполяція, так і екстраполяція ґрунтуються на припущенні, що наявні величини цілком достатньо визначають теми зростання досліджуваного явища і, отже, його можна поширювати на невідомі рівні динамічного ряду.

Прогнозування прибутку є більш ефективним і точним за рівнянням прямої(способом найменших квадратів), тому що при цьому враховуються всі значення показників попередніх років. Тому, із вищесказаного потрібно зробити висновки, що рівень урожайності, тобто прибуток на 1 ц технічних культур і знизиться згідно способу найменших квадратів.

Зобразимо графічно планові показники на 2011 - 2013 рр.

Риc 12. Прогнозування собівартості на 1 ц технічних культур на 2009 - 2011 роки

Отже, екстраполяція - розрахунок (прогноз) показників, які можуть знаходитись за межами досліджуваного ряду динаміки. З рисунка 11 видно, що рівень собівартості 1 ц технічних культур буде зростати.

ВИСНОВКИ ТА ПРОПОЗИЦІЇ

На основі проведених в курсовому проекті розрахунків можна зробити такі висновки:

В першому розділі аналітичне групування я виявив залежність між показниками, а саме собівартість 1 ц. безпосередньо прямо залежить від прямих затрат праці на 1 ц. та суми витрат на 1 га, і обернена залежність між собівартістю 1 ц. та урожайністю ц/га., це було підтверджено як результативним, так і факторним групуванням. Всі підприємства були розподілені на однорідні всередині групи. Факторне групування підтвердило обернений зв'язок факторної ознаки на результативну.

При парній залежності коефіцієнт кореляції коливається від 0 до +1 при прямому зв’язку від 0 до - 1- при зворотному зв’язку. Чим ближчий коефіцієнт кореляції до +/- 1, тим тісніший зв'язок між у та х, і навпаки, чим ближче коефіцієнт кореляції до 0, тим слабший зв'язок між результативною і факторною ознаками. Якщо r < 0,3 - зв’язку немає r є [0,5;0,7] - зв'язок середній і якщо r > 0,7 - зв'язок тісний. Коефіцієнт кореляції має такий самий знак, як коефіцієнт регресії у рівнянні зв’язку.

Виходячи з побудованого кореляційного поля робимо висновок про те,що зв'язок між факторною та результативною ознакою обернений . Це пояснюється тим, що коефіцієнт кореляції відємний r=0.56 , зв'язок тісний, а коефіцієнт детермінації 31%, Обчислений коефіцієнт регресії b показує, що при зменшенні урожайності на 1 га, собівартість 1 ц технічних культур збільшується.

Ми з’ясували сутність значення рядів динаміки та методику розрахунку показників ряду динаміки основної тенденції розвитку. Провели вирівнювання динамічного ряду за допомогою абсолютного приросту, коефіцієнту росту, укрупнення періодів та середньої ковзної, методом найменших квадратів. Розрахували показники ряду динаміки бачимо, що найбільше значення щорічного приросту у 2004 році, а найменший у 2007 році. Середнє квадратичне відхилення фактичних рівнів від вирівняних дорівнює 3,18, а коефіцієнт варіації 8,12%

Якщо зменшити затрати праці, а це можна втілити в життя шляхом підвищення продуктивності праці чи механізацією процесів, що пов’язані з виробництвом технічних культур, то підприємство зможе отримувати більші прибутки таким чином дещо зросте рентабельність виробництва технічних культур.

СПИСОК ВИКОРИСТАНОЇ ЛІТЕРАТУРИ

1.   Головач А- В., Єріна А. М., Козырев О. В. Статистика- - К.: Вища школа, 2006.

2.       Гаркавий В. К. Статистика. -К.: Вища школа, 2007. - 412 с.

.        Бутуцький О. А. Сільськогосподарська статистика з основами економічної статистики - К.: Вища школа, 2005.

.        Статистика. Методичні вказівки по виконанню курсового проекту для студентів обліково-фінансового факультету денної та заочної форми навчання. - Вінниця, ВДАУ, 2010 - 36 с.

.        Бухгалтерський звіт сільськогосподарського підприємства за 2006-2007 рр.

6.   Бек В.Л. Теорія статистики: Курс лекцій. Навч. посіб. для студ. вуз./ В.Л. Бек. - Київ: ЦУЛ, 2003. - 288 с.

7.       Беткита К.Ф. Економічна статистика: Курс лекцій: Навчальний посібник/ К.Ф. Беркита. - Київ: Професіонал, 2004. - 208 с.

.        Вашків П.Г. Статистика підприємництва: Навч. посібник/ П.Г. Вашків, П.І. Пастер, В.П. Сторожук, Є.І. Ткач; за ред. П.Г. Вашківа, В.П. Сторожука. - К.: “Слобожащина”, 2002. - 600 с.

.        Гаркавий В. К. Статистика. - К: Вища школа, 1995.- 412 с.

.        Гончарук А.Г. Основи статистики: Навчальний посібник/ А.Г. Гончарук; Одеський національний політехнічний університет. - Київ: ЦУЛ, 2004. - 125 с.

11. Статистика. Методичні вказівки по виконанню курсового проекту для студентів обліково-фінансового факультету денної та заочної форми навчання. - Вінниця, ВДАУ, 2002 - 36 с.

.     Статистика: Підручник / С. С. Герасименко, А. В. Головач, А. М. Єріна та ін.; За наук. Ред. д-ра екон. наук С.С. Герасименка. - 2-ге вид., перероб. і доп. - К.: КНЕУ, 2000. - 467 с.

.     Теорія статистики: Навчальний посібник / Вашків П. Г., Пастер П.І., Сторожук В.П., Ткач Є.І. - К.: Либідь, 2001. - 320 с.

.     Чекотовський Е. В. Основи статистики сільського господарства: Навчальний посібник. - К.: КНЕУ, 2001. - 432 с.

15.     Штангрет А.М. Статистика: Навчальний посібник для студентів вищих навчальних закладів/ А.М. Штангрет, О.І. Копилюк; Міністерство освіти і науки України. - Київ: ЦУЛ, 2005. - 232 с.

16. Сергеев С.С. и др. Общая теория статистики. Альбом наглядних пособий. - М.: Финансы и статистика. 2003.

17.     Тяпкин В.А., Хромова Т.Ф. Статистика сельского хозяйства. - М.: Финансы и статистика, 1987.

.        Уманець Т.В., Пігарєв Ю.Б. Статистика: Навч. посіб. - К.: "Вікар", 2005. - 621 с.

.        Фещур Р.В, Барвінський А.Ф., Кічор В.П. Статистика, теоретичні засади і прикладні аспекти: Навч. посіб. - Львів: "Інтелект Захід", 2003. - 575 с.

20.     Филимонов В.С., Гуртовник Е.А. Практикум по статистике. - М.: Финансы и статистика, 2000.

.        Чекотовський Е.В. Основи статистики сільського господарства: Навч. посіб. - К.: КНЕУ, 2004. - 432 с.

Додаток А

Зведені дані результативного аналітичного групування

Додаток Б

Зведені дані факторного групування