Курсовая работа: Економіко-статистичний аналіз продуктивності праці в тваринництві

Курсовая работа: Економіко-статистичний аналіз продуктивності праці в тваринництві

ОДЕСЬКИЙ ДЕРЖАВНИЙ АГРАРНИЙ УНІВЕРСИТЕТ

Економічний факультет

кафедра вищої математики і статистики

КУРСОВА РОБОТА

на тему: «Економіко-статистичний аналіз продуктивності праці в тваринництві Державного підприємства «Сільськогосподарського підприємства ім. А.В. Трофімова» Овідіопольського району Одеської області

Одеса - 2008

Зміст

ВСТУП

1.      Теоретико - методологічні основи економічного аналізу продуктивності праці

1.1 Теоретичні основи аналітичного дослідження продуктивності праці

1.2 Система статистичних показників рівня продуктивност праці у тваринництві.

2. Економіко-статистичний аналіз продуктивності праці у тваринництві

2.1 Характеристика природних та економічних умов господарства

2.2 Рівень і динаміка продуктивності праці у тваринництві

2.3 Визначення тенденції трудомісткості продукц тваринництва та її рівня на перспективу

2.4 Статистичний аналіз рівня продуктивності праці в динаміці за допомогою індексного методу

2.5 Статистичне групування господарств і застосування його при аналізі продуктивності праці в тваринництві

2.6 Застосування кореляційного методу в аналізі продуктивност праці в тваринництві

2.7 Визначення резервів продуктивності праці в тваринництві

Висновки та пропозиції

Список використаної літератури

Додатки

Статистика – це суспільна наука, яка вивчає кількісну сторону якісно виражених масових соціально-економічних явищ та процесів, їх структуру та розподіл, розміщення у просторі, рух у часі, досліджує діючі кількісні залежності, тенденції та закономірності в конкретних умовах місця та часу.

Відмінність статистики від інших суспільних наук полягає в тому, що предметом її вивчення є кількісна сторона масових суспільних явищ. При цьому статистика вивчає не кількість саму по собі, а у зв’язку з її якісним змістом та у конкретних умовах місця та часу.

Кількісну сторону масових суспільних явищ статистика виражає у вигляді об’єктивних статистичних показників (чисел).

Продуктивність праці реалізована здатність конкретної праці (праці конкретних працівників) в одиницю робочого часу виробляти певну кількість продукції, або виконувати певний обсяг роботи. З наведеного визначення випливає, що продуктивність праці в кінцевому рахунку зводиться до економії робочого часу Адже, чим менше потрібно часу для виробництва якогось виду продукції, тим більше часу буде використано для збільшення виробництва цього самого чи іншого виду продукції.

Тому актуальність теми даної роботи виражена у необхідност статистичного дослідження продуктивності праці у тваринництві, для того, щоб при проведенні докладного аналізу статистичних даних дійти висновку про те, яким чином підвищити продуктивність праці.

Метою курсової роботи є дослідження продуктивності праці на конкретно взятому підприємстві, розробка статистичного аналізу та докладне вивчення результатів проведеної роботи.

Основним завданням роботи є загальний розв’язок проблеми, що пов’язана з нерентабельністю сільського господарства в цілому та тваринництва зокрема. При підвищенні продуктивності праці зростають можливост розвитку цієї галузі народного господарства.

Для проведення роботи будуть використані такі методи статистичного дослідження, як:

·           Визначення індексів;

·           Кореляційний аналіз;

·           Аналіз динаміки;

·           Розрахунок та складання аналітичних таблиць, тощо.

Об’єктом дослідження було обране державне підприємство «Сільськогосподарське підприємство ім.. А.В. Трофімова», що досліджувалося у період з 2005 по 2007 роки.

Основні джерела інформації: економічний паспорт, фінансов (економічні) звіти за трирічний період.

1.1 Теоретичні основи аналітичного дослідження продуктивності праці

Ефективність суспільного виробництва характеризується рядом показників, найважливішим з яких є продуктивність праці. Підвищення продуктивності прац головним фактором зростання суспільного виробництва та його ефективності.

Під продуктивністю праці в сфер матеріального виробництва розуміють ефективність людської праці, здатність створювати конкретну кількість матеріальних благ за одиницю poбoчогo часу. продуктивність праці характеризується відношенням двох показників — продукц або о6сягу виконаних робіт робочого часу, затраченого на виро6ництво дано продукції або виконані роботи. Чим більше виробляється продукції за одиницю часу, тим менше часу витрачається на одиницю продукції, тим вище продуктивність праці i нижче трудомісткicть продукції i виконаних робіт.

Показники, що дають змогу аналізувати продуктивність прац у господарстві ми отримуємо з таких форм статистичної звітності, як:

1.         Економічний паспорт – форма статистичної звітності, що заповнюється щорічно. Вона характеризує загальне становище підприємства, його річні показники, дає загальне уявлення про стан роботи підприємства.

2.         Фінансовий звіт (у його складі «Основні економічн показники роботи сільськогосподарських підприємств за рік», Форма 50-сг.) - подають юридичні особи, що ведуть сільськогосподарську діяльність, за заданим переліком – органу державної статистики за місцезнаходженням.

Використовуючи вказаний перелік статистичних форм, ми проводитимемо статистичний аналіз продуктивності праці у тваринництві.

Для характеристики продуктивності праці використовується система взаємопов’язаних статистичних показників, які класифікуються за наступними показниками:

1)       За ступенем агрегування галузей i виробництв на:

індивідуальні, що характеризують рівень продуктивності праці y виробництві окремого виду продукції (зерна, молока, картоплі тощо);

зведені, що характеризують середній рівень продуктивност праці для сукупності галузей i виробництв (продуктивність праці в цілому по рослинництву, тваринництву, господарству тощо);

2)       За формою обчислення показників на:

прямі,        показують вихід продукції за одиницю часу (наприклад, виробництво зерна за 1 людино-годину);

обернені, які показують трудомісткість одиниці продукц (наприклад, затрати праці на 1 ц зерна, людино-годин);

3)       За формою вираження продукції, що обліковується, на:

натуральні — продукція обліковується в натуральному вираз (виробництво зерна у центнерах на 1 людино-день, на 1 людино-годину, затрати праці у людино-годинах на 1 ц зерна);

умовно-натуральні — однорідна в деякому відношенні продукція обліковується в умовних одиницях, наприклад y кормових одиницях, калоріях тощо .затрати праці на 1 ц кормових одиниць та ін);

вартісні— продукція обліковується y вартісному виразі (виробництво валово продукції у гривнях на середньорічного працівника, 1 людино-день, 1 людино-годину). Натуральні показники найбільшою мірою відповідають самому поняттю продуктивності праці. Умовно-натуральні показники продуктивності прац мають обмежене застосування, оскільки їх можна розрахувати не по всіх, a лише окремих видах продукції, що мають ту або іншу спільність. Вартісні показники продуктивності праці дозволяють визначати i порівнювати продуктивність праці в цілому i по всіх видах продукції (галузях, господарствах). Вони найбільш широко застосовуються в статистичному аналізі;

4)         За ступенем повноти обліку праці, яка створює продукт, на:

продуктивність по прямих затратах живої праці (враховуються тільки прямі затрати живої праці, наприклад, прям затрати праці на 1 ц картоплі. виробництво молока на 1 людино-день, 1 людино-годину прямих затрат праці);

продуктивність по всій живій праці (враховуються всі затрати живої праці, включаючи працю управлінського і обслуговуючого персоналу, наприклад, затрати живої праці на 1 ц цукрових буряків, виробництво цукрових буряків на 1 людино-День, 1 людино-годину живої праці);

продуктивність по повних затратах живої i минулої праці (враховуються затрати живої і уречевленої в засобах виробництва минулої праці, наприклад, повні затрати праці на 1 ц соняшнику, виробництво соняшнику на 1 людино-день, 1 людино-годину повних затрат праці),

5)         За ступенем завершеності виробничого процесу на:

повні, які показують затрати праці на одиницю готової до реалізації продукції; о6числюються після завершення сільськогосподарського виробництва;

неповні (часткові), показують продуктивність праці за видами робіт, операцій до одержання готової продукції, наприклад, продуктивність праці на сівбі, культивації тощо);

непрямі — являють собою відношення деяких факторів виробництва До робочої сили або один до одного (наприклад, чисельність корів на доярку тощо).

Залежно від одиниці вимірювання робочого часу (година, день, рік) продуктивність праці може бути розрахована на 1 людино-годину, 1 людино-день, одного середньорічного робітника.

Основними джерелами даних для статистичного аналізу продуктивності праці є річні звіти господарства.

2.1 Характеристика природних та економічних умов господарства

Досліджуване підприємство, а саме «Сільськогосподарське підприємство ім. А.В. Трофімова» знаходиться у Овідіопольському районі.

Овідіопольський район запосідає землі в центрі Одесько області між лівим берегом Дністровського лиману та Чорним морем. Площа – 815,85 кв.км.

Господарство розташоване на рівнині, відносно слабо розчленована земна поверхня з нахилом на південь. Геологічна її будова характеризується суцільним поширенням понтійних вапняків.

Територія господарства знаходиться в південному теплому агрокліматичному районі степу, що характеризується відносно великою кількістю тепла та світла, сприятливому для вирощування різних видів культурних рослин та розвитку тваринництва. Тривалість безморозного періоду становить 138–232 дні. Середньорічна температура повітря +5–7,8º С.

Загалом температурні умови є досить сприятливими для ведення сільського господарство, а переважання сонячних днів, високі теплов ресурси та загальні природні умови дають змогу збирати високі врожаї.

Головним недоліком господарства є досить посушливий клімат, тому загибелі урожаю запобігають шляхом зрошення.

Загалом природні умови району є досить сприятливими для ведення сільського господарства вцілому.

Економічні умови є не менш важливими у розвитку господарства.

Для загальної економічної оцінки та визначення виробничої направленост ДП "СП ім. А.В. Трофімова" скористаємося табличними даними.

Для загальної характеристики напрямку спеціалізац господарства, скористаємося даними вартості та структури реалізованої продукц в середньому за три роки, наведеними у таблиці 2.1

Таблиця 2.1 – Доход від реалізації продукції та його структура в Державному підприємстві "Сільськогосподарське підприємство ім. А.В. Трофімова" Овідіопольського району Одеської області

Розглядаючи дані таблиці 2.1, яка характеризує дохід підприємства, ми можемо зробити висновок, що основним напрямком спеціалізац даного господарства є зерно-молочне виробництво. що пояснюється найбільшою питомою вагою цієї продукції у структурі доходу від реалізації. Так зерно складає 32,12%, а молока – 16,55% від доходу з усієї реалізованої господарством продукції. Загалом, у 2007р. у порівнянні з 2005р. вартість реалізовано продукції рослинництва зменшилась на 175 тис. грн., а її питома вага в структурі сільськогосподарської продукції зросла на 3,21% пункти; вартість товарної продукції тваринництва зменшилася на 3,22% пункти, що у грошовому виразі складає 330 тис. грн.. Як наслідок, загальний дохід від реалізації ус продукції сільського господарства у 2007 році порівняно з 2005 роком зменшився на 505 тис. грн..

Забезпеченість досліджуваного господарства ресурсами розглянемо за допомогою показників, наведених у таблиці 2.2

Таблиця 2.2 – Забезпеченість ДП "СП ім. А.В. Трофімова" виробничими ресурсами

Провівши аналіз таблиці, можна спостерігати збільшення навантаження сільськогосподарських угідь та ріллі на 1 працюючого в сільському господарстві відповідно на 15,55% та 18,77%, причиною чого, вірогідно, стало зменшення площі сільськогосподарських угідь на 13,25% та ріллі на 10,84% чисельності працюючих у сільському господарстві на 24,92%. Крім того, згідно даних таблиці, фондозабезпеченість господарства зменшилась на 11,67%, а фондоозброєність збільшилась на 2,06%, причиною чого стало зменшення в господарств середньорічної вартості основних виробничих засобів сільськогосподарського призначення на 23,38%. Енергозабезпеченість господарства в звітному період порівняно зменшилась на 33,72%, а енергоозброєність – на 23,42%. Це обумовлюється зниженням сумарних енергетичних потужностей на 42,50%, а також сільськогосподарських угідь та чисельністю працівників, задіяних у сільськогосподарській діяльності підприємства.

Охарактеризуємо ефективність використання виробничих ресурсів шляхом дослідження обсягів виробництва і реалізації основних видів продукції та показників виробничих витрат господарства за допомогою таблиці 2.3

Таблиця 2.3 – Обсяги виробництва і реалізації основних видів продукції та показники виробничих витрат в ДП "СП ім. А.В. Трофімова"

Виходячи з поданих вище даних, можна дійти висновку, що валова продукція сільського господарства (подана у порівняних цінах 2005р.) в ДП "СП ім. А.В. Трофімова" зменшилася у звітному році у порівнянні з базисним на 5,01%. Дохід від реалізації продукції сільського господарства знизився на 10,82%, а собівартість продукції зросла на 11,65% . Це привело до збитковост господарства протягом останніх трьох років, тобто періода, що розглядається у даній роботі.

Для загальної характеристики економічної ефективності виробництва дослідимо дан таблиці 2.4.

Таблиця 2.4 – Економічна ефективність сільськогосподарського виробництва в ДП "СП м. А.В. Трофімова"

Виходячи з даних поданої таблиці видно, що вартість валової продукції на 100 га сільськогосподарських угідь (в порівняних цінах 2005р.) у 2007 порівняно з 2005 роком збільшилась на 9,50%. При цьому зріс і дохід від реалізації валової продукції господарства на 2,80%, що, на жаль, не покриває видатків на виробництво даної продукції, а отже господарство є збитковим. Зменшилося виробництво продукції на 100 га ріллі (зерно – на 8,74%, соняшник – на 49,88%) При цьому спостерігається збільшення живої маси свиней (на 7,87%), але у той самий час знижується вирощування в живій масі ВРХ (на 10,86%.).

Окрім цього підвищується кількість виробленої валово продукції з розрахунку на одного робітника, зайнятого в сільському господарств на 26,13%. Але при цьому спостерігається від’ємний показник рівня рентабельності сільськогосподарської продукції, що спричинено збитковістю господарства.

Отож, аналіз наведених вище таблиць оказав, що ДП "СП ім. А.В. Трофімова" на момент дослідження є збитковим господарством.

Динамікою називають процес розвитку явищ у часі, а статистичні величини, які характеризують стан і зміну явищ у часі, – рядами динаміки. За допомогою побудови і аналізу рядів динаміки можна виявити закономірності розвитку явищ і виразити їх у цифрах. Динамічний ряд є основою аналізу і прогнозування соціально–економічного розвитку.

Для аналізу рядів динаміки у статистиці використовують наступні показники:

Абсолютний приріст (∆) – визначається як різниця між поточним (уі) попереднім (уі-1) або початковим (уо) рівнями ряду динаміки:

∆л= уі – уі-1 ланцюговий,

∆0= уі – у0 базисний,

де уі – поточний рівень ряду динаміки, крім першого;

у0 – початковий рівень ряду динаміки.

Темп зростання (Тзр) – відношення поточного рівня ряду динаміки (уі) до попереднього (уі-1) або початкового рівня (Р0):

               уі

Тзр.л. =  *100%

             уі-1

               уі

Тзр.0 =  *100%

               у0

Темп приросту (Тпр) або відносний приріст – відношення абсолютного приросту (∆і) до попереднього (у-1) або початкового рівня (у0):

             ∆л

Тпр.л =  *100%

             уі-1

             ∆0

Тпр.0 =  *100%

               у0

Темп приросту (зниження) можна визначити, віднімаючи 100% від темпу зростання, вираженого в процентах:

Тпр = Тзр – 100%

Для дослідження рівня і динаміки продуктивності прац виконаємо наступні дії:

1. Побудуємо ряд динаміки затрат праці на 1 ц приросту ВРХ (люд-год).

Ряд утворюють 2 елементи: ознака часу (інтервал в 1 рік) та рівень ряду (затрати праці на одиницю приросту ВРХ).

Таблиця 2.5. Ряд динаміки затрат праці на 1 ц приросту живої маси ВРХ (люд-год) в ДП "СП ім. А.В. Трофімова"

Як кожен рівень ряду динаміки можна зіставляти із тим самим рівнем, взятим за базу порівняння, так і кожен рівень вихідного ряду динаміки можуть порівнювати з попереднім рівнем. Відповідно до цих двох варіантів порівняння отримують дві системи показників ряду динаміки. У раз порівняння кожного рівня з тим самим рівнем одержують базисні показники, при порівнянні кожного рівня з попереднім одержують ланцюгові показники. Обидва показники є взаємопов’язані між собою.

2. Визначимо базисні й ланцюгов показники ряду динаміки для затрат праці на 1 ц приросту ВРХ (люд-год) та наведемо їх у табл.. 2,6.

Табл..2.6 Базисні й ланцюгов показники ряду динаміки затрат праці на 1 ц приросту ВРХ (люд-год) в ДП "СП ім. А.В. Трофімова»

У порівнянні з базисним 1999 роком відбувалася зміна затрат праці в різних напрямках, що виходить із аналізу базисних показників динаміки. Так, у 2004 році у порівнянні з 1999 роком затрати праці зосли на 24,1 люд-год., про що свідчить базисний абсолютний приріст, по відношенню до показника 1999 року вони склали 155,3% (темп зростання), а отже зросли на 55.3% (темп приросту). У 2007 році затрати праці у порівнянні з 1999 навпаки знизились на 3,9 люд-год, і склали 91,1%, що відповідає їх зниженню на 8,9% відповідно базисного рівня.

У порівнянні з іншими роками, відбулася також зміна затрат праці у різних напрямках, про що свідчать ланцюгові показники динаміки. Так, у 2002 році у порівнянні з 2001-м затрати праці зросли на 8 люд-год., до показника 2001 року вони склали 121,7%, що відповідає їх зростанню на 21,7%. В 2005 році затрати праці знизились на 22,7 люд-год, склали 66,5% від рівня попереднього року (ланцюговий темп зростання), тобто зменшення склало 33,5% (ланцюговий темп приросту).

Абсолютне значення 1% приросту затрат праці значно змінюється – від 0,37люд-год у 2001 та 2002 роках до 0,68 люд-год. у 2005 році, що свідчить про великий діапазон зміни затрат праці в окремі роки. Оцінити середні затрати праці та інтенсивність їх зміни можна шляхом обчислення середніх показників динаміки.

3. Обчислимо середній рівень ряду. Побудований ряд динаміки є інтервальним, (ознака часу – інтервал тривалістю в 1 рік). Тому середній рівень обчислюють за середньою арифметичною простою:

де  – середній рівень ряду,

Pi поточний рівень ряду,

n – кількість рівнів ряду.

Середні затрати праці на 1ц приросту ВРХ (люд-год) складатиме:

     43,60+37,4+36,9+44,9+63,7+67,7+45,0+46,2+39,7

= = 47,233 люд-год

                                          9

Визначимо нші середньодобові показники динаміки:

середньодобовий абсолютний приріст:

,

де Рn-1 – кінцевий рівень ряду,

Р0 початковий рівень ряду,

n кількість рівнів ряду.

     39,7- 43,60

=  = -0,488 люд-год. за рік

             9-1

– середній темп зростання:

 *100 %

*100%=98,84%

середній темп приросту:

 – 100 %.

=98,84%-100%= -1,16%

Таким чином, за період з 1999р. по 2007р. в середньому на 1 ц. приросту ВРХ затрати праці складають 47,233 люд-год. Щороку затрати прац знижувалися в середньому на 0,488 люд-год., або на 1,16%.

Для визначення тенденції зміни затрат праці застосуємо вирівнювання ряду динаміки за середньодобовим абсолютним приростом, що передбачає заміну фактичних рівнів ряду вирівняними за наступною формулою:

yt=y0+A*t,

де yt – вирівняні значення середньорічного приросту затрат праці,

t – порядковий номер року,

А – середній абсолютний приріст затрат праці.

Результати вирівнювання наведемо у таблиці 2.7

Таблиця 2.7 Вирівнювання ряду динаміки затрат праці на 1 ц приросту ВРХ (люд-год) в ДП "СП ім. А.В. Трофімова»

Слід відмітити, що вирівняні значення визначаються тільки двома рівнями ряду (початковим і останнім) і не залежить від інших рівнів, що суттєвим недоліком. Даний прийом вирівнювання слід застосовувати лише для рядів, які мають стабільні абсолютні прирости, чого не можна сказати відносно досліджуваного ряду. В результаті, як випливає з наведеної таблиці, , в окрем роки (2003, 2004)спостерігається значне відхилення рівнів ряду від вирівняних за абсолютним приростом.

.Для того, щоб виявити тенденції затрат праці скористаємося способом визначення середньої для укрупнених періодів і укрупнених ковзних періодів. Порядок та результати вирівнювання наведемо у таблиці 2.7

Таблиця 2.7.Вирівнювання ряду динаміки затрат праці на 1 ц приросту ВРХ (люд-год) в ДП "СП ім. А.В. Трофімова»

Результати вирівнювання свідчать про загальну тенденцію затрат праці до зростання.

Застосуємо метод аналітичного вирівнювання рівнів ряду динаміки, рівні якого вирівнянні за способом найменших квадратів. Таке вирівнювання здійснюємо із застосуванням рівняння прямої . Покажемо методику розрахунку для випадку, коли нумерація років здійснюється від умовного початку, в результаті розрахунки спрощуються. В даному прикладі таким умовним початком обирається 2003 рік, порядковий номер якого становитиме 0. Іншим рокам порядковий номер надається так, як це вказано в таблиці 2.8

Параметри рівняння за спрощеним методом розрахунків знайдемо на основі розв’язання системи рівнянь:

;

,

яка спрощується, оскільки 0, і матиме такий вигляд:

,

звідки:  люд-год. на 1ц

 люд-год. на 1ц

Таблиця 2.8 – Розрахунок параметрів для аналітичного вирівнювання ряду динаміки затрат праці на 1 ц приросту ВРХ (люд-год) в ДП "СП ім. А.В. Трофімова»

Рівняння лінійного тренду матиме вигляд:

47,23+ 0,83* t.

Параметр  дорівнює вирівняним затратам прац для центрального та динамічного ряду року, взятого за початок відліку. У досліджуваному нами періоді - це вирівняна врожайність для 2003 року, для якого t = 0. Цей параметр також середнім рівнем ряду динаміки.

===47,23 люд-год.

Коефіцієнт регресії =0,83 люд-год. за рік додатній, що характеризує середнє щорічне збільшення затрат праці на вказану величину. Підставляючи в рівняння порядковий номер кожного року, дістанемо вирівнян значення затрат праці:

для 1999 р.  = 47,23+ 0,83* (-4) =43,91 люд-год.,

для 2000 р.  = 47,23+ 0,83* (-3) =44,74 люд-год., і т. д.

Для того, щоб оцінити ступінь наближення одержаного лінійного тренду до фактичних даних, треба визначити показники варіації.

Залишкове середнє квадратичне відхилення становитиме:

σ=,

σ=люд-год.

Коефіцієнт варіації (квадратичний):  * 100%,

       11,55

Vσ =  * 100% =24,45 %

       47,23

Середні коливання затрат праці на 1ц приросту ВРХ навколо прямої тренду становить 11,55 люд-год.. або 24,45% відносно загально середньої, що слід розцінювати як середню варіацію. Отже, простежується тенденція до збільшення затрат праці за останні роки.

Здійснимо аналітичне вирівнювання за допомогою комп’ютерно програми Excel використовуючи вихідні дані таблиці 2.9

Таблиця 2.9 – Вихідні дані

За допомогою вихідних даних знайдемо таблицю 2.10 – „Линейная регрессия”, в якій наведені параметри прямолінійного тренду, показники його точності, надійності і адекватності вихідним даним. (Додаток А)

За даними таблиці – параметри лінійного тренду знайдемо в рядах У-пересечение та переменная :  =43,08333, а  =0,83 (даний параметр співпадає з значенням параметра за даними попереднього вирівнювання ), він свідчить про те, що в середньому щороку затрати прац змінювалися на дану величину.

Лінійний тренд матиме вигляд:

Yt =43,08333 +0,83 t.

Статистичні критерії, наведені в таблиці "Вывод итогов", а саме параметр значимість F=0,595078, свідчить, що рівень надійності побудованої моделі становить 40,5%. Тобто, на 40,5% можна гарантувати надійність одержаної моделі.

Здійснимо вирівнювання за допомогою параболи другого порядку:

.

Вихідна нформаційна база в електронній таблиці Excel матиме вигляд(Додаток Б)

За даними даної таблиці – в графі "коэффициенты" знайдемо параметри моделі: а0 =24,71; а1 =10,85; а2 = -1,002

Модель розвитку показника середньодобового приросту живо маси свиней, що описується рівнянням параболи другого порядку, має вигляд:

Yt =24,71 + 10,85t –1,002t2

Рівень надійності моделі знайдемо за параметром "значимость F" (1 –0,26271)*100% =73,7%. Таким чином на 73,7% можна гарантувати адекватність одержаної моделі.

Значення параметрів характеризується наступним чином:

Ø   а=24,71 люд-год. характеризує вирівняний рівень затрат праці (при t=0);

Ø   а=10,85 люд-год. характеризує щорічне збільшення затрат праці в середньому на дану величину;

Ø   а= 1,002 характеризує середнє щорічне уповільнене збільшення затрат праці.

Для того, щоб віддати перевагу одній із одержаних моделей: лінійній або параболічній, треба порівняти значення F–критерію цих двох моделей.

Для лінійної моделі рівень надійності нижче, ніж для параболічної.

Таким чином, слід віддати перевагу параболічній моделі, яку обираємо як основну. За допомогою параболічної моделі здійснимо прогнозування середньодобового приросту живої маси свиней на три наступних роки за межами нтервалу часу досліджуваного ряду. Для цього в модель динаміки підставимо порядковий номер року, для якого здійснюється прогнозування: для 2008р. t=10, для 2009р. t=11, для 2010р. t=12:

Yt = 24,71 + 10,85 * 10 –1,002 * 102 = 37,5 люд-год.

Yt = 24,71 + 10,85 * 11 –1,002 * 112= 33,4 люд-год.

Yt = 24,71 + 10,85 * 12 –1,002 * 122= 30,8 люд-год.

Отже, до 2012 року очікуваний рівень затрат праці може знизиться до 30,8 люд-год.

Продемонструвати динаміку середньодобового приросту живо маси свиней ДП "СП ім. А.В. Трофімова" нам допоможе графік (Додаток В)

Він ілюструє виявленні тенденції. На графіку показаний нтервал прогнозу, де наводяться рівні на три наступних роки: 2008 – 2010.

2.4 Статистичний аналіз рівня продуктивності праці в динаміці за допомогою ндексного методу

У статистиці виділяють трудовий та вартісний індекси продуктивності праці.

Для їх визначення скористаємося наступною таблицею.

Таблиця 2.12 Визначення індексів продуктивності прац у тваринництві

Обчислимо трудовий індекс продуктивності праці.

It = ∑t0q1/∑ t1q1,

де ∑t0q1 - умовні затрати праці,

∑ t1q1 – загальні затрати праці на всю продукцію звітного періоду.

It = 46980,0/35708,7=1,3156, або 131,56%

Отже, продуктивність праці у звітному році у порівнянні з базисним в середньому підвищилась на 31,56%

Різниця між чисельником і знаменником індексу, що складає 11271,3 люд-год. показує економію робочого часу, одержану в результаті зростання продуктивності праці.

Обчислимо вартісний індекс продуктивності праці.

Iw= (∑q1p0/∑T1) / (∑q0p0/∑T0)

де ∑q0p0 – загальна вартість валової продукції базисного періоду;

∑q1p0 - загальна умовна вартість валової продукції;

∑T1 – загальні затрати праці на всю продукцію звітного періоду

∑T0 - загальні затрати праці на всю продукцію базисного періоду.

Iw = (490407,0/ 35708,7) / (446007,3/ 40833,0) = 1,2573= 125,73%

Отже, продуктивність праці у звітному періоді у порівнянн з базисним підвищилась на 25,73%.

Трудовий та вартісний індекси дали різні числові значення зміни продуктивності праці. Це пояснюється тим, що індекси різні за своїм складом. Трудовий індекс є індексом постійного складу і характеризує зміну продуктивності праці внаслідок зміни затрат праці, а вартісний індекс є індексом змінного складу і характеризує зміну продуктивності праці внаслідок зміни двох факторів – затрат праці і структури виробленої продукції.

Основними методами статистичного дослідження є зведення і групування статистичних даних.

Статистичне групування це поділ сукупності масових суспільних явищ на однорідні типові групи за стотними для них ознаками з метою всебічної характеристики їхнього стану, розвитку і взаємодії. Групування є основою для застосування інших методів аналізу. Воно виконується для більш глибокого аналізу даних.

Групування у нашому дослідженні проводиться серед 20 господарств Одеської області, серед яких розглядається досліджуване нами господарство ДП "СП ім. А.В. Трофімова".

Факторною ознакою ми обрали затрати праці на 1ц молока (отримуємо при діленні прямих затрат праці на надій від однієї корови), результативною - собівартість 1ц молока (отримуємо шляхом ділення витрат на виробництво молока на надій від однієї корови).

Таблиця 2.13. Показники продуктивності праці у тваринництві серед господарств Одеської області

Побудуємо ранжирований ряд господарств за факторною ознакою, тобто розташуємо господарства в порядку зростання групувальної ознаки. Дані занесемо у таблицю 2.14

Таблиця 2.14 Ранжирований ряд господарств області за затратами праці на 1 ц. молока.

У зв’язку з відносно невеликим розміром ранжированої сукупності створимо три групи (n = 3).

Визначимо розмір інтервалу і побудуємо ряд розподілу (таблиця 2.18.):

 ,

де:  - максимальне та мінімальне значення групувальної ознаки;

n – кількість груп.

У нашому дослідженні і = 3,27.

Таблиця 2.15 Інтервальний ряд розподілу господарств за затратами праці.

Побудуємо групову таблицю (таблицю 2.16.), підведемо підсумки групування.

Таблиця 2.16 Вплив затрат праці на собівартість 1 ц молока.

Виходячи з даних таблиці, можна дійти висновку, що досліджуване господарство відноситься до першої групи, куди входять господарства з найменшими затратами праці на 1ц. молока. У другій та третій групі знаходяться господарства із вищими затратами праці на продукцію, а отже продуктивність праці, а як наслідок – і ефективність роботи цих господарств буде нижчою від першої групи.

 Отож, можна дійти до висновку, що досліджуване підприємство Державного підприємства «Сільськогосподарського підприємства ім.А.В. Трофімова» займає одне з провідних місць по ефективності роботи господарства, оскільки при відносно незначних затратах праці ми отримуємо зниження собівартості, а отже продуктивність прац у господарстві є надзвичайно високою.

2.6 Застосування кореляційного методу в аналізі продуктивності праці в тваринництві

Кореляційний метод – метод, завдяки якому вивчаються та встановлюються зв’язки між явищами процесами.

Факторною ознакою ми обрали затрати праці на 1ц молока, результативною - собівартість 1ц молока.

Таблиця 2.17. Вхiднi данi для проведення кореляційного аналізу

Вихідні дані –Додаток Г

Загальний вигляд рівняння залежності:

У = а0 + а1 Х.

Параметри рівняння знайдемо в рядках Y – пересечения і переменная Х1.

Параметр а0 =16,095 , параметр а1 = 6,711. Рівняння залежності має вигляд: У =16,095 + 6,711* Х.

Параметр рівняння а1 (коефіцієнт регресії) свідчить, що між факторною ознакою і результативною ознакою існу обернений зв’язок, так як значення параметра додатне. Це означає, що з підвищенням підвищення затрат праці веде до зниження собівартості продукції.

Коефіцієнт парної кореляції r =0,744398 свідчить про тісний зв’язок між ознаками. Коефіцієнт детермінації r2 = 0,554128говорить про те. що на 20,34% коливання собівартості продукції залежить від затрат прац на виробництво.

Вірогідність регресійної моделі перевіряється за порівнянням фактичного значення F–критерію з критичним, яке знайдемо за таблицею розподілу критерію Фішера. Критичне значення знайдемо для рівня значимості 0,05, що відповідатиме 95% рівню ймовірності і для ступенів вільності k1=1 і k2=18 (парної моделі).

Критичне значення, знайдене за таблицею, становить F0,05; 1; 18 = 4,45, що є меншим за розрахункове значення (22,37), тому одержане рівняння не є надійним.

Графік залежності собівартості від затрат праці виглядатиме наступним чином (Додаток Д)

Для підвищення продуктивності праці у господарств необхідно визначити можливі резерви.

Для цього знайдемо прогнозоване значення собівартост для затрат праці (люд-год).

У = 16,095 + 6,711*3,06 = 36,631 грн.

Таким чином, проаналізувавши отримані дані, можна стверджувати, що Державне підприємство "Сільськогосподарське підприємство ім. А.В. Трофімова" працює досить ефективно, але за оцінкою резервів продуктивності праці можна стверджувати, що можливе її зростання. Згідно табличних даних на даний момент собівартість продукції складає 39,25 грн, а значить собівартість продукції у перспективі можна зменшити ще на 2,621 грн.

Досягти підвищення рівня продуктивності праці можна підвищенням загального рівня автоматизації, введення новітніх технологій організації виробництва а також шляхом нормалізації робочого часу та більш ефективного його використання.

У цій роботі було досліджено Державне підприємство "Сільськогосподарське підприємство ім. А.В. Трофімова", що ма зерно-молочну направленість у виробництві.

Виходячи з природно-економічної оцінки підприємства, можна стверджувати, що незважаючи на сприятливі природні умови господарство збитковим, виходячи з того, вартість валової продукції на 100 га сільськогосподарських угідь (в порівняних цінах 2005р.) у 2007 порівняно з 2005 роком збільшилась на 9,50%. При цьому зріс і дохід від реалізації валової продукц господарства на 2,80%, що, на жаль, не покриває видатків на виробництво дано продукції.

При цьому при, дослідивши рівень та динаміку продуктивност праці, можна сказати, що вона знижується на 1,16%, що в свою чергу супроводжуватиметься підвищенням собівартості продукції, оскільки між затратами праці та собівартістю існує обернена залежність.

При цьому, при проведенні групування, досліджуване підприємство увійшло у першу групу, де знаходяться підприємства з найменшими затратами праці, але при цьому і з найменшою собівартістю продукції. Можливо, висока собівартість на продукцію з більшими затратами праці у інших групах спричинена невірною технологією виробництва або ж різними кліматичними умовами (оскільки господарства знаходяться у різних районах).

Загалом досліджуване господарство має можливість підвищити продуктивність праці до скорочення собівартості продукції на 2,621 грн

Таким чином, можна стверджувати, шо Державне підприємство "Сільськогосподарське підприємство ім. А.В. Трофімова" перспективним у плані розвитку і при введенні більш ефективної системи виробництва може перейти у статус прибуткового.

1. Азізов С.П., Конінський П.К. Організація аграрного виробництва і бізнесу: Підручник. – К.: "Фенікс", 2006. – 790с.

2. Андрійчук В.Г. Економіка аграрних підприємств: Підручник. – К.: ІЗМН, 1996. – 512 с.

3. Андрійчук В.Г. Економіка аграрних підприємств: Підручник. – К.: "Каравела", 2002. – 624с.

4. Бойчик І.М., Харів П.С., Піча Ю.В. Економіка підприємства: Навч. посіб. для студентів економічних спеціальностей вищих навчальних закладів. К.: “Каравела”, 2001. – 298с.

5. Вашів П.Г., Пастер П.Г., Старожук В.П., Ткач Є.І. Теорія статистики: Навчальний посібник. – К.: Либідь, 2001. – 230с.

6. Горкавий В.К. Статистика: Навч. посіб. – К. : Вища школа, 1994. –304 с.

7. Горкавий В.К. Статистика: Підручник . – К.: Вища школа., 1995.– 415 с.

8. Долгушевский Ф.Г. и Христич А.Г. Сельськохозяйственная статистика с основами экономической статистики. – М., Статистика, 1976. – 406 с.

9. Економічний аналіз: Навч. посіб. / М.А. Болюх, В.З. Бурчевський, М.І. Горбатюк: За ред. акад. НАНУ, проф. М.Г. Чумаченка. – К.: КНЕУ, 2001. – 540с.

10. Экономическая статистика: Учебник / Под ред. Ю.Н.Иванова. – М.: ИНФА – М., 1999 480 с.

11. Козаченко І.В. Статистика. – К.: Вища шк. Головне видавництво, 1982.

12. Мармоза А.Т. Теорія статистики. К.: Ельга, Ніка–Центр, 2003. – 392 с.

13. Мармоза А.Т. Практикум з теор статистики. – К.: Кондор, 2005. – 512с.

14. Мармоза А.Т. Практикум із сільськогосподарської статистики. – К.: "Кондор", 2005. – 450с.

15, Мацибора В.І. Економіка сільського господарства: Підручник. – К.: Вища шк., 1994. – 415 с.

16. Опря А.Т. Статистика. – К.: Урожай. – 448 с.

17. Статистика. Підручник / С.С.Герасименко та ін.– К.: КНЕУ, 2001. – 467с.

18. Статистический анализ в экономике / Под ред. Г.Л. Громыко. – М.: Изд во МГУ, 1992.

Додаток А

Табл..2.10. Линейная регрессия

Додаток Б

Таблиця 2.11 – "Параболическая регрессия"

Додаток В

Додаток Г

Таблиця 2.18. Вихідні дані кореляційного аналізу

Додаток Д