Статистико-экономический анализ производства подсолнечника на примере хозяйств Воронежской области

Изобразим графически теоретические значения результата, т.е. построим теоретическую линию регрессии. На графике получается прямая линия (рис. 4).

 

 

 

 

 

 

 

 

Рис. 4 Линия регрессии по теоретическим данным

Изменение тесноты и направления связи является важной задачей изучения и количественного измерения взаимосвязи социально-экономических явлений.

Теснота связи при линейной зависимости измеряется с помощью линейного коэффициента корреляции. В статистической теории и на практике применяются различные модификации формул расчета данного коэффициента.

Определим коэффициент корреляции (R) и детерминации (D) по следующим формулам:

,     

           ;  ; 

 

Чем больше величина коэффициента корреляции, тем значительнее влияние данного признака на моделируемый. Особое значение при этом имеет знак перед коэффициентом регрессии. Если факторный признак имеет знак плюс, то с увеличением данного фактора результативный признак возрастает. Если факторный признак имеет знак минус, то с его увеличением результативный признак уменьшается.

Таблица 4.3.– Оценка линейного коэффициента корреляции

Значение линейного коэффициента связи	Характер связи	Интерпретация связи
R=0	отсутствует	-
0<R<1	прямая	c увеличением х увеличивается y
-1<R<0	обратная	c увеличением х уменьшается y,и наоборот
R =1	функциональная	каждому значению факторного признака соответствует одно значение результативного признака

 

Коэффициент корреляции равен  -0,25. Это значит, что  между нагрузкой пашни на 1 трактор и урожайностью подсолнечника  существует обратная связь, т.е. с увеличением нагрузки пашни на 1 трактор урожайность подсолнечника снижается.

Для оценки тесноты связей воспользуемся шкалой американского ученого Чэддека.

Таблица 4.4 – Количественные критерии оценки тесноты связи

Величина коэффициента корреляции	Характер связи
До ±0,2 – ±0,25	практически отсутствует
±0,3 – ±0,5	слабая
±0,5 – ±0,8	существенная
±0,8 – ±1	тесная

Сравнивая  расчетные данные с количественными критериями оценки тесноты связей, можем сделать заключение о том, что связь практически отсутствует.

Коэффициент детерминации показывает, какая доля вариации результативного признака обусловлена изменением факторных признаков, входящих в многофакторную регрессионную модель.

Коэффициент детерминации равен 0,062 или 6,2%. Это значит, что урожайность подсолнечника на 6,2 % зависит от нагрузки пашни на 1 трактор и на 93,8 % от других факторов.

 

ВЫВОДЫ И ПРЕДЛОЖЕНИЯ

Для проведения статистико-экономического анализа производства подсолнечника использовались данные из годовых отчетов ЗАО «Мир» Бутурлиновского района и других хозяйств Воронежской области.

Были изучены изменения показателей урожайности и валового сбора подсолнечника в динамике.

Анализируя полученные данные, следует отметить, что по сравнению с базисным 1995годом наблюдается снижение валового сбора подсолнечника за весь изучаемый период. В 1998году это максимальный показатель в сторону снижения,  когда валовой сбор уменьшился на 4182ц или на 74,1%.

При сравнении показателей цепным методом снижение валового сбор подсолнечника наблюдается в 1996, 1998 и 2000 годах по сравнению с предыдущими периодами на 3302ц или на 58,5%, на 1257ц или на 46,3% и на 2143ц или на 56,2% соответственно. Увеличение валового сбора подсолнечника отмечается в 1997 году по сравнению с 1996 годом на 377ц или на 16,1% и в 1999 году по сравнению с 1998 годом на 2354ц или на 161,2%

Средняя урожайность подсолнечника за изучаемый период в среднем незначительно увеличивалась на 0,0125ц/га или на 0,2%.

Динамика урожайности подсолнечника за изучаемый период неустойчива. Наблюдаются резкие колебания, как в сторону увеличения, так и в сторону ее снижения. Так максимальный рост урожайности по сравнению с базисным периодом (1993год) приходится на 1995 год, когда она увеличилась на 76,4%,  а наибольшее изменение в сторону снижения на 58,2% приходится на 1998год.

Отметим максимальные изменения урожайности подсолнечника при сравнении показателей цепным методом:

• увеличение отмечается в четырех периодах, а максимальное относится к  1999году, когда по сравнению с 1998 годом она возросла на 173,9%;
• наибольшее изменение в сторону снижения урожайности приходится на 1996год, когда по сравнению с 1995 годом она снизилась на 56,7%.

Для выявления тенденции урожайности подсолнечника использовали метод укрупнения периодов, скользящую среднюю и аналитическое выравнивание по уравнению прямой.

По результатам преобразование ряда динамики укрупнением периодов и скользящей средней явная тенденция увеличения или снижения не прослеживается.

В результате аналитического выравнивания по уравнению прямой получили ряд, характеризующий тенденцию снижения урожайности подсолнечника, а ежегодно урожайность снижается на 0,4ц/га за изучаемый период.

В результате индексного анализа было выявлено влияние различных факторов на среднюю урожайность и валовой сбор подсолнечника.

 

 

 

Средняя урожайность подсолнечника в отчетном году по сравнению с базисным снизилась на 1,04 ц/га или на 10,9%, хотя за счет первого фактора, урожайности в отдельных хозяйствах, она увеличилась на 1,09ц/га или на 14,5%. Под влиянием второго фактора, структуры произведенной продукции, урожайность снизилась на 2,13ц/га или на 22,2%.

Валовой сбор подсолнечника в отчетном году по сравнению с базисным увеличился на 24996ц или на 22,9% за счет урожайности подсолнечника в отдельных хозяйствах – увеличился на 17000 ц или на 14,5%, за счет изменения размера посевных площадей – увеличился на 41393ц или на 38% при снижении его за счет структуры посевных площадей на 33397 или на 22,2%.

Для определения влияния на урожайность подсолнечника нагрузки пашни на 1 трактор проводилась аналитическая группировка по данным 25 хозяйств Воронежской области. Зависимость между урожайностью и нагрузкой пашни на 1трактор, в общем, выявлена обратная. Т.е. с увеличением нагрузки пашни на 1 трактор урожайность снижается.

Корреляционный анализ – это количественное определение тесноты связи и направление между  результативным и факторным признакоми. Для этого использовали коэффициенты корреляции и детерминации.

Коэффициент корреляции равен  –0,25. Это значит, что  между нагрузкой пашни на 1 трактор и урожайностью подсолнечника  существует обратная связь. Эти данные подтверждают результат аналитической группировки.

Сравнивая  расчетные данные с количественными критериями оценки тесноты связей, можно утверждать, что связь практически отсутствует.

Коэффициент детерминации равен 0,062 или 6,2%. Это значит, что урожайность подсолнечника на 6,2 % зависит от нагрузки пашни на 1 трактор и на 93,8 % от других факторов.

 

 

Список используемой литературы

1. Баканов М.И. Теория экономического анализа: Учебник./Баканов М.И., Шеремет А.Д. – 4-е изд., доп. и перераб. – М.: Финансы и статистика, 2002. – 416c.

2. Башкатов Б.И. Статистика сельского  хозяйства. С основами общей теории  статистики. Курс лекций.: Ассоциация  авторов и издателей «ТАНДЕМ». Издательство «ЭКМОС».-2001г. – 352 с.

3. Гралько Г.Н. Теория статистики: Учебник/Гралько Г.Н., Красина М.В., Воробчёва А.М. и др., – М.: Инфра - м, 2000. – 414 с.

4. Гусаров В.М. Статистика: Учеб. Пособие./ Гусаров В.М. – М.: ЮНИТИ - Дана, 2002. – 463с.

5. Ефимова М.Р. Общая теория статистики: Учебник/ Ефимова М.Р., Петрова Е.В., Румянцев В.Н. -Изд. 2-е, исп. и доп.. – М.: ИНФРА-М, 2000.

6. Замосковный О.П. Статистика сельского  хозяйства/ Замосковный О.П., Ващуков Л.И – М., 1998. -312с.

7. Ионин В.Г. Статистика: Курс лекций/ Ионин В.Г. Харенко Р.П., Домиенова В.П. и др.;– М.: Инфро-М, 2001. – 247 с.

8. Коробов Н.К. Статистика сельского  хозяйства/ Коробов Н.К., Замосковный  А.П., Пасхавер И.С.– 2-е изд, перераб. и доп. – М.: Финансы и статистика, 1982. – 400с., ил.

9. Рябушкин Т.В. Общая теория  статистики/ Т.В. Рябушкин, М.Р. Ефимова, И.М. Ипатова, Н.И.Яковлева.– М.: Финансы  и статистика, 1981. -279с., ил.

10. Ряузов Н.Н. Общая теория статистики : Учебник дл студ. экон. спец. – 4-е  изд., М.: Финансы и статистика, 1994. -343с., ил.

11. Савицкая Г.В. Анализ хозяйственной  деятельности предприятий АПК: Учебник  для ВУЗов./ Савицкая Г.В. – Минск: Экоперспектива, 1999. – 494с.

12. Харламов В.И. Общая теория  статистики : Учебник –М.: ИНФРА-М, 2000 – 422с.