Статистичний аналіз виробництва соняшника в Зміївському районі Харківської області

 

3.Аналіз валових зборів  соняшника в Зміївському районі.

 

 

 

Під валовим збором розуміють  загальний обсяг продукції ,зібраної з усієї площі посіву окремих  сільськогосподарських культур  або їх груп.

 

На зміну обсягу валового збору у групі однорідних культур  впливає 3 фактори :

 

1.Зміна середньої урожайності.

 

2.Зміна розміру посівних  площ .

 

3.Зміна структури посівних  площ.

 

Для виявлення цих факторів проводимо такі розрахунки :

 

1.  Визначаємо середню  урожайність однорідних культур  у базисному і звітному періодах.

 

Середня урожайність базисного  періоду визначається за формулою:

 

.

 

Звітного періоду:

 

 

 

 

 

2.  Визначаємо індекс  урожайності змінного складу  за формулою :

 

 

 

3.  Визначаємо індекс  урожайності фіксованого складу.

 

 

 

4.  Визначаємо індекс  структури посівних площ.

 

 

 

5.  Визначаємо індекс  зміни розміру посівних площ.

 

 

 

Таким чином в нашому випадку  індекс валового збору буде дорівнювати  добутку індексу фіксованого  складу на індекс структури посівних площ і на індекс зміни розміру  посівних площ.

 

 

 

 

 

При цьому загальний індекс валового збору буде розраховуватися , як відношення фактичного валового збору  до планового.

 

 

 

Виявимо абсолютну зміну  валового збору і факторів , які  на нього впливають.

 

Загальний приріст валового збору визначають , як різницю між  фактичним і плановим валовим  збором .

 

 

 

В тому числі за рахунок  зміни розміру посівної площі 

 

 

 

За рахунок зміни урожайності:

 

 

 

За рахунок зміни структури  посівних площ:

 

 

 

Динаміку валових зборів соняшника в Зміївському районі за досліджуваний період можна прослідкувати  в таблиці 3.1.

 

 

 

Таблиця3.1

 

Динаміка валового збору  соняшника в Зміївському районі

Культура 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2006 у % до

1997 2001 2005

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

Соняшник 33.6 33.9 39.8 63.2 34.9 46.0 54.3 42.1 85.1 83 247 238 97.5

 

Висновок: З даної таблиці  видно , що валовий збір в досліджуваному періоді за 1997-2006 роки не має чіткої тенденції. Найбільший валовий збір було зібрано в 2005 році – 85.1 тис. ц, а  найменший в 1997 році – 33.6 тис. ц.

 

Порівнюючи 2006 рік із 1997 та 2001 роком. Ми спостерігаємо зростання  валового збору у 2006 на 147 % та 138% відповідно. А порівнявши 2006 рік із 2005 роком  урожайність соняшника зменшилася на 2.5 %.

 

Для аналізу виконання  плану та впливу окремих факторів на урожай і урожайність використовують 2 методи :

 

1.  Метод різниць 

 

2.  Метод індексів.

 

Метод різниць- використовують в тому випадку , коли аналіз виконання  плану урожаю , або урожайності  по одній культурі . Суть даного методу полягає в наступному. На валовий  збір впливає 2 фактори :

 

1.  Посівна площа цієї  культури.

 

2.  Урожайність цієї  культури.

 

Для того , щоб визначити  вплив розміру посівної площі  на валовий збір необхідно абсолютну  різницю між фактичною та плановою (базисною)посівною площею помножити  на планову(базисну) урожайність даної  культури.

 

Для того ,щоб визначити  вплив урожайності на валовий  збір необхідно абсолютну різницю  між фактичною і плановою ( базисною) урожайністю помножити на розмір фактичної посівної площі .

 

Для послідовного проведення аналізу робимо наступне :

 

 

 

1.  Визначаємо ступінь  виконання плану по валовому  збору , який визначається шляхом  ділення фактичного валового  збору на плановий.

 

 

 

2.  Визначаємо вплив  розміру посівної площі та  рівня урожайності на зміну  валового збору таким чином  ,

 

За рахунок зміни розміру  посівної площі валовий збір буде складати

 

 

 

За рахунок зміни урожайності  валовий збір складає:

 

 

 

Для перевірки точності розрахунків  сума абсолютних відхилень по факторам повинна дорівнювати загальному приросту результативного показника.

 

 

 

 

 

Таблиця 3.2

 

Виявлення впливу факторів на валовий збір соняшника методом  різниць.

Роки Посівна площа, га Урожайність, ц∕га Валовий збір, ц  Відхилення звітного валового збору  від базисного валового збору  «±», ц 

Всього В тому числі  за рахунок 

Базисний Звітний Базисний Звітний Базисний Звітний урожайності  Посівної площі 

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

2004 4.6 4.9 7.6 8.6 34.9 42.1 + 7.2 2.3 4.9

2005 4.6 8.6 7.6 9.9 34.9 85.1 +50.2 30.4 19.8

2006 4.6 5.1 7.6 16.2 34.9 83 +48.1 3.8 44.3

 

 

 

Висновок :Таким чином  проведений статистико – економічний  аналіз показав , що :

 

У 2004 році виробництво валового збору порівняно із базисним періодом -2001 роком зросло на 7.2 тис. ц , в тому числі за рахунок урожайності  на 2.3 тис. ц , а за рахунок посівної площі на 4.9 тис. ц.

 

У 2005 році валовий збір порівняно  із базисним 2001 роком зріс 50.2 тис. ц , в тому числі за рахунок урожайності  на 30.4 тис. ц, а за рахунок посівної площі 19.8 тис.ц.

 

У 2006 році валовий збір зріс порівняно із 2001 роком на 48.1 тис.ц , в тому числі за рахунок урожайності  на 3.8 тис. ц , а за рахунок посівних площ на 44.3 тис. ц.

 

Метод індексів використовується в тому випадку , коли аналізують виконання  плану та вплив факторів на валовий  збір по групі однорідних культур . При цьому необхідно відмітити , що на валовий збір по групі однорідних культур буде впливати 3 фактори :

 

1.  Рівень урожайності  .

 

2.  Структура посівних  площ.

 

3.  Розмір посівної площі.

 

Спочатку визначаємо середню  планову та фактичну урожайності  культур, за формулами :

 

Для середньої планової

 

 

 

Для середньої фактичної

 

 

 

 

 

Після визначення середньої  урожайності розраховують індекси  урожайності, структури посівних площ , розмірів посівних площ.

 

В статистиці визначають 2 індекси  урожайності .

 

1.  Індекс урожайності  змінного складу .

 

2.  Індекс урожайності  фіксованого ( постійного ) складу.

 

Індекс середньої урожайності  визначається відношенням фактичної  середньої урожайності до планової середньої урожайності .

 

Індекс урожайності постійного складу визначають діленням фактичного валового збору на умовний валовий  збір ,який розраховуючи виходячи із фактичного розміру посівної площі і планової урожайності.

 

Таким чином необхідно  відмітити , що на середню урожайність  по групі однорідних культур впливають 2 фактори :

 

1.  Урожайність ( чим  вища урожайність окремих культур  , тим вища і середня урожайність  по групі цих культур ).

 

2.  Структура посівних  площ ( чим вища питома вага  високоурожайних культур , тим  вища середня урожайність по  групі цих культур. 

 

При цьому розраховані 2 індекси  урожайності показали , що 1-й індекс урожайності змінює фактичну середню  урожайність , порівнюючи з плановою середньою урожайністю за рахунок  обох факторів , тобто за рахунок  зміни урожайності окремих культур  і за рахунок зміни структури  посівних площ.

 

Другий індекс урожайності ( індекс постійного складу ) показує  зміну фактичної середньої урожайності  в порівнянні з плановою за рахунок  лише 1 фактора – зміни урожайності  окремої культури.

 

Індекс структури посівних площ визначаємо за формулою :

 

 

 

 

 

Таким чином , оскільки на середню  урожайність по групі однорідних культур впливає , як урожайність  окремих культур так і структура  посівних площ , то індекс середньої  урожайності буде дорівнювати добуткові  індексу урожайності постійного складу на індекс структури посівних площ.

 

Індекс розміру посівних площ визначається шляхом ділення фактичної  посівної площі на планову посівну  площу.

 

 

 

Індекс валового збору  визначаємо як відношення фактичного валового збору до планового.

 

 

 

Таким чином , як відмічалося  раніше на валовий збір по групі  однорідних культур впливають 3 фактори . Взв’язку з цим індекс валового збору буде дорівнювати добутку  індексу урожайності постійного складу на індекс структури посівних площ на індекс розміру посівних площ.

 

[1ст. 210-221.]

 

Таблиця 3.3

 

Розрахункові дані для  індексного аналізу.

Культура Посівна площа. га Урожайність, ц∕га Валовий збір , ц 

2005 2006 2005 2006 2005 2006 Умовний 

Соняшник 8.6 5.1 9.9 16.2 85.1 83 50.5

 

 

1.Визначаємо середню планову  та фактичну урожайність соняшника:

 

Планова = ц/га

 

Фактична=ц/га.

 

2.Розраховуємо індекс  середньої урожайності:

 

 

 

3.Розраховуємо індекс  фіксованого (постійного) складу :

 

 

 

4.Визначаємо індекс структури  посівних площ :

 

 

 

5.Визначаємо індекс середньої  урожайності ,взалежності від  індексу структури посівних площ  та індексу урожайності постійного  складу :

 

 

 

6.Розраховуємо індекс  розміру посівних площ:

 

 

 

%

 

7.Визначаємо індекс валового  збору :

 

=0.976=97.6%

 

8. Виявимо взаємозв’язок  індексів:

 

 

 

Визначимо абсолютну зміну  валового збору та факторів ,що на нього  впливають.

 

9.Загальна зміна валового  збору складає :

 

 

 

10.Зміна валового збору  ,за рахунок урожайності складає:

 

тис. ц/га

 

11.Зміна валового збору  за рахунок зміни структури  посівних площ складає:

 

тис.ц/га

 

 

 

12.Зміна валового збору  за рахунок розміру посівних  площ складає :

 

тис. ц/га

 

13.Звіремо точність розрахунків  :

 

 

 

Висновок: таким чином  на основі проведеного індексного аналізу  нами було встановлено , що фактично валовий  збір соняшника в звітному році порівняно  з базисним зменшився на 2.4%,що становить (-2.1) тис.ц.Зарахунок зміни середньої  урожайності валовий збір зріс на 64.6%, що становить 32.5 тис. ц, за рахунок  зміни структури посівних площ валовий  збір не змінився, а за рахунок зміни  розміру посівних площ зменшився  на 40.7%, що становить (-34.6) тис. ц.

 

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

 

Усі явища, що існують у  природі і суспільстві, перебувають  у взаємозалежності і взаємообумовленості. Так, урожайність сільськогосподарських  культур залежить від обсягу та інтенсивності  агротехнічних заходів, продуктивність тварин – від рівня і якості годівлі, продуктивність праці –  від впровадження у виробництво  досягнень науково-технічного прогресу тощо.

 

За ступенем залежності одного явища від іншого розрізняють  два види зв’язку: функціональний (повний) і кореляційний (неповний, або статистичний).

 

Функціональним називаються  зв’язок, при якому кожному значенню факторної ознаки, що характеризує певне явище, відповідає одна або  кілька значень результативної ознаки (функції). Прикладом такого зв’язку  є залежність між довжиною і радіусом кола, площею і стороною кввадрата. Функціональна залежність виявляється  у кожному окремому випадку абсолютно  точно і виражається за допомогою  аналітичних формул.

 

У суспільно-економічних  процесах функціональні зв’язки  трапляються дуже рідко, причому  як поодинокі випадки, що відображають взаємозплежність тільки окремих сторін складних явищ. Так, заробітна плата  робітника почасово формою оплати дорівнює добутку денної ставки на відпрацьований час.

 

Досліджуючи взаємозалежності масових соціально-економічних явищ, які формуються під впливом різноманітних  факторів, використовують кореляційні  зв’язки, які носять імовірнісний характер. При кореляційному зв’язку не має суворої відповідності між  значеннями залежних ознак: кожному  певному значенню факторної ознаки відповідає кілька значень результативної ознаки, наприклад зв’язок між  дозами внесених добрив і урожайністю  сільськогосподарських культур. При  тих самих дозах добрив урожайність  на різних ділянках буде не однакова, оскільки урожайність залежить не тільки від  добрив, а й від сорту, своєчасності і якості агротехнічних заходів, кількості опадів, температури тощо.

 

На відміну від функціонального  зв’язку корельційий зв’язок  виявляється не в кожному окремому випадку, а при великій кількості  спостережень під час порівняння середніх значень взаємозалежних ознак. Він грунтується на законі великих  чисел, який виявляється у масовому процесі, як тенденція до зростання  чи зменшення результативної ознаки залежно від відповідної зміни  факторної ознаки.

 

Кореляція, за допомогою якої вивчається вплив на величину результативної ознаки двох і більше факторних ознак, називається множинною. При вивченні множинної кореляції можна застосувати  як прямолінійні, так і криволінійні рівняння регресії.

 

Багатофакторні регресійні моделі дають змогу оцінювати  вплив на досліджувану результативну  ознакукожного із факторів рівняння при фіксованому значенні (на середньому рівні) інших факторів. При цьому  важливою умовою множинної кореляції  є відсутність між факторами  функціонального зв’язку.

 

Найскладнішим питанням при  кореляції є вибір форми зв’язку  і відповідного математичного рівняння множинної регресії. Вибір типу функції  повинен грунтуватися на теоретичному аналізі досліджуваного явища або  на досвіді попередніх аналогічних  досліджень. Враховуючи, що будь-яку  функцію багатьох змінних логарифмуванням  можна звести до лінійного виду, рівняння множинної регресії частіше  будують у лінійній формі.

 

У загальному вигляді формула  лінійного рівняння множинної регресії така:

 

yx = a0+a1x1+a2x2+…an+xn

 

де yx – теоретичні значення результативної ознаки;

 

a0, a1 ... an - параметри рівняння;