Вступ

Україна здавна відома винятково сприятливими природнокліматичними умовами для розвитку зернового господарства - родючими ґрунтами, м'якими кліматичними умовами для формування високих урожаїв якісного продовольчого зерна. Ґрунти України дають можливість за відповідного рівня агротехніки без труднощів одержувати по 50 ц з гектара пшениці. Рівень розораності ґрунтів країни - один з найвищих у Європі. Усе це з багатими сировинними ресурсами для виробництва мінеральних добрив у перспективі має зробити Україну «житницею» Європи. В країні є і добрі передумови для торгівлі цим товаром - ємкий внутрішній ринок, вигідне геополітичне розташування для зовнішньої торгівлі, наявність розгалуженої транспортно-складської інфраструктури. включаючи морські порти.

Все це може бути реалізовано за однієї умови – підняти сільське господарство на світовий рівень.

У розвитку багатьох галузей економіки нашої держави, і насамперед сільського господарства, дуже важливу роль відіграє збільшення обсягів виробництва зерна. Це пояснюється винятковим значенням його та різнобічним використанням.

Зерно та продукти його переробки є основою харчування людей: воно є незамінним кормом при виробництві продукції тваринництва, а також основною сировиною для переробної промисловості. Крім того, зерно є важливим експортним продуктом і має забезпечувати значні надходження валютних коштів державі. Адже в процесі зберігання зерно майже не втрачає своєї якості а, отже, придатне для створення державних резервів продуктів харчування та кормів.

Обсяги виробленого зерна в країні визначають рівень розвитку зернового господарства. Але у свою чергу на обсяги виробництва зерна впливають такі важливі фактори як розмір посівних площ, їх структура і урожайність.

Поживна цінність зерна (здатність повністю задовольняти потреби організму) поступово зменшується. Це явище впливає на погіршення кормових раціонів для тварин. Позитивний вплив на нарощування виробництва зерна, поліпшення його якості та підвищення ефективності зернового господарства мало широке впровадження у 80-х роках інтенсивних технологій вирощування зернових культур. Протягом останніх років через обмеження матеріальних ресурсів на практиці зменшується застосування ресурсозаощадливих технологій.

Однак, в останні роки спостерігається тенденція збільшення виробництва зерна.

В умовах реформування економіки і переходу на нові соціально - економічні засади, коли непридатними стають старі методи управління, в умовах побудови відкритої для світу економіки, обмежених можливостей інвестування галузі, в ситуації погіршення кон'юнктури на зерновому ринку, тема виробництва і виявлення резервів за рахунок інтенсивних факторів виробництва є досить актуальною на сьогоднішній день.

Мета курсової роботи - провести аналіз виробництва та підрахунок резервів збільшення виробництва продукції зернових.

Об'єктом курсової роботи є ДП “Агросоюз” Ананьївського району Одеської області.

Предмет курсової роботи - виробництво зерна в досліджуваному господарстві. В курсовій роботі будуть використані наступні методи: порівняння. графічний, факторний, індексний, кореляційний.

Кінцевою метою даної курсової роботи є складання прогнозу урожайності зернових культур в ДП «Агро союз» на перспективу. Для цього в процесі економічного аналізу необхідно вирішити наступні задачі: встановити основну тенденцію динаміки на основі побудованих рядів динаміки, дати оцінку стійкості динаміки, встановити фактори, що впливають на зміну урожайності та тісноту зв’язку між ними, використовуючи кореляційно – регресійний аналіз. також в процесі виконання курсової роботи важливо дослідити зміну валового збору та вплив окремих факторів на його зміну з використанням індексного методу.

1. Коротка природноекономічна характеристика сільськогосподарського підприємства.

Об’єктом дослідження курсової роботи є дочірнє підприємство „Украгросоюз” Ананьївського району Одеської області, яке є правонаступником майнових і немайнових прав та обов’язків СВК ім. Кірова, яке було реформоване у 2001 році, в частині переданого йому майна у відповідності до балансу і актів приймання-передачі активів та пасивів СВК.

Юридична адреса:

66442, I дільниця, с. Долинське,

Ананьївського району

Одеської області

код ЄДРПОУ 30818378

Форма власності: колективна

ДП „Украгросоюз” є юридичною особою з моменту його державної реєстрації, має відособлене майно на правах господарського ведення, самостійний бухгалтерський баланс, розрахунковий і інший рахунки в банках, фірмовий знак і гербову печатку з найменуванням підприємства і власне майно. ДП „Украгросоюз” підпорядковано концерну «Украгросоюз», центральний офіс якого знаходиться у м. Одесі.

Основний вид діяльності ТОВ ДП „Украгросоюз” – насінництво, тобто, виробництво насіння I репродукції пшениці, ячменю, гороху, зерна 3–го та 4–го класу, ячменю та соняшника.

Відповідно до мети своєї діяльності ДП “ Украгросоюз”:

а) виступає як рівноцінний усім юридичним і фізичним особам учасник ринкових (кредитних) відносин і свої взаємини з ними здійснює на основі договорів (контрактів), оформлених у встановленому порядку, а також інших правових актів;

б) самостійно визначає на договірній основі з всіма учасниками ринкових відносин обсяги, терміни, графіки постачання (одержання) товарів (сировини, послуг), їх якість, техніко-економічні характеристики, а також їх ціну;

в) самостійно планує і здійснює виробничу діяльність, передбачену Статутом;

г) виконує свої зобов'язання перед бюджетними і позабюджетними органами.

ДП „Украгросоюз” розташоване на півночі Одеської області, що відноситься до зони ризикованого землеробства. Центральна садиба знаходиться на I дільниці с. Долинське, відстань від якої до районного центру м. Ананьїв - 45 км, а до обласного центра м. Одеси - 200 км. З районним та обласним центрами господарство зв’язане дорогами з твердим покриттям. Найближчою залізничною станцією до господарства є станція у селі Мардарівка, відстань до якої 2,5 км.

Грунтово - кліматичні умови на території господарства сприятливі для виробництва продукції рослинництва і тваринництва.

Господарство складається з виробничих, допоміжних і обслуговуючих підрозділів, що включають в себе основне виробництво, машинно-тракторний парк, автопарк, ремонтну майстерню. Основне виробництво включає в себе дві комплексні бригади до яких входять рільничі бригади, свиноферму, млин.

Площа сільськогосподарських угідь ДП „Украгросоюз” становить 2829 га і повністю складається з земельних паїв 810 учасників. Землі господарства знаходяться на території однієї сільської ради – Долинської. Середньорічна чисельність працівників у звітному році склала 77 чол. У період догляду та збирання врожаю залучаються наймані працівники.

Таблиця 1 - Показники розміру сільськогосподарського підприємства

Показники	2006 рік	2007 рік	2008 рік	2008 р. у % до 2006 р.
1. Валова продукція – всього в спів ставних цінах 2008р., тис. грн.	3753,8	2104,8	4683,4	124,8
2. Товарна продукція тис. грн.	3413,2	1881,0	4209,5	123,3
3. Середньорічна вартість основ - них виробничих засобів, тис. грн.	558	1124	1623	> у 2,9 рази
4. Середньоспискова чисельність працівників, чол.	121	88	77	63,6
5. Площа с/г. угідь, га	2824	2829	2829	100,2
6. Площа ріллі, га	2824	2829	2829	100,2

Висновок: Судячи з даних таблиці 1, можна зробити висновок, що господарство має значні територіальні розміри і має тенденцію до нарощування потужностей та збільшення розмірів. Так, площа сільськогосподарських угідь збільшилася на 5 га (або на 0,2%), а вартість основних засобів за 2 роки зросла на 1065 тис. грн. (або майже у 3 рази). Водночас середньорічна чисельність працівників має тенденцію до скорочення: з 2006 по 2008 роки вона знизилася на 44 чол.(або на 36,6%).

Сприятливі погодні умови 2008 року дозволили зібрати значний врожай, що позитивно вплинуло на збільшенні виробництва. Вартість валової продукції у звітному році склала 4683, 4 тис. грн., що на 929,6 тис. грн. (або на 24,6%) більше за рівень 2006 року. Товарна продукція звітного року склала 4209,5 тис. грн., що на 796,3 тис. грн.. (або на 23,3%) більше рівня 2006 року.

Слід зазначити, що у 2007 році в результаті зимових морозів вимерзли посіви озимини, що призвело до значного зниження виробництва.

Таблиця 2 - Посівні площі сільськогосподарських культур

Назви груп сільськогосподарських культур.	2006р.		2007р.		2008р.		2008 рік у % до 2006 р.
	га	%	га	%	га	%	га	%
А	1	2	3	4	5	6	7=5-1	8=7/1*100
Зернові і зернобобові – всього	1880	69,9	1144	55,9	1798	80,1	-82	-4,4
Технічні культури	808	30,1	804	39,2	347	15,4	-461	< у 2,3 рази
Виноград	-	-	100	4,9	100	4,5	100	-
Всього	2689	100,0	2048	100,0	2245	100,0	-444	-16,5

Висновки: У 2008 році посівна площа підприємства склала 2445 га. Це на 444 га (або на 16,5%) менше, ніж у 2006 році. На протязі досліджуваного періоду найбільшу питому вагу в загальній площі посівів займають зернові і зернобобові культури – 1798 га (або 80,1%), посіви технічних культур у звітному році в порівнянні з 2006 роком скоротилися у на 461 га (або у 2,3 рази), під виноградником зайнято 100 га. що становить 4,5% від загальної посівної площі.

Отже, виходячи з даних таблиці видно, що підприємство спеціалізується в основному на вирощуванні зернових культур.

Таблиця 3 - Показники інтенсифікації виробництва

Показники	2006р.	2007р.	2008р.	2008 рік у % до 2006 р.
А	1	2	3	4=3/1*100%
Приходиться на 100 га с.г. угідь:
- основних фондів, грн.	198	397	574	> у 2,9 рази
- затрат праці, люд. год.	87	45	44	50,6
Внесено добрив на 1 га ріллі, ц. д.	1,1	0,7	1,2	109,1
Вироблено валової продукції, грн.
- на 1 га с/г. угідь	1329	744	1655	124,5
- на 1 середньоспискового працівника	31850	23918	60823	> у 1,9 рази
Прибуток, тис. грн.	553	-463	631	114,1
Рівень рентабельності, %	14,1	-19,3	20,9	*
1.Урожайність, ц/га :
- зернових	29,9	19,2	42,3	141,5
- соняшнику	13,8	11,6	28,0	> у 2,0 рази
- винограду	-	17,9	19,8	-
Середньорічний надій на 1 корову, кг.	-	-	-	-
Середньодобовий приріст живої маси, г
- великої рогатої худоби	-	-	-	-
- свиней	70	111	108	154,3

Висновок. Дані таблиці №3 свідчать, що у звітному році рівень інтенсифікації значно вище за попередні роки. Зокрема, збільшення потужностей підприємства позитивно позначилося на фондозабезпеченості підприємства.. У 2008 році на 1 га с/г угідь припадає 574 грн. основних засобів виробничого призначення, що вище рівня 2006 року у 2,9 рази.

Зменшення чисельності працівників та ліквідація скотарства, як нерентабельної і трудомісткої галузі, призвели до зменшення затрат праці. В розрахунку на 1 га у звітному році затрачено 44 люд. год., що майже вдвічі нижче показника 2006 року. отже. доля ручної праці щороку скорочується, що свідчить на користь підвищення рівня інтенсифікації в ДП «Украгросоюз».

У 2008 році під 1 га посівів внесено 120 кг добрив в діючій речовині, що на 10 кг (або на 9,1%) більше, ніж у 2006 році, але нижче норми. Це пов’язано, в основному. з високими закупівельними цінами на мінеральні добрива.. Високий рівень інтенсивності у звітному році забезпечив ДП «Украгросоюз» раціональніше використання землі, основних засобів, трудових ресурсів, завдяки чому всі показники виробничої і фінансової діяльності значно кращі, ніж у попередніх роках. Так, продуктивність праці зросла у 1,9 рази і склала 60823 грн. у розрахунку на 1 середньоспискового працівника, урожайність зернових склала 42,3 ц/га, що на 12,4 ц/га (або на 41,5%) більше, ніж у 2006 році, урожайність соняшнику зросла у 2 рази с клала 28,0 ц/га.

Високі врожаї, зниження трудоємності, високий рівень продуктивності праці забезпечили підприємству у звітному році отримати прибуток у сумі 631 тис. грн., що на 78 тис. грн. (або на 14ю1%) більше, ніж у 2006 році. Рівень рентабельності у звітному році склав 20,9%.

Щоб мати уявлення про загальний фінансовий стан досліджуваного підприємства. проведемо на підставі даних фінансової звітності аналіз оцінки фінансової стійкості та платоспроможності.

Таблиця 4 - Показники фінансового стану ФГ ДП «Украгросоюз»

Показники	Нормативне значення	2006 рік	2007 рік	2008 рік	2008 рік(+;-) до 2006 року
А	1	2	3	3	5
І Показники оцінки фінансової стійкості
1. Коефіцієнт автономії	>=0,5	0,484	0,366	0,245	-0,239
2. Коефіцієнт фінансування	<=1	1,06	1,74	3,08	2,02
3. Коефіцієнт заборгованості	<=0,5	0,516	0,634	0,755	0,239
4. Коефіцієнт довгострокової фінансової незалежності	>=0,6	0,484	0,498	0,367	-0,117
5. Коефіцієнт маневреності власного оборотного капіталу		0,840	0,495	0,793	0,047
II Показники оцінки оборотності активів
1. Коефіцієнт оборотності всіх використовуваних активів	Х	0,96	0,55	0,39	-0,57
2. Коефіцієнт оборотності оборотних активів	Х	1,05	0,63	0,43	-0,62
3. Період обороту всіх використовуваних активів, днів	Х	380	664	936	556
4. Період обороту оборотних активів, днів	Х	348	579	849	501
ІІІ Показники оцінки платоспроможності
1. Коефіцієнт абсолютної ліквідності	>0,2	0,21	0,04	0,63	0,42
2. Коефіцієнт проміжної ліквідності	0,8-1,0	1,24	1,04	1,18	-0,06
3. Коефіцієнт поточної ліквідності	>=2	1,79	1,63	1,31	-0,48
4. Коефіцієнт співвідношення дебіторської і кредиторської заборгованості	<=1	0,19	0,20	0,06	-0,13
5. Коефіцієнт співвідношення дебіторської і кредиторської заборгованості за комерційними операціями	<=1	0,05	0,15	0,06	0,01
ІV Показники оцінки рентабельності
1. Коефіцієнт рентабельності всіх використовуваних активів	>=0,1	11,0	-7,5	4,4	-6,6
2. Коефіцієнт рентабельності власного капіталу	>=0,15	22,8	-20,6	17,1	-5,7
3. Коефіцієнт рентабельності реалізації	>=0,3	11,6	-15,2	15,2	3,6
4. Коефіцієнт рентабельності витрат	>=0,35	11,1	-11,4	8,6	-2,5

Згідно таблиці 4 можна зробити висновки, що підприємство не забезпечене власними коштами для ведення нормальної господарської діяльності. Про це свідчить коефіцієнт автономії, за яким доля власних коштів у загальній сумі джерел господарських засобів на кінець 2008 року становила 0,245. Отже, підприємство тільки на 24,5% забезпечене власними коштами, а 75,5% - залучає зі сторони. Якщо прослідкувати динаміку коефіцієнтів автономії та заборгованості, то можна відмітити, що залежність підприємства від зовнішніх кредиторів поглиблюється: у 2006 році за рахунок позичених коштів створено 51,6% активів, а у 2008 – 75,5%.

Взагалі отримані дані свідчать про високий ступінь залежності підприємства від зовнішнього фінансування.

Показник фінансування не тільки не відповідає нормативному значенню (< 1), але навіть в кілька разів перевищує його. На кінець звітного року на 1 грн. власного капіталу та прирівняних до них засобів припадає 3,08 грн. позичених коштів., що на 2,02 грн. більше за рівень 2006 року. Різке підвищення даного коефіцієнту в кінці року обумовлено підвищенням обсягу позикових коштів у 2,9 рази. (10869 + 485): (3084 = 816).

Частка власного капіталу та прирівняних до них засобів, яка знаходиться в обороті досить висока - 79,3%, тобто для забезпечення поточної виробничої діяльності у звітному році використовується 2920 тис. грн. (2699 + 984) х0,793), а 763 тис. грн. (або 20,7%) капіталізовно у вартості необоротних активів.

Коефіцієнт довгострокової фінансової незалежності на кінець 2008 року становить 0,367 і в порівнянні з аналогічним періодом знизився ще на 0,117 пунктів. Отже, хоч підприємство і залучило довгострокові кредити банків, для покриття поточних зобов’язань їх недостатньо.

В звітному році спостерігається зниження ефективності використання усіх активів підприємства, про що свідчить зменшення коефіцієнту оборотності на 59,3%. Тобто, у 2008 році всі активи за рік здійснили тільки 0,39 обертів, а тривалість повного обороту становить 936 днів, що на 556 днів більше за рівень 2006 року. Швидкість обертання оборотних активів знизилася на 41,0%, в результаті чого період 1 обороту збільшився на 501 день. Це призвело до залучення в оборот додаткових оборотних активів у сумі:

(4149: 365) х 501 = 5695 тис. грн.

Дані таблиці вказують, що підприємство має високий рівень ліквідності за період, що аналізується. Це, звичайно, свідчить про стабільне фінансове становище підприємства на протязі даного періоду.

Згідно отриманим даним, коефіцієнт абсолютної ліквідності на кінець року становить 0,63 при граничній межі 0,2. Його значення свідчить про те, що 63% короткострокової заборгованості підприємство може погасити негайно.

Коефіцієнт поточної ліквідності має значення, що відповідає оптимальному – 1,18 і на кінець 2008 року він знизився на 0,06 пунктів Це зумовлено перевищенням поточної кредиторської заборгованості над розміром дебіторської заборгованості. А оскільки даний коефіцієнт має вирішальне значення для банків, так як характеризує ступінь надійності підприємства при поверненні кредитів, то даний показник свідчить на користь підприємства.

Отже, як бачимо, показники абсолютної і миттєвої ліквідності вищі або дорівнюють нормативним значенням. Незначне їх зниження викликано перевищенням темпів росту поточної заборгованості над темпами росту ліквідних коштів підприємства.

Нижче нормативу залишається тільки показник загальної ліквідності. До того ж має тенденцію до зниження. На кінець 2008 року він становив 1,31, що на 0,48 пунктів нижче за рівень 2006 року. Отже на 1 грн. оборотних активів припадає 1,31 грн. поточних зобов’язань.

Це означає, що підприємство, якщо всі кредитори водночас пред'являть вимогу погасити заборгованість, буде не в змозі розрахуватися в повному обсязі, та в кінцевому підсумку буде вимушене користуватися для цих цілей іншим джерелом (менш ліквідним – дебіторською заборгованістю). В даному випадку це був би найбільш ймовірний вихід. Хоча підприємство в цілому, можна сказати, забезпечене оборотними коштами, але всі вони мобілізовані в дебіторську заборгованість і в активи, які швидко реалізуються.

На кінець звітного року спостерігається також значне перевищення обсягу кредиторської заборгованості над обсягом дебіторської. Занепокоєння викликає збільшення дисбалансу між дебіторською і кредиторською заборгованостями. Так, на кінець періоду він зменшився на 68,40% і становить 0,06. Це означає, що на 1 грн. кредиторської заборгованості припадає 0,06 грн. дебіторської. Високе перевищення кредиторської заборгованості над дебіторською свідчить про проблеми при реалізації продукції і розрахунках з постачальниками. Але за рахунок грошових коштів, які накопичилися на кінець року можна одночасно погасити 6884 тис. грн. (або 63,9%) заборгованості перед постачальниками.

Таким чином, можна стверджувати про ліквідність і платоспроможність ДП «Украгросоюз». Підприємство здатне покрити першочергові платежі. Більшість коштів підприємства мобілізовані у високоліквідні активи, які можуть забезпечити високу платоспроможність підприємства: готову продукцію, яка швидко реалізується та кошти на рахунках у банку.

У звітному році підприємство отримало прибуток у сумі 631 тис. грн. що забезпечило високий рівень рентабельності. Але в порівнянні з показниками 2006 року, рентабельність активів знизилася на 60%, власного капіталу – на 25,0%. За рахунок збільшення реалізаційних цін рентабельність реалізації в порівнянні з 2006 роком зросла на 131,0%, а за рахунок збільшення витрат виробництва рентабельність витрат на знизилася на 22,5%.

2. Склад, структура та динаміка посівних площ

Посівна площа є основною формою використання головного засобу сільськогосподарського виробництва - землі. Від її розміру залежить обсяг виробництва продукції рослинництва, оскільки останній безпосередньо визначається розмірами посівної площі і врожайності сільськогосподарських культур.

Важливо також відзначити, що багато закономірностей розвитку сільського господарства знаходять свій кількісний вираз у даних про посівні площі та їх структуру. Так, ефективність сільськогосподарського виробництва багато в чому залежить від раціонального територіального розміщення окремих видів сільськогосподарських культур і спеціалізації рослинництва по економічних районах, природно - економічних зонах, адміністративних і господарських одиницях з урахуванням природно - кліматичних та економічних умов. Пояснюється це тим, що значна розмаїтість ґрунтово-кліматичних умов нашої країни створює в окремих її регіонах сприятливіші умови для вирощування тільки певних сільськогосподарських культур. Отже, статистичне вивчення посівних площ сільськогосподарських культур має важливе значення для характеристики стану і розвитку сільського господарства в цілому і по галузях рослинництва зокрема.

Для того, щоб провести экономіко - статистичний аналіз урожайності по групі однорідних культур, на прикладі зернових, необхідно спочатку провести аналіз структури посівних площ.

Таблиця 5 - Склад, структура і динаміка посівних площ

Назви груп сільськогосподарських культур.	2006р.		2007р.		2008р.		2008 рік у % до 2006 р.
	га	%	га	%	га	%	га	%
А	1	2	3	4	5	6	7=5-1	8=7/1*100
Всього озимих зернових	1069	39,7	607	29,6	1310	58,3	241	22,5
у тому числі:
- пшениця озима	496	18,4	607	29,6	1049	46,7	553	> у 2,1 р.
- ячмінь озимий	573	21,3	-	-	261	11,6	-312	- 54,5
Всього ярих зернових	811	30,2	537	26,3	488	21,8	-323	-39,8
у тому числі:
- гречка	60	2,2	-	-	-	-	-60	-
- кукурудза на зерно	53	2,0	-	-	-	-	-53	-
- ячмінь ярий	620	23,1	363	17,8	382	17,0	-238	-38,4
- горох	78	2,9	174	8,5	106	4,8	28	35,9
Технічні культури	808	30,1	804	39,2	347	15,4	-461	-57,1
у тому числі:
- соняшник	504	18,7	513	25,0	347	15,4	-157	-31,2
- соя	304	11,4	291	14,2	-	-	-304	-
Виноград	-	-	100	4,9	100	4,5	100	-
Всього	2689	100,0	2048	100,0	2245	100,0	-444	-16,5

У 2008 році посівна площа підприємства склала 2445 га. Це на 444 га (або на 16,5%) менше, ніж у 2006 році. Площа «чорного пару» - 584 га (або 20,6%) від загальної площі ріллі. Це є технологічною необхідністю, так як дане підприємство спеціалізується на вирощуванні і реалізації насіння I репродукції пшениці, ячменю та гороху.

В структурі посівних площ звітного року найбільші площі займають озимі зернові – 1310 га (або 58,3%). При зменшенні загальної площі посіву на 444 га площа озимих зернових збільшилася на 241 га (або на 22,5%). Площі, зайняті під ярими культурами, щороку зменшуються. У 2007 році загинули посіви озимого ячменю, а у 2008 році ярі культури займали 488 га, що на 323 га (або на 39,8% менше, ніж у 2006 році.

Хоч технічні культури є рентабельними, але з точки зору агротехніки – це найгірші попередники для зернових. При спеціалізації ДП «Украгросоюз» встала необхідність зменшити площі посіву соняшнику на 157 га (або на 31,2%).

У 2006 році найбільше місце в структурі посівних площ займають посіви ячменю – 1193 га (або 44,4%). У 2008 році підприємство дещо змінило спеціалізацію, що позначилося на структурі посівних площ. Провівши моніторинг ринку, в підприємстві стали більше вирощувати насіння пшениці і у звітному році засіяли пшениці – 1049 га (або 56,7%) та ячменю – 643 га (або 28,6%).

Починаючи з 2007 року взагалі перестали сіяти гречку та кукурудзу на зерно. В тому ж році був прийнятий в експлуатацію виноградник площею 100 га сорту «Сухолиманський білий».

У 2008 році не засіяно ні одного га сої, що пов’язано із труднощами її збуту. Площа соняшника у звітному році склала 347 га (або 15,4%) від загальної площі посіву, що на 157 га (або 31,2%) менше, ніж у 2006 році. Зменшення посівів продиктоване тим, що соняшник – поганий попередник для зернових культур, але з іншого боку є високорентабельною культурою.

У таблиці 6 проведений аналіз структури площі посіву під зерновими культурами у динаміці.

Таблиця 6 - Склад, структура і динаміка посівних площ зернових культур

Назви груп сільськогосподарських культур.	2006р.		2007р.		2008р.		2008 рік у % до 2006 р.
	га	%	га	%	га	%	га	%
А	1	2	3	4	5	6	7=5-1	8=7/1*100
Пшениця озима	496	26,4	607	53,1	1049	58,4	553	> у 2,1 р.
Ячмінь озимий	573	30,5	-	-	261	14,5	-312	- 54,5
Гречка	60	3,2	-	-	-	-	-60	-
Кукурудза на зерно	53	2,8	-	-	-	-	-53	-
Ячмінь ярий	620	33,0	363	31,7	382	21,2	-238	-38,4
Горох	78	4,1	174	15,2	106	5,9	28	35,9
Всього	1880	100,0	1144	100,0	1798	100,0	-82	-4,4

За даними таблиці 5 за досліджуваний період в ДП “ Украгросоюз ” посівні площі зернових культур скоротились на 82 га або на 4,4 %. Як зазначалося вище, у структурі зернових культур провідне місце займають посіви пшениці озимої – 1049 га (або 58,4%) від загальної площі посіву під зерновими культурами. Це пов’язано із збільшенням попиту на ринку елітного насіння районованих сортів пшениці озимої. Починаючи з 2007 року підприємство відмовилося від вирощування гречки та кукурудзи на зерно, значно зменшилася посівна площа озимого та ярого ячменю, відповідно на 312 га (або у 1,8 рази) та 238 га (або на 38,4%). Але в перспективі підприємство планує збільшити посіви ячменю районованих сортів « Вакула», «Геліос» (ярі сорти), «Росава» , «Метелиця» (озимі).

3. Динаміка урожайності зернових культур

Урожай і урожайність - найважливіші результативні показники землеробства і сільськогосподарського виробництва в цілому. Рівень урожайності відображує вплив економічних і природних умов, а також якість організаційно-господарської діяльності сільськогосподарських підприємств і господарств

Під урожаєм (валовим збором) у статистиці розуміють загальний обсяг продукції, зібраної з усієї площі посіву окремих сільськогосподарських культур або їх груп. Урожайність – це середній обсяг продукції з одиниці посівної площі. Для культур, що вирощуються у відкритому ґрунті, урожайність визначають з розрахунку на 1ra, a y закритому ґрунті – на 1 м2.

Урожайність безпосередньо прямо пропорціонально впливає на розмір валового збору. Підвищення урожайності на даний час є найбільш актуальною проблемою для сільськогосподарських товаровиробників, оскільки підвищення врожайності впливає не тільки на збільшення валового збору, а й відповідно на зменшення собівартості продукції.

На зміну урожайності впливає ряд факторів, які можуть бути як залежними від людей, так і не зовсім їм підвладні (природно - кліматичні умови).

До суб’єктивних факторів можна віднести використання органічних і мінеральних добрив, використання хімічних засобів (пестицидів, гербіцидів тощо), застосування високоврожайних сортів, впровадження комплексної механізації, інтенсивних і індустріальних технологій тощо.

Однією з голових завдань аналізу динаміки є виявлення та кількісна характеристика основної тенденції розвитку. Під тенденцією розуміють загальний напрямок до зростання, зниженню або стабілізації рівня явища на протязі певного періоду. Основну тенденцію можна представити або аналітично – у вигляді рівняння, або графічно.

В зв’язку з тим, що на урожайність впливають різні фактори, як об’єктивні, так і суб’єктивні, постає необхідність дослідити тенденції зміни досліджуваних явищ. Тому після аналізу зміни урожайності за 10 років необхідно вирівняти ряди динаміки.

Суспільні явища розвиваються як у просторі, так і у часі. Статистичні дані про розвиток явищ систематизують у вигляді рядів динаміки.

На основі рядів динаміки визначають систему показників, які дають всебічну характеристику напряму і інтенсивності змін явищ у часі . Ця система включає такі показники:

– абсолютний приріст;

– коефіцієнт (темп) зростання;

– темп приросту;

– абсолютне значення 1% приросту.

Показники обчислюють, порівнюючи рівні ряду динаміки. Оскільки розвиток явищ у часі не має зворотного напряму, то порівнюють наступний рівень ряду динаміки з попереднім, прийнятим за базу порівняння.

У таблиці 7 відображені показники динаміки урожайності зернових та середні значення урожайності, темпів росту, приросту та абсолютного значення 1 % приросту урожайності.

Таблиця 7 - Показники динаміки урожайності зернових культур

Роки	Символи	Урожайність ц/га	Абсолютний приріст, ц/га		Темп росту, %		Темп приросту, %		Абс. значення 1% приросту, %
			Базисний	ланцюговий	базисний	ланцюговий	базисний	ланцюговий	Базис-ний	ланцю-говий
2000	У1	32,3	х	х	100,0	100,0	х	х	х	х
2001	У2	31,7	-0,6	-0,6	98,1	98,1	-1,9	-1,9	0,32	0,32
2002	У3	26,0	-6,3	-5,7	80,5	82,0	-19,5	-18,0	0,32	0,32
2003	У4	39,9	7,6	13,9	123,5	153,5	23,5	53,5	0,32	0,26
2004	У5	30,5	-1,8	-9,4	94,4	76,4	-5,6	-23,6	0,32	0,40
2005	У6	34,7	2,4	4,2	107,4	113,8	7,4	13,8	0,32	0,30
2006	У7	29,9	-2,4	-4,8	92,6	86,2	-7,4	-13,8	0,32	0,35
2007	У7	19,2	-13,1	-10,7	59,4	64,2	-40,6	-35,8	0,32	0,30
2008	У8	42,3	10,0	23,1	131,0	220,3	31,0	120,3	0,32	0,19
У середньому		31,8	∆= 1,25		Тр = 103,4		Тп = 3,4		∆абс =0,37

Середня урожайність визначається за простою арифметичною:

= = 31,8 ц/га

Середній абсолютний приріст урожайності:

= = 1,25 ц/га

Середній темп росту:

= = 1,034 = 103,4%.

Середній темп приросту: 103,4% – 100% = 3,4%

Середнє значення 1% приросту: 1,25 : 3,4 = 0,37

Середня урожайність за 9 років склала 31,8 ц/га. Узагальнюючим показником швидкості зміни урожайності в динаміці є середньорічний темп приросту. Цей показник дає можливість встановити, наскільки в середньому за одиницю часу (рік) повинен збільшитися рівень ряду в абсолютному виразі, щоб, виходячи від початкового рівня за певний проміжок часу досягти кінцевого результату. Щороку урожайність зернових культур в середньому зростала на 1,25 ц/га, щоб досягти рівня звітного року (або на 3,4%), кожний відсоток приросту урожайності в середньому відповідає 0,37 ц/га.

Як зазначалося вище, основним завданням аналізу рядів динаміки є вивчення тенденції зміни досліджуваних явищ. Але як правило, рівні динаміки дуже варіюють і тенденцію змін виявити не можна. Тому необхідно провести вирівнювання ряду динаміки.

Вирівнювання ряду динаміки здійснюється за допомогою математичного рівняння y = a + bt. Це дає змогу не тільки виявити тенденцію в ряду динаміки, а й кількісно її охарактеризувати.

Суть вирівнювання по прямій полягає у визначенні параметрів a i b способом найменших квадратів. Для цього розв’яжемо систему рівнянь:

na + b =

a+ bt2 =

З метою спрощення розрахунків величину прирівняємо до нуля. При = 0 система рівнянь матиме такий вигляд:

na = ;

bt2 =

Тоді параметри прямої матимуть значення:

a = ; b = .

Таблиця 8 - Показники динаміки урожайності зернових культур

Роки	Урожайність (У), ц/га	Розрахункові дані
		t	t2	yt	yt = a + bt
2000	32,3	-4	16	-129,2	31,46
2001	31,7	-3	9	-95,1	31,55
2002	26,0	-2	4	-52,0	31,63
2003	39,9	-1	1	-39,9	31,71
2004	30,5	0	0	0	31,83
2005	34,7	1	1	34,7	31,89
2006	29,9	2	4	59,8	31,97
2007	19,2	3	9	57,6	32,05
2008	42,3	4	16	169,2	32,14
Разом	286,5	0	60	5,1	286,48

Підставивши дані з таблиці 8, отримаємо значення:

a = 286,5 : 9 = 31,83

b = 5,1 : 60 = 0,085

Параметр a = 31,83 характеризує теоретичну урожайність у 2004 році. Параметр b =0,085 показує зростання урожайності на 0,085 ц/га.

Отже, рівняння, що описує тенденцію рівня урожайності зернових культур з 2000 -2008 років має вигляд:

у = 31,83 + 0,085 t.

Підставляючи у рівняння відповідне значення t, знайдемо для кожного року вирівняне (теоретичне) значення урожайності:

у 2000 році y = 31,83 + 0,085 х (-4) = 31,49

у 2001 році y = 31,83 + 0,085 х (-3) = 31,58

у 2002 році y = 31,83 + 0,085 х (-2) = 31,66

у 2003 році y = 31,83 + 0,085 х (-1) = 31,74

у 2004 році y = 31,83 + 0,085 х 0 = 31,83

у 2005 році y = 31,83 + 0,085 х 1 = 31,92

у 2006 році y = 31,83 + 0,085 х 2 = 32,00

у 2007 році y = 31,83 + 0,085 х 3 = 32,09

у 2008 році y = 31,83 + 0,085 х 4 = 32,17

Сума теоретичних рівнів ряду динаміки дорівнює сумі фактичних рівнів, що свідчить про правильність обчислення.

Рівень урожайності зернових культур за досліджуваний період досить високим, і варіює від є 19,2 до 42,3 ц/га. Отже, складений динамічний ряд є нестабільним Вирівнювання рядів динаміки свідчить, що урожайність зернових культур у досліджуваному господарстві має тенденцію до зростання, що є позитивним явищем.

Наочно тенденцію рівня урожайності показано на рис. 1

Рис. 1

4. Індексний аналіз валового збору та середньої урожайності

Об'єм виробництва сільськогосподарської продукції один з основних показників, які характеризують діяльність сільськогосподарських підприємств. Від його величини залежить об’єм реалізації продукції, а, отже, і ступінь задоволення потреб населення в продуктах харчування.

Від об’єму виробництва продукції залежить також рівень її собівартості, сума прибутку. Завданням аналізу виробництва продукції є виявлення додаткових можливостей збільшення виробництва продукції, поліпшення її асортименту і якості, зменшення витрат.

Об’єм виробництва продукції рослинництва залежить бід багатьох факторів, і всі вони діють комплексно. Але основними з них є площа посіву та урожайність. Отже, збільшення виробництва продукції може бути досягнуто за рахунок розширення посівних площ, вдосконалення їх. структури і підвищення урожайності.

Для використання впливу того чи іншого фактора на обсяг валового збору зерна в звітному 2008 p. в порівнянні з базовим 2006 p. проведемо порівняльний аналіз. На відхилення валового виробництва по групі зернових культур звітного року від базового впливають:

кількісний фактор - площа посіву,

якісні фактори - урожайність і структура посівної площі.

Щоб виявити вплив цих факторів застосуємо індексний аналіз. Індексний аналіз дає змогу визначити вплив окремих факторів на зміну складного явища (в даному випадку – валового збору).

Таблиця 9 - Посівні площі, урожайність та валові збори зернових культур в ДП «Украгросоюз»

Культури	Площа, га		Урожайність, ц/га		Валовий збір, ц
	2006 р.	2008 р.	2006 р.	2008 р.	2006 р.	2008 р.	Умовн.
	П0	П1	У0	У1	У0 П0	У1 П1	У0 П1
Пшениця озима	496	1049	29,3	50,0	14536	52498	30736
Ячмінь озимий	573	261	28,0	30,9	16032	8054	7308
Ячмінь ярий	620	382	32,0	32,8	19849	12538	12224
Горох	78	106	31,0	28,0	2416	2969	3286
Разом	1767	1798	29,9	42,3	52833	76059	53760

Визначимо загальний індекс валового збору зерна:

Iзаг = У1П1 : У0П0 = 76059 : 52833=1,4396 або 144,0%;

Індекс показує, що валовий збір зерна в звітному періоді збільшився в порівнянні з базисним на 44,0%.

Зміна валового збору обумовлена зміною посівних площ зернових культур визначається за допомогою індивідуального індексу:

Iпл = П1 : П0 = 1798 : 1767 = 1,0175 або 101,8 %.

Отже, внаслідок збільшення площі посіву на 31 га (1798 – 1767) валовий збір зерна у звітному році зріс на 1,8%.

Зміна валового збору за рахунок відхилення урожайності визначається за формулою:

Іур = У1П1 : У0П1 = 76059 : 53760 = 1,415 або 141,5 %.

Отже, наслідком підвищення урожайності зернових культур на 12,4 ц/га (42,3 – 29,9) стало збільшення валового виробництва зерна на 41,5%.

Вплив структурних змін в посівних площах на валовий збір обчислюється за формулою:

Іст = : = : = 29,9: 29,9 = 1,0 або 100,0%

Отже, зміна структури посівних площ в даному випадку не має впливу на валовий збір зерна. Причиною цього є високий рівень урожайності у межах від 28,0 (горох) до 50,0 (пшениця озима) ц/га, а також висока питома вага посівів пшениці озимої, як провідної культури (58,3%).

Перевірка достовірності розрахунків обчислюється за формулою:

Івз = Іп х І ур х Іст = 1,0175 х 1,415 х1,0 = 1,4397

На наступному етапі визначається вплив факторів на аналізує мий об’єкт (валовий збір) у абсолютних показниках.

Абсолютне значення приросту валового збору встановлюється з урахуванням змін всіх факторів і розраховується як різниця фактичного валового збору від базисного:

ВЗ = У1П1 - У0П0 = 76059 – 52833 = 23226 ц

Зміна валового збору за рахунок:

посівної площі:

ВЗп = У0 х (П1 – П0) = 29,9 х (1798 – 1767) = 927 ц.

урожайності:

ВЗу = П1 х (У1 – У0) = 1798 х (42,3 – 29,9) = 22299 ц.

структури посівних площ:

ВЗст = У0П0 - 0 П1 = 52833 – 29,9 х 1798 = 0

Перевірка правильності розрахунків:

ВЗ = ВЗп + ВЗу + ВЗст

23226 = 927 + 22299 +0

Отже, в звітному році в порівнянні з 2006 роком валовий збір зерна зріс на 23226 ц/га. Наслідком розширення посівної площі під зерновими культурами на 31 га збільшення валового збору зерна на 927 ц. Підвищення урожайності на 12,4 ц/га дозволило підприємству додатково отримати 22299 ц зерна. Зміна структури посівних площ не вплинула на розмір врожаю.

В цілому частина приросту валового збору зерна внаслідок :

розширення посівних площ склала 4,0% (927 : 23226);

підвищення урожайності 96,0% (100% - 4%).

Таким чином, збільшення валового збору зерна на 96,0 здійснювалося за рахунок інтенсивних факторів і 4,0% - за рахунок екстенсивних факторів.

При аналізі впливу факторів на валовий збір по групі однорідних культур постає необхідність проведення аналізу середньої урожайності. На середню урожайність групи однорідних культур впливають фактори:

урожайність окремих культур;

структура посівних площ.

Вплив факторів на зміну середньої урожайності однорідних культур визначається шляхом розрахунку індексу урожайності (Іу) та індексу структури посівних площ (Іс). Взаємозв’язок індексів виражається залежністю:

І = Іу х Іс

Середня урожайність по групі зернових у звітному році становить:

1 = У1П1 : П1 = 76059 : 1798 = 42,3 ц/га

у базисному році:

0 = У0П0 : П0 = 52833 : 1767 = 29,9 ц/га

Абсолютне відхилення середньої урожайності звітного року від базисного становить:

У = 1 - 0 = 42,3 – 29,9 = 12,4 ц/га

Відносне відхилення:

І = 42,3 : 29,9 = 1,4147 або 141,5%

Отже, середня урожайність всіх зернових культур у звітному році в порівнянні з 2006 роком зросла на 12,4 ц/га (або на 41,5%).

Для визначення впливу урожайності окремих культур необхідно обчислити умовну урожайність за формулою:

ум = У0П1 : П1 = 53760 : 1798 = 29,9 ц/га

Зростання середньої урожайності зернових за рахунок зміни урожайності окремих культур:

абсолютне відхилення: Уу = 1 - ум = 42,3 – 29,9 = 12,4 ц/га

відносне відхилення: Іу = 1 : ум = 42,3 : 29,9 = 1,4147 або 141,5%

Отже, внаслідок підвищення урожайності озимих пшениці та ячменю, ярого ячменю середня урожайність зернових культур зросла на 12,4 ц/га (або на 41,5%).

Розраховувати індекс впливу структури посівної площі немає сенсу (0 = ум). так як зміна середньої урожайності повністю залежить тільки від урожайності окремих культур.

5. Кореляційно-регресійний аналіз зміни урожайності

Порівняльну кількісну характеристику впливу різних факторів на зміну рівня врожайності можна встановити за допомогою кореляційного аналізу. Обов’язковою умовою застосування кореляційного методу э масовість показників, що дозволяє виявити тенденцію, закономірність розвитку. Форма взаємозв’язку між факторами і результативним показником виявляється тільки тоді, коли для дослідження використовується значна кількість спостережень. Тоді відповідно до закону великих чисел вплив інших факторів згладжується. Кореляція може бути парною і множинною.

Парна кореляція – це зв'язок між двома показниками, один із яких є факторним, інший результативним показником.

Статистична залежність виявляється в тому, що зі змінюванням однієї величини змінюється середнє значення іншої. Така залежність називається кореляційною. Наприклад, у землеробстві з однакових за площею ділянок землі при рівних кількостях внесених добрив збирають різний врожай. Звичайно, немає строгої функціональної залежності між урожайністю та кількістю внесених добрив. Це пояснюється впливом випадкових факторів (опади, температура повітря, розташування ділянки тощо). Водночас, як показує досвід, середній врожай залежить від кількості внесених добрив, тобто зазначені показники, напевне, пов’язані кореляційною залежністю.

Використання в аналізі рівня урожайності багатофакторних кореляційно-регресійних моделей дає можливість розв’язати такі два основні завдання:

визначити і кількісно виміряти ступінь впливу як окремих факторів, так і їх сукупності на рівень врожайності і тим самим виділити важливіші фактори, що формують її рівень;

на основі побудованих кореляційно-регресійних моделей, що характеризують залежність врожайності від різних факторів, можна робити розрахунки кількісних змін рівня врожайності при зміні на певну величину окремих факторів, що вивчаються, тобто робити розрахунки очікуваного рівня врожайності та здійснювати його прогнозування при заданих значеннях факторних ознак.

Побудові багатофакторних кореляційно-регресійних моделей залежності врожайності від різних факторів повинен передувати теоретичний якісний аналіз, на основі якого, виходячи з цілей і завдань дослідження, відбираються для вивчення фактори, що визначають рівень врожайності. При цьому потрібно мати на увазі, що змістовність результатів аналізу багато в чому визначається ступенем наукової обґрунтованості добору факторів. Одна з основних умов їх відбору - результативна ознака (врожайність) - повинна перебувати в причинному зв’язку з факторними ознаками.

По-перше, до багатофакторної кореляційно-регресійної моделі урожайності повинні включатись лише ті фактори, які з точки зору економічної теорії можуть здійснювати вплив на рівень врожайності.

По-друге, показники, що характеризують відібрані фактори, повинні мати кількісний вираз. Список цих факторів може бути або досить широким, або обмежуватися лише необхідною вихідною інформацією. Число включених до моделі факторів повинно бути практично доцільним. Ця вимога означає, що при моделюванні економічних показників необхідно прагнути використовувати мінімальну кількість факторів, в основному тих, що визначають коливання, варіацію досліджуваного показника. Включення до моделі великого числа факторів може призвести до того, що модель відобразить не тільки закономірності, притаманні даному явищу на тлі випадкових коливань, але й самі випадкові коливання. До того ж варто мати на увазі, що розроблені багатофакторні кореляційно-регресійні моделі повинні бути зручними для практичного використання і зрозумілі працівникам будь-якого рівня управління.

Щоб одержати надійніші і значиміші результати вивчення залежності врожайності від різних факторів, дослідження необхідно проводити не на підставі даних тільки одного якогось довільно взятого року, а за кілька років, щоб усунути вплив метеорологічних умов окремих років, що є однією з основних причин різких коливань як рівня врожайності.

Таблиця 10 - Розрахунок залежності урожайності зернових культур від внесення добрив в ДП «Украгросоюз»

Роки	Внесено добрив на 1 га ріллі, ц діючої речовини	Урожайність, ц/га	Квадрати		Розрахункові значення
Символи	х	у	у2	х2	ху
2000	0,7	32,3	1043,3	0,49	22,6
2001	0,9	31,7	1004,9	0,81	28,5
2002	1,5	26,0	676,0	2,25	39,0
2003	2,2	39,9	1592,0	4,84	87,8
2004	1,7	30,5	930,2	2,89	51,8
2005	2,2	34,7	1204,1	4,84	76,3
2006	1,1	29,9	894,0	1,21	32,9
2007	0,7	19,2	368,6	0,49	13,4
2008	1,2	42,3	1789,3	1,44	50,8
Разом:	12,2	286,5	9502,4	19,26	403,1

При застосуванні багатофакторних кореляційно-регресійних моделей в аналізі факторів урожайності, як і у всіх випадках їх побудови, важливе значення має правильний вибір типу рівняння регресії, здатного найточніше відобразити реально існуючі залежності між урожайністю і визначаючими її рівень факторами, а також достатній обсяг досліджуваної сукупності. Практика багатофакторного кореляційно-регресійного аналізу свідчить про те, що лінійні рівняння найчастіше досить повно відображають закономірності формування рівнів досліджуваних суспільних явищ. Це можна пояснити тим, що у визначеному інтервалі самі складні залежності можуть бути приблизно добре відображені лінійним рівнянням:

= а + bx

Щоб обчислити параметри прямої, необхідно розв’язати систему рівнянь:

= na + b

= a + b2

Підставивши дані таблиці 9 у систему рівнянь, отримаємо:

286,5 = 9 a + 12,2 b : 9

403,1 = 12,2 a + 19,26 b : 12,2

31,83 = a + 1,36b

33,04 = a + 1,58b

a = 31,83 – 1,36b

33,04 = 31,83 – 1,36 b +1,58 b

a = 31,83 – 1,36 b

33,04 = 31,83 + 0,22 b

b = 1,21 : 0,22

b = 5,5

a = 31,83 – 1,36 х5,5

а = 24,35

Перевірка:

24,35 + 1,36 х 5,5 = 31,83

24,35 + 1,58 х 5,5 = 33,04

Отже, залежність між рівнем продуктивності праці і коефіцієнтом механізації можна виразити рівнянням прямої лінії регресії:

= 24,35 + 5,5x.

Параметр b називають коефіцієнтом пропорційності (регресії), він показує, на скільки одиниць змінюється результативний показник при зміні факторного показника на одиницю.

У нашому прикладі коефіцієнт пропорційності показує, що із збільшенням внесення мінеральних добрив на 1 ц. у розрахунку на 1 га площі урожайність у середньому зростає на 5,5 ц/га.

Коефіцієнт пропорційності може бути додатнім, що свідчить про прямий зв'язок, або від’ємний, що свідчить про зворотній зв'язок.

Коефіцієнт кореляції (r) одним числом дає уявлення про направлення (пряма +, зворотна -) та силу зв’язку (від 0 до 1);

0 - зв’язок відсутній;

0 - 0,3 - зв’язок слабкий;

0,3 - 0,7 - зв’язок середній;

0,7 - 1,0 - зв’язок сильний.

Для визначення і оцінки щільності зв’язку між двома лінійно залежними показниками застосовують парний (лінійний) коефіцієнт кореляції. Його обчислюють за формулою:

rxy = ,

де

- середнє значення добутку показників;

, - середні значення показників;

, - середні квадратичні відхилення показників.

За даними таблиці 9 обчислимо значення за формулою:

= : n = 403,1 : 9 = 44,8

- середнє значення результативної ознаки:

= : n = 286,5 : 9 = 31,83

- середнє значення факторної ознаки:

= : n = 12,2 : 9 = 1,36

- середнє квадратичне відхилення результативної ознаки (по ряду урожайності):

у = 2 = 2 = = 6,53

- середнє квадратичне відхилення факторної ознаки (по ряду внесення мінеральних добрив)

х = 2 = 2 = = 0,54

- ступінь залежності урожайності від внесення мінеральних добрив:

rxy = = 0,428 (1)

Отже, коефіцієнт лінійної кореляції (0,42) свідчить про те, що ступінь щільності залежності між ознаками середній, характеризується прямолінійним характером зростання урожайності і перебуває в прямій залежності від збільшення кількості внесення добрив.

Поряд з коефіцієнтом кореляції для характеристики зв’язку між двома ознаками використовують коефіцієнт детермінації, який чисельно рівний квадрату коефіцієнта кореляції. Коефіцієнт детермінації показує частину тих змін, які у залежності, яку вивчають обумовлені факторіальними ознаками і дають більш чітке уявлення про ступінь спряження ознак.

Коефіцієнт детермінації визначається за формулою: D = r2 x 100% = 0,4282 х 100 = 18,3%.

Отже, зростання урожайності тільки на 18,3% залежить від внесення добрив і на 81,7% - від інших факторів.

У рядах динаміки має місце, так звана, автокореляція, яка виникає внаслідок того, що фактором зміни рівнів ряду виступає поряд з іншими причинами і час. Якщо два показники змінюються в часі в одному чи в протилежних напрямках, то навіть коли ці показники причинне зовсім не зв'язані між собою, коефіцієнт кореляції між ними може виявитись досить високим. При визначенні показників тісноти зв'язку і рівнянь регресії в рядах динаміки автокореляцію доводиться усувати.

Автокореляція в рядах динаміки може призвести до похибки при оцінці взаємозв’язку шляхом кореляційно – регресійного аналізу, оскільки при цьому перекручується дійсна тіснота між рівнями ряду. велика міра тісноти між рівнями рядів в окремих випадках може мати місце навіть при відсутності зв’язку між відповідними явищами. Для цього достатньо стійкої системи в розвитку явищ, наявності лінійного співвідношення. наявність автокореляції утруднює здійснення аналізу досліджуваного економічного показника, оскільки:

ускладнюється процес виділення суттєвих факторів;

перекручується значення коефіцієнтів;

ускладнюється визначення коефіцієнтів регресії методом найменших квадратів

Автокореляцію в рядах динаміки можливо усунути, якщо визначити кореляцію різниць між наступними і попередніми рівнями обох рядів х = хі – х і-1, у = уі – у і-1. при заміні рівнів динамічних рядів різницями між ними, усувається вплив автокореляції в кожному динамічному ряді.

Таблиця 11 - Дослідження автокореляції

Роки	Показники		Різниця між рівнями		Розрахункові величини
	х	у	х	у	х2	у2	ху
2000	0,7	32,3	-	-	-	-	-
2001	0,9	31,7	0,2	-0,6	0,04	0,36	-0,12
2002	1,5	26,0	0,6	-5,7	0,36	32,49	-3,42
2003	2,2	39,9	0,7	13,9	0,49	193,21	9,73
2004	1,7	30,5	-0,5	-9,4	0,25	88,36	4,70
2005	2,2	34,7	0,5	4,2	0,25	17,64	2,10
2006	1,1	29,9	-1,1	-4,8	1,21	23,04	5,28
2007	0,7	19,2	-0,4	-10,7	0,16	114,49	4,28
2008	1,2	42,3	0,5	23,1	0,25	533,61	11,55
Разом	12,2	286,5	0,5	10,0	3,01	1003,23	34,10

Коефіцієнт автокореляції визначають за формулою:

rа = = = 0,62

Для перевірки автокореляції в залишкових величинах можна використовувати критерій Дарбіна - Ватсона, який позначається символом d. Доведено, що значення d – статистики знаходиться у межах 0- 4 і розраховується за формулою:

d = (2 (1 –ra)

d = 2 (1 - 0,62) = 0,76

За таблицею Дарбіна – Уотсона знаходимо верхнє і нижнє критичні значення при кількості спостережень n =9, і кількості факторів m =1:

d1 = 0,82; d2 = 1,32.

За порівняння розрахункового значення d з табличним може спостерігатися один з трьох варіантів:

1. 0 < d < d1 – ряд має додатну автокореляцію;

2. d1 < d < d2 – автокореляція відсутня;

3. 4 - d1 < d < 4 – ряд має від’ємну автокореляцію.

4. d2 < d < 4 - d2 - автокореляція відсутня.

Отже, згідно розрахунків, коефіцієнт автокореляції має позитивне значення (менше 2), ряд має автокореляцію (справедлива I нерівність).

Для нашого прикладу: d = 0,76 при п = 9 і 5 %-ному рівні ймовірності d1 = 0,82, тобто, d< d1 на 0,0 пункти, що і засвідчує про незначну автокореляцію.

Оскільки врожайність є синтетичним показником, рівень якого зумовлений дією багатьох факторів, в аналізі доцільніше використовувати не прості двофакторні, а багатофакторні кореляційно-регресійні моделі, які дають змогу вивчити відразу вплив кількох факторів. У більшості економічних досліджень необхідно вивчати динаміку кількох показників одночасно, тобто розглядати паралельно кілька динамічних рядів. Тому дослідимо зміну урожайності в залежності від внесення добрив і затрат праці в розрахунку на 1 га площі.

Таблиця 12 - Розрахунок двофакторної кореляційно – регресійної моделі

Роки	Внесено добрив на 1га, ц д.р.	Затрати праці на1 га, люд.год.	Урожайність, ц/га	Розрахункові величини
Символи	х	z	у	у2	ху	х2	z2	yz	xz
2000	0,7	45	32,3	1043,3	22,6	0,49	2025	1453,5	31,5
2001	0,9	44	31,7	1004,9	28,5	0,81	1936	1394,8	39,6
2002	1,5	26	26,0	676,0	39,0	2,25	676	676,0	39,0
2003	2,2	52	39,9	1592,0	87,8	4,84	2704	2074,8	114,4
2004	1,7	31	30,5	930,2	51,8	2,89	961	945,5	52,7
2005	2,2	33	34,7	1204,1	76,3	4,84	1089	1145,1	72,6
2006	1,1	27	29,9	894,0	32,9	1,21	729	807,3	29,7
2007	0,7	25	19,2	368,6	13,4	0,49	625	480,0	17,5
2008	1,2	45	42,3	1789,3	50,8	1,44	2025	1903,5	54,0
Разом:	12,2	328	286,5	9502,4	403,1	19,26	12770	10880,5	451,0

Здійснимо розрахунки параметрів множинної кореляції способом найменших квадратів:

= na + b + c

= a + b2 + c

= a + b + c2

286,5 = 9 а + 12,2b + 328 с : 9

403,1 = 12,2 а + 19,26 b + 451 с : 12,2

10880,5 = 328 а + 451 b + 12770 с : 328

31,83 = а + 1,36 b + 36,44 с

33,03 = а + 1,58 b + 36,97 с (2 -1)

33,17 = а + 1,375 b + 38,93 с (3 -1)

1,21 = 0,22 b + 0,523 с : 0,22

0,13 = -0,205 b + 1,965 с : (-0,205)

5,5 = b + 2,377 с

-0,634 = b – 9,585 с (2 -1)

-6,134 = -11,962 с

с = 6,134 : 11,962

с = 0,51

1,21 = 0,22 b + 0,523 х 0,51

1,21 = 0,22 b + 0,268

0,22 b = 0,942

b = 0,942 : 0,22

b = 4,28

31,83 = а + 1,36 х 4,28 + 36,44 х 0,51

31,83 = а + 24,4

а = 31,84 – 24,4

а = 7,43

Перевірка:

286,5 = 9 х 7,43 + 12,2 х 4,28 + 328 х 0,51

403,1 = 12,2 х 7,43 + 19,26 х 4,28 + 451 х 0,51

10880,5 = 328 х 7,43 + 451 х 4.28 + 12770 х 0,51

Отже, лінійне рівняння множинної кореляції має вигляд:

xz = 7,43 + 4,28х + 0,51z

З урахуванням впливу другого фактору визначимо середнє квадратичне відхилення по ряду затрат праці:

- середнє значення

= : n = 10880,5 : 9 = 1208,94

середнє значення другої факторної ознаки:

= : n = 328 : 9 = 36,44

- середнє квадратичне відхилення факторної ознаки (по ряду внесення мінеральних добрив)

z = 2 = 2 = = 9,54

- ступінь залежності урожайності від затрат праці :

ryz = = = 0,787 (2)

Отже, коефіцієнт лінійної кореляції (0,787) свідчить про те, що ступінь щільності залежності між ознаками високий, характеризується прямолінійним характером зростання урожайності і перебуває в прямій залежності від збільшення затрат праці на одиницю площі.

Зв'язок між факторними ознаками (внесенням мінеральних добрив і затратами праці) визначається за формулою:

rхz =

= : n = 451:9 = 50,11

- ступінь залежності кількості внесених добрив від затрат праці:

rxz = = 0,107 (3)

Обчислені парні коефіцієнти кореляції (1,2, 3) показують:

1. Урожайність зернових культур перебуває у тісному зв’язку з затратами праці на їх вирощування та збір (ryz = 0,787);

2. Між урожайністю і внесенням мінеральних добрив виявлений середній зв'язок (rxy = 0,428);

3. Існує слабка залежність між факторними знаками (внесенням мінеральних добрив і затратами праці (rxz = 0,107).

Часткові коефіцієнти кореляції

Між ознаками У (урожайність) та Х (внесення добрив) без урахування впливу ознаки Z (затрат праці):

ryx(z) = = = 0,560

Отже, як видно з розрахунку, якщо виключити вплив затрат праці, внесення мінеральних добрив в більшій мірі впливає на зміну урожайності.

Між ознаками У (урожайність) та Z (затрат праці) без урахування впливу ознаки Х (внесення добрив):

ryz(x) = = = 0,824

При виключенні впливу кількості внесених мінеральних добрив вплив затрат праці на зміну урожайності зростає.

Між ознаками Х (внесення добрив) Z (затрат праці) без урахування впливу ознаки У (урожайності):

rxz(y) = = = -0,740

Отже, від’ємний коефіцієнт свідчить про відсутність зв’язку між цими факторами.

Коефіцієнт множинної кореляції визначається за формулою:

Ryxz = = = 0,8596

Коефіцієнт детермінації:

D = r2 x 100% = 0,85962 х 100 = 73,9%

Отже, урожайність зернових культур на 73,9% залежить від внесення добрив затрат праці і на 26,1% - від інших неврахованих факторів.

6. Прогнозування валового збору

Очевидно, що майбутнє неможливо спостерігати, а очікуваний результат - виміряти, його можна лише передбачити за певних умов, якщо тенденція не зміниться. Статистичні прогнози ґрунтуються на гіпотезах про стабільність значень величини, що прогнозується.

Спочатку розглянемо прогнозування по рядам динаміки. Основою прогнозування по рядам динаміки є передбачення, що закономірність, яка діє в середині досліджуваного о ряду динаміки, який виступає в якості бази прогнозування, зберігається надалі.

Точність прогнозування залежить від обґрунтування припущення про збереження направленості та ступені впливу тих факторів, які формували явища в попередньому періоді. Для того, щоб зробити прогноз, необхідно дослідити квадрат відхилення фактичного від вирівняного значень по прямій.

На основі адекватної регресійної моделі можна здійснити прогноз показника-функції у, задаючи певні значення факторів х та z.

У рівняння регресії xz = 7,43 + 4,28х + 0,51z підставляємо планові (розрахункові) значення х (внесення мінеральних добрив) та z (затрат праці) у розрахунку на 1 га площі. Значення очікуваної урожайності становитиме:

у = 7,43 + 4,28 х 1,8 + 0,51 х 48 = 39,6 ц/га.

Таблиця 13 - Перспективи вирощування зернових культур

Показники	Площа, га	Урожайність, ц/га	Валовий збір, ц
В середньому за 2000 – 2008р.р.	1682	31,8	53488
2009 рік (ф. №29 – с.г. «Звіт про хід збирання врожаю»)	1812	38,1	69037
Перспектива на 2010 рік	1812	39,6	71755
Перспективний рік у % до звітного	100	103,9	103,9
Перспективний рік у % до середніх значень	107,7	124,5	134,1

Отже, при прогнозованій урожайності 39,6 ц/га і при незмінній площі посіву, підприємство планує отримати 71755 ц зерна, що на 2718 ц (або на 3,9%) вище валового збору звітного 2009 року. Прогноз, отриманий підстановкою в рівняння регресії очікуваного значення фактора, називають крапковим прогнозом. Імовірність точної реалізації такого прогнозу вкрай мала. Наприклад, якщо дослідити прогнозований рівень урожайності на 2008 року з фактично отриманим, виявиться:

у = 7,43 + 4,28 х 1,2 + 0,51 х 45 = 35,5 ц/га, що фактична урожайність вище прогнозної на 7,0 ц/га. Але слід відмітити, що у даному рівнянні регресії не враховані інші фактори, що впливають на урожайність.

Висновки

В даній курсовій роботі була розглянута урожайність та шляхи її підвищення у ДП «Урагросоюз» Ананьївського району Одеської області.

Урожай, валовий збір і врожайність - найважливіші результативні показники рослинництва і сільськогосподарського виробництва в цілому. Рівень врожайності відображає дію економічних і природних умов, в яких здійснюється сільськогосподарське виробництво, і якість організаційно-господарської діяльності кожного підприємства. Основними джерелами про урожай і урожайність є річні звіти (ф. №50 с.г). У них відображаються дані про валові збори і урожайність сільськогосподарських культур, що вирощуються в господарстві. Зернові культури мають найбільшу питому вагу в структурі посівних площ і валових зборів сільськогосподарських культур, що пояснюється їх винятковим значенням та різнобічним використанням. Для оцінки досягнутого рівня урожайності зернових культур розраховують показники: урожайність зернових культур, ц/ га.; собівартість виробництва 1ц, грн.; витрати на 1га площі під культуру, грн. Для більш точної оцінки впливу комплексу й окремих факторів на урожайність і фактори, що її обумовлюють, результативні групування варто застосовувати в комплексі з факторними, що дозволяють розкрити ступінь впливу на результат окремих факторів при різних умовах. Вищий рівень урожайності зернових культур забезпечується за рахунок кращої якості земель, кращих умов виробництва і більш раціонального та ефективного використання ресурсів виробництва. Кореляційно-регресійний аналіз дає змогу виміряти ступінь впливу факторних ознак на результативні, встановити міру тісноти зв’язку між ними та роль досліджуваних економічних показників у загальній зміні результативної ознаки.

Інтенсифікація, а, отже, і зростання фондо- і енергоозброєності праці дозволяє в зменшувати витрати праці, що веде до зниження трудоємності виробництва На практиці це виражається в зростанні оброблюваних площ у розрахунку на 1 працівника, в зниженні затрат праці на 1 га земельної площі.

Підвищення рівня якості земельних угідь шляхом внесення мінеральних добрив, покращення технічної оснащеності сільськогосподарського виробництва, дотримання оптимальних строків виконання робіт сприяє не тільки скороченню трудомісткості вирощування сільськогосподарських культур, але й зростанню урожайності.

Аналіз динаміки урожайності у ДП «Украгросоюз» дозволяє зробити наступні висновки:

1. Наряду з високим виробничим потенціалом урожайність зернових культур одна з найвищих у районі. Це пов’язано з економічними причинами: дане підприємство спеціалізується на вирощуванні елітного насіння.

2. Разом з тим дані аналізу свідчать про невисокий рівень робіт, пов’язаних із покращенням якості ґрунтів: при нормі внесення мінеральних добрив 2 -2,2 ц ум. реч. вноситься їх недостатня кількість. .

Відсутність необхідного обладнання і ефективних мінеральних добрив також негативно впливає на рівні урожайності, так як не забезпечується належний догляд за урожаєм. В значній мірі на урожайність впливають метеорологічні умови, особливо це стосується останніх років, коли були зареєстровані низькі температури при безсніжному зимовому періоді. Це актуально і для інших сільськогосподарських виробників Ананьївського району, який знаходиться у зоні ризикованого землеробства

Виходячи з вище сказаного, можна внести пропозиції В першу чергу, і надалі проводити політику інтенсифікації виробництва – оновлювати давно застаріле обладнання, сільськогосподарські машини більш продуктивними. По – друге, вести підготовку кваліфікованих кадрів, які зможуть забезпечити належний ухід за посівами. По – третє, розробити заходи захисту посівів від несприятливих погодних умов та шкідників. По – четверте, використовувати найбільш продуктивні і морозостійкі сорти зернових культур.

Література

1. Бугуцький О.А., Опря А.Т. та інші / Під ред. Бугуцького О.А. Сільськогосподарська статистика з основами економічної статистики. – К.: Вища школа, 1984.

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

3. Гаркавий В.К. Статистика – К:, Вища школа, 1995.

4. Єріна А.М. Статистичне моделювання та прогнозування: Навч. посібник. - К.: КНЕУ, 2001. - 170 с.

5. Степаненко М.В. Статистика, К:, Вища школа, 1991.

6. Царенко О.М. Економічний аналіз діяльності підприємств агропромислового комплексу: Навч. посібник. - К.: Вища школа, 1998.-256с

7. Чекотовський Е.В. Основи статистики сільського господарства: Навч. посібник, КНЕУ, 2001.

8. Ефимова М.Р., Ганченко О.И., Петрова Е.В. Практикум по общей теории статистики. – М.: Финансы и статистика, 2000.