Курсовая работа: Економіко-статистичний аналіз продуктивності праці в тваринництві

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).

Страницы: 1, 2, 3