Статистические методы анализа динамики показателей эффективности молочного производства и ее факторов в условиях перехода к рыночной экономике (на примере колхозов Брянской области) тема диссертации по экономике, полный текст автореферата

Автореферат диссертации по теме "Статистические методы анализа динамики показателей эффективности молочного производства и ее факторов в условиях перехода к рыночной экономике (на примере колхозов Брянской области)"

"Г

САНКТ-ПЕТЕРБУРГСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ ЭКОНОМИКИ И ФИНАНСОВ

На правах рукописи

РАЕВСКАЯ Анна Васильевна

СТАТИСТИЧЕСКИЕ МЕТОДЫ АНАЛИЗА ДИНАМИКИ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ЭФФЕКТИВНОСТИ МОЛОЧНОГО ПРОИЗВОДСТВА И ЕЕ ФАКТОРОВ В УСЛОВИЯХ ПЕРЕХОДА К РЫНОЧНОЙ ЗК0Н0МИКЕ (на примере колхозов Брянской области)

08.00.11 - Статистика

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации на соискание ученой степени кандидата экономических наук

САНКТ-ПЕТЕРБУРГ 1994 -

Работа выполнена на кафедре экономико-математических методов и сельскохозяйственной статистики Санкт-Петербургского государственного аграрного университета.

Научный руководитель; доктор экономических наук.

профессор 11. и. ЮЗБАШЕВ

Официальные оппоненты: доктор экономических наук.

профессор К9РИИЕВА П.И.

кандидат экономических наук, доцент ПОПОВА О.В.

Ведувая организация: Научно-исследовательский институт

Санкт-Петербургского университета экономики и финансов по адресу: 1Э1023, Санкт-Петербург, канал Грибоедова, 30/32.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке С-ПУЭФ.

Отзывы на автореферат в двух экземплярах с подписями, заиврвиини.. псч-Тйм, ирисим направлять Ученому секретари

экономики и организации сельско хозяйственного производства Нечерноземной зоны Российской Федерации

с-пгазФ.

Ученый секретарь специализированного совета, доктор экономических наук. Профессор

И.И.ЕЛИСЕЕВА

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ

Актуальность темы исследования Сельскохозяйственное, производство с точки зрения экономического, статистического подхода - сложная открытая система, развивающаяся под влиянием как внутренних, управляемых факторов, тек и неуправляемых Факторов природной среды. Соотношение этих факторов непрерывно меняется, поэтому экономические процессы отличаются относительным непостоянством. Математико-статистическое описание позволяет лишь приближенно количественно охарактеризовать явления в экономике. Выраженная математическая зависимость .должна показать ту тенденцию, к которой ближе всего фактическое движение экономических процессов при указанных условиях.

При развитии рыночного хозяйства и замене директивного планирования самостоятельным творчеством Независимых менеджеров-руководителей акционерных обществ, кооперативов и отдельных фермеров, статистико-математические методы изучения рынка, тенденции развития производства становятся все более явно необходимыми. Поэтому тема исследования может считаться актуальной на весь период перехода сельского хозяйства к рынку, процесс которого только еще начинается.

Цель и задачи исследования. Целью исследования является совершенствование методики статистического изучения производства молока и его эффективности с применением новых средств анализа и ЭВМ. Достижение этой цели потребовало решения следующих задач:

- определение достаточности и обоснованности информации для проведения статистического анализа производства молока в колхозах Брянской области, оценка количества данных и их однородности;

- изучение динамики показателей производства молока в целом по области:

- выявление однородных подпериодов динамики валового производства' молока, продуктивности коров, производительность труда, себестоимости 1 ц молока и подтверждение статистической устойчивости межгрупповых границ выявленных подпериодов для расчета трендов и измерения колеблемости;

- отбор наиболее существенных факторов, влияющих на продуктивность коров, производительность труда в молочном скотоводстве и себестоимость 1 ц молока:

- построение многофакторных регрессионных моделей продуктивности коров, производительности труда и себестоимости 1 ц молока для их прогнозирования и оценки хозяйственной деятельности колхозов;

- применение методики прогнозирования основных показателей эффективности производства молока на основе линейных регрессионных моделей с учетом коэффициентов динамического изменения эластичности производственных Функций; •

- проверка качества прогнозирования показателей эффективности молочного производства на основе ретроспективного прогноза на 1992 и 1993 годы по данным колхозов Брянской области.

Предмет и объект исследования. Предметом исследование являются показатели эффективности молочного производства.

Объектом исследования является совокупность из 261 колхоза Брянской области с общим поголовьем 126,2 тыс. голов. Исследование охватывает период с 13?? по 1993 годы. В качестве источников информации использованы годовые отчеты колхозов и статистические сборники областного управления статистики. •

Методология и методика исследования. Теоретической и методологической основой исследования послужили труды- отечественных и зарубекных ученых по статистике, вопросам эффективности молочного производства, прогнозирования социально-экономических явлений. Методика статистического изучения динами-'ческих рядов базировалась на методах и приемах статистического исследования рядов распределения и динамических рядов, методе группировок, табличного и графического отображения распределений и их динамики, методе аналитического выравнивания

¡>."¡0? «стс^с пС^ОиЛСюОо;«, ои^пацпп, пуи

речении поставленных задач использовались методы корреляционно-регрессионного анализа, дисперсионного анализа и моделирования, Все расчеты производились на ЭВМ СМ-4 по стандартным программам "БШИ-Р, "ЗТОВЯ-З" и "ЭТАТЫМР".

Научная новизна работы состоит в следующем:

- впервые с помощью многомерного критерия хи~квадрат (метод Кильдииева-Аболенцева) проведен анализ однородности динамических рядов и выявлены подпериоды с разным характером развития основных показателей производства молока;

- впервые применена методика прогнозирование основных показателей (продуктивности коров и производительности труда в молочном скотоводстве) производства молока в колхозах области на основе линейных моделей с учетом коэффициентов динамического изменения эластичности производственных Функций:

- построены статистически значимые регрессионные модели продуктивности коров, производительности /труда в молочном производстве и себестоимости 1 ц молока за 5 лет и по среднегодовым данным для колхозов Брянской области;

- на основе ретроспективного прогноза доказана высокая точность прогнозирования с использованием предложенной методики.

Практическая значимость работы заключается в том, что методика' периодизации динамических рядов позволяет вновь образованным хозяйствам, не имеющим статистических данных по показателям молочного производства за длительный промежуток времени, проводить анализ тенденции производства молока на основе имеющихся данных.

Приводимая методика прогнозирования может быть'использована для оценки результатов производственной деятельности колхозов и в других областях России, а такке применена для других типов сельскохозяйственных предприятий.

Методика построения регрессионных моделей с учетом изменения эластичности влияния факторов позволяет,достаточно надежно прогнозировать продуктивность коров, производительность труда и другие натуральные показатели даже' в нестабильных ус-лпвиях перехода к рынку.

Предложенные методики могут быть использованы в учебном процессе при преподавании курса сельскохозяйственной статистики для студентов экономических факультетов и слушателей ФПК.

Апробация и внедрение работы. Результаты проведенных.ис-ледований доложены и.одобрены на научной кокференции профессорско-преподавательского состава и аспирантов Санкт-Перер-бургского государственного аграрного университета (1994 г.). Результаты исследований одобрены и внедряются Бряйским областным управлением статистики (справка о внедрении от П июля 1994 г.).

Отдельные теоретические и методологические положения ис-

Э

пользуются в учеВном процессе Брянского СХИ при преподавании курса "Сельскохозяйственная статистика" для студентов и слушателей ФПК,

Публикации, Отдельные • положения диссертации изложены в опубликованной статье.

Структура работы. Диссертация состоит из введения, трех глав-, выводов и предложений, списка использованной литературы И'приложений. , Диссертация изложена на 132 страницах машинописного текста, включает 43 таблицы, 4 рисунка и 3? приложений.

СОДЕРЙАНИЕ РАБОТЫ

Во введении обоснована актуальность темы диссертации, сформулированы цель и задачи исследования, основные положения, выносимые на защиту.

В первой главе "Статистический анализ динамики основных показателей производства молока" излагаются задачи статистического изучения динамики и-рассматриваются методики по выбору типа линии аналитического выравнивания динамических рядов. Правильный выбор выравнивающей линии позволяет не только более точно охарактеризовать основную тенденцию динамики, но и точнее исчислить показатели колеблемости уровней динамического ряда.

мЛя ин^сдслсппя |ина уравнения, описывающего основную тенденцию динамики валового надоя молока, был проведен анализ динамики продуктивности коров и производительности труда, представленный показателей выхода молока за 1 чел.-час прямых затрат.

Отсутствие устойчивой тенденции по всей длине динамического ряда [, и отсутствие единого тренда, выступающее следствием неоднородности ряда, приводит к понятию периодизации, для которой характерна возможность выявления относительно устойчивых тенденций изменения экономического показателя..

Для анализа однородности изучаемых динамических рядов

была применена методика, основанная на критерии:

п-1

и(р2)

п(п-т)ш

( п

| [(п-ш) Е XI

I '-1

{ -—

п >

т Е XI ]2 |

1-14+1 |

Е х-2

и(р2)

< Т.2а,к

1-1

1 _

1 п — ( Е X!)2 1-1

где п - число уровней динамического ряда (1 - 1,2,.;., п); XI - значения уровня динамического ряда; «, к - уровень значимости и число степеней свободы табличной характеристики критерия х2.

Анализ однородности динамических рядов показателей эффективности молочного прризводства, выполненный с , помощью критерия ( 1 ), показал, что в силу единых в основе факторов динамики укапанных погазателей и идентичной тенденции их изменения, 17-летний цикл разбивается ка четыре однородные под-периода: первый включает подпериод с 1977 по 1981 гг., второй - с 1981 по 1986 гг., третий - с 1986 по 1990 гг. и четвертый подпериод - с 1990 по 1993 гг.

На втором этапе ставилась задача о проверке статистической устойчивости межгрупповых границ на основе критерия:

пч+пч+1-1 и(ЗсьБд+1)---:- *

ПдПЧ+1 (ПЧ+ПЧ+1) Г . ПЧ Пч+1 1

( пч+1 Е х( - Пг, Е хО2 |

1-1 1-ПЧ |

П(1+1

Е 1-1

1

XI

г..

пч+1

( Е Х1): 1-1 •

| < л2

I

( н )

■ Пч+пч+1

где Эй, - соотгетственно q-я и (я+1)-я группы;

пч+1 - соответственно число уровней динамического ряда в группах Бя, Зч+1; п<-(41) - число уровней ряда на интервале 11+ 11+1, объединяющем группы Зч и Выполнение неравенства ЩБч, < х,2а.к соответствует

непротиворечивости нулевой гипотезы. Это приводит К объединен

5

нию д-й и (ч+1)-й групп и последующему сравнению с группой (Я+2). Если же Щ^, Бд+1) > х2а. к. то. граница между д-й группой и группой сохраняется, а проверке подлежит граница (ч+1)-й группой и группой (р+2).

В результате расчетов было установлено, что межгрупповая граница динамического ряда валового надоя молока, отделяющая подпериод 1977-1981 гг. от подпериода 1981-1986 гг. статистически устойчива при уровне значимости а - 0,05, что позволяет оба подпериода рассматривать как самостоятельные. Далее при помощи критерия ( 2 ) была доказана статистическая устойчивость границ остальных выделенных подпериодов при уровне значимости а - 0,05. Следовательно, результатом анализа явилось обнаружение и статистическое подтверждение наличия четырех самостоятельных по однородности подпериодов изменения валового надоя молока.

Динамические ряды продуктивности коров и производительности труда также разбиваются на четыре подпериода аналогичных подпериодам первого динамического ряда. Проверка устойчивости межгрупповых границ с помощью критерия ( 2 ) доказала провомерность. такого разделения. При уровне значимости а -0,05 межгрупповые границы выделенных подпериодов статистически устойчивые.

Найденные после аналитического выравнивания по методу наименьших квадратов уравнения трендов показателей эффективности молочного производства подтверждают неоднородность выделенных подпериодов (табл. 1).

. Уравнение тренда - уравнение параболы второго порядка для первого подпериода хатактепияурт с:::™с::::с

эателей эффективности молочного производства. Второй подпериод описывается также уравнением параболы, но показывающей некоторое плавное увеличение названных показателей. Изменение тенденции изучаемых показателей в третьем под'периоде характеризуется уравнением прямой, говорящем о резком'их росте. Динамика экономических показателей в четвертом подпериоде характеризуется уравнением прямой линии, но со значительным замедлением прироста.

Изучение динамического ряда себестоимости 1 ц молока проводилось по той же методикё. Отсутствие- устойчивой тенденции по всей длине динамического ряда} отсутствие единого 6

. Таблица 1

УРАВНЕНИЕ ТРЕНДОВ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ЭФФЕКТИВНОСТИ МОЛОЧНОГО ПРОИЗВОДСТВА ПО ВЫДЕЛЕННЫМ ПОДПЕРИОДАМ

Выделенные подпериоды (годы)

1-1

Показатели эффективности 'I блочного производства -,--,--

Валовой надой молока, тыс.т

Продуктивность коров, ц

Производительность труда, кг

1977-1981

1981-1986

1986-1990 1990-1993

256', 4-0.651-

-1,85Ь2 286,6+2,.92Ь-

-0,74Ь2 320,7+17-, т 293,8-19,53Ь

20,33+0,874Ъ- ■ -0,216^ 20,40+0,2361--0,044Ь2 . 23.61+1,544Ь 24.37-0.78t

8,58-0,0П-

-0,08Ь2 9,25+0,1И--0,0И2 . 11,84+1,Ш 12,75-0,681

тренда и анализ однородности данного ряда на оснойе критерия ( 1 ) показали, что 16-летний период можно разбить на два подпериода 1975-1979 гг. и 1980-1990 гг. С помощью критерия ( 2 ) была осуществлена проверка статистической устойчивости межгрупповой границы выделенных подпериодов. Результатом анализа явилось установление и статистическое подтверждение наличия- двух самостоятельных по однородности подпериодов при уровне значимости ос -0,01. Первый подпериод характеризуется плавным незначительным ростом себестоимости 1 ц молока и описывается уравнением прямой У - 19,76+0,62Ь', для второго подпериода характерен резкий значительный рост этого показателя и описывается уравнением параболы второго порядка У -38,86+0,96Ь-0,15еЯ , .

Во второй главе "Корреляционно-регрессионный анализ основных факторов производства молока в колхозах Брянской, об-ласти"сформулированы основные проблемы' .корреляционно-регрессионного анализа.

На основании аналитических группировок сделаны выводы о наличии прямой и обратной связи показателей эффективности молочного производства с факторами, участвующими в ее формировании.

В качестве наиболее существенных факторов, влияющих на уровень продуктивности коров, с учетом.результатов предыдущих

7

исследований методом аналитической группировки отобраны следующие:'.

XI - общий расход кормов на 1 корову в год, ц к.ед.;

Хг - доля концентрированных кормов в радаоне, % ;

Хз - доля корнеплодов в рационе, % ;

Х4 .7 ватраты труда на 1 голову, чел.-час;

Х5 - доля классных животных в стаде, % ;

Ха - доля коров черно-пестрой породы, % ;

Х7 - продолжительность сухостойного периода, дней.

Отбор факторов обосновывается как целью анализа, так и объективными условиями формирования среднегодовой продуктивности коров, которая в первую очередь зависит от кормовой базы. Показатель доли коров черно-пестрой породы был введен в анализ не случайно. Замена породного состава молочного стада в области сыграла огромную роль в повышении продуктивности животных.

Очень важной чертой проводимого исследования является то, что зависимость продуктивности коров от факторов изучается не по данным только одного какого-либо года, а в динамике за ряд лет. (1987-1991 гг.). Изучение зависимостей в динамике необходимо потому, что степень эффективности использования факторов в различные годы существенно колеблется, как и все другие показатели сельскохозяйственного производства. В результате модель, полученная по данным только одного произвольно взятого года, ненадежна и не может использоваться для прогнозов и плановых расчетов. В этом плане более надежной является модель, построенная по среднегодовым данным .о ре-вультатах и факторах производства за несколько лет, например, ва пять лет.

- Корреляционно-регрессионная зависимость продуктивности коров от основных факторов ва 1987-1991 гг. имеет вид:

У - -11,9028.+ 0,0555X1 " 0,0697Х2 + 0,0219Хз -- 0,0008X4 + 6,0452X5 + 0,0289Хб + 0,6562Х7

Все коэффициенты регрессии надежны по Ь- критерию. Общий коэффициент корреляции й-0,954 входит в пределы варьирования этого показателя по годам' и говорит о тесной прямой связи включенных в модель' факторов с результативным показателем. Коэффициент детерминации СЮ,9104 показывает, что 91,04 % вариации продуктивнрсти коров в колхозах Брянской области эави-8

сит от включенных в модель факторов. Объясненная вариация по факторам распределилась следующим образом: за счет вариации породного состава (26,4%), вариации доли классных животных (23,6%), вариации продолжительности сухостойнбго периода (18,0%), вариации общего расхода, кормов на 1 корову, характеризующего уровень кормления, (11,0%), вариации доли концентрированных кормов (6,2%) и корнеплодов (4,5%) в рационе животных, за счет вариации затрат труда на 1 голову (10,0%).

В наших расчетах значимость общего влияния факторов на результативный показатель подтверждено результатами дисперсионного аналйза. Для всех регрессионных моделей фактическое значение критерия Фишера значительно больше . критического (табличного).

Регрессионные модели производительности труда отражают в конкретном количественном выражении влияние отобранных факторов на результативный показатель. ■ Полученные данные свидетельствуют о том, что по годам коэффициенты регрессии в основном мало различаются, то есть существует некоторая стабильность параметров.

Совместное влияние исследуемых факторов на производительность труда характеризуется коэффициентом множественной корреляции R-0,843, что говорит о прямой и тесной связи вошедших в модель факторов и результативного показателя. Совокупный коэффициент детерминации R2-0,7U означает, что 71,1 % всей вариации производительности труда объясняется вариацией учтенных факторов. Наиболее сильное влияние на производительность труда оказывает продуктивность коров (Хз) - 37,3%, а также значительна роль нагрузки коров на 1 рабртника (Хб) -23,8%, и фондообеспеченности (Х7) - 19,7%.

Теснота связи меэду себестоимостью 1 ц молока, с одной стороны, и изучаемыми факторами, с другой, выражается по колхозам области коэффициентом множественной корреляции по годам, заключенным в пределах от 0,764 до 0,902, говорящем о том, что связь изучаемых факторов с себестоимостью 1 ц молока прямая и тесная. Для окончательной модели себестоимости 1 ц молока коэффициент детерминации R2 - 0,791 говорит о том, что 79,1 % изменений себестоимости молока зависят от трех включенных- в модель факторов: самое значительное вли яние на себестоимость молока оказывают себестоимость 1ц к.ед рациона

9

(Хх)' - 39,6 X и' продуктивность коров (Хг) - 37,9 %. Немаловажное значение в формировании показателя себестоимости 1 ц молока играет и поголовье коров (Х4) - 11,6 %, а 20,9 % зависит, от влияния других факторов, не учтенных в модели. .

Результаты корреляционно-регрессионного анализа подтверждаются результатами дисперсионного анализа.

В третьей главе "Статистическое прогнозирование основных показателей производства молока в колхозах Брянской области". рассматриваются различные статистические методы прогнозирования экономических показателей и предлагается методика прогнозирования основных показателей эффективности производства молока на основе многофакторной прогнозной модели с учетом коэффициента динамического . изменения эластичности производственных функций.

По результатам производства колхозов Брянской области, составляющих однородную по природно-зкономическим условиям совокупность,' были построены за каждый- год базового периода (1987-1991 гг.) отдельные производственные функции (ПФ) вида:

У - ао + £ аЛ 1-1 .

где У- продуктивность коров; XI- факторы, включенные в модель.

Таблица 2

ПРОДУКТИВНОСТЬ КОРОВ, ПОЛУЧЕННАЯ ПРИ ИСПОЛЬЗОВАНИИ РАЗЛИЧНЫХ ПРОИЗВОДСТВЕННЫХ ФУНКЦИЙ И НАБОРОВ ФАКТОРОВ

Модель года

Продуктивность коров, полученная при использовании

различных ПФ и наборов факторов года

1987 | 1 1988 | 1 1989 | 1 1990 | 1991 ность

1987 | 1 21,09 | 1 30,04 | 1 29,40 | 30,20 | 30,20 21,51

1988 | 23,92 | 23,89 | 23,80 | 25,20 | 24,27 23,78

1989 | 21,77 | 25,00 | 24,87 | 25,69 | 25,20 24,77

1990 | 22,94 | 26,30 | 25,80 | 26,69 | 26,00 26,60

1991 | 22,28 | 25,92 | 25,29 | 26,56 | 25,94 25,38

Факти-

продук-тив-

В производственные функции подставляется один и тот же набор значений факторов, например первого года базового года (табл. 2).

Полученный временной ряд расчетных значений продуктивности коров по факторам 1987 года отражает интегральный характер изменения самой, производственной функции в динамике. Далее во все модели попеременно подставляем наборы факторов разных лет.

Разделив расчетные значения результативного показателя в каждом году на его значения в первом году базового периода, получим коэффициенты динамического изменения интегральной эластичности ' производственной функции, несовпадающие между собой (табл. 3./.

Таблица 3 '

. УСРЕДНЕНИЕ РЯДОВ ЗНАЧЕНИЙ КОЭФФИЦИЕНТА ДИНАМИЧЕСКОГО

ИЗМЕНЕНИЯ ПРОИЗВОДСТВЕННЫХ ФУНКЦИЙ, ПОЛУЧЕННЫХ ПРИ ИСПОЛЬЗОВАНИИ РАЗНЫХ НАБОРОВ ФАКТОРОВ ■

Модель года

Коэффициент» динамического изменения производственных функций, полученных

по набору факторов года

1987

1988

1989

1990

1991

в среднем за .5 лет

1987 | 1

1988 | 1,134

1989 | 1,632

1990 | 1,088

1991 | 1,056

1

0,795 0,832 0,875 0,86'3

1

0,809 0,851 0,884 0,879

1

0,834 0,851 0,884 .0,879

1

0,804 0,834 0,861 0,859

1

0,875 0,879 .0,917 0,904

Это несовпадение происходит из-за того, что производственные функции в сельском хозяйстве представляют собой некоторые аппроксимации реальных нелинейных зависимостей. Нелинейность и является причиной того, что подстановка равных наборов значений факторов в производственные функции базовых лет может дать разные временные ряды коэффициентов динамического изменения ПФ. Поэтому нужно анализировать не один такой ряд,

11

а ряд, составленный из средних значений динамического коэффициента. Для этого необходимо усреднить значения коэффициента динамического изменения ПФ за каждый год по данным всех рядов. ...

Модель прогноза продуктивности коров получается путем умножения фактической производственной функции некоторого базового периода на соответствующее прогнозное значение коэффициента динамического изменения ПФ и имеет вид: k(t)

Vt - -Fi(Xt). t-to+i to+2

k(i)

где yt - прогноз результативного показателя на t-й год;

k(t), k(i) - значения коэффициента динамического изменения ПФ соответственно в t-м и 'i-м годах;

•Ft(Xt) - производственная функция 1-го года базового периода, выбранного в качестве базовой для прогноза; Xt - прогнозный вектор факторов на t-год,.

Временной ряд, составленный из средних значений динамических коэффициентов, хорошо аппроксимируется прямой: k(t) - 0,97 - 0,014t

Здесь t для первого года базового периода принимает значение 1, для первого года прогнозного периода - 6.

Чтобы иэ пяти ПФ выбрать базовую для прогноза, рассчитаем средние погрешности от интерполяции в базовом периоде (1987-1991 гг.) по каждой из ПФ. Средневзвешенные ошибки интерполяции по ПФ лучше всего рассчитывать на основе значений динамических коэффициентов:

t

Tt--(kmax " кщin) +1.

to

где rt - вес ошибки t-го года; to - длина базового периода;

kmax. kmin - максимальное и минимальное значения коэффициента динамического изменения ПФ.

В качестве базовой принимается модель, имеющая наименьшую по модулю средневзвешенную ошибку. Поэтому в качестве базовой для прогноза принимается производственная функция пятого (1991) года, т.е. модель прогноза имеет вид:

yt-k(t)/k(l)*F(i)(Xt)-CO,9/(0,97-0,Ö14t)]*(l,926+0,2809X1 -12 ■

-0,2096X2+0,0861X3-0.016X41-0,1322X5 + 0,017Хб + О.ЭИХу) Правомерность использования модели для прогноза продуктивности . коров может Сыть доказана ретроспективным прогнозом на 1992 и 1993 гг.

Для ретроспективного прогноза в базовую модель подставим . фактические значения факторов шестого ( 1992 ) года и умножая полученную величину на прогнозное значение коэффициента динамического изменения ПФ К(6)-1,015, получим прогнозное значение продуктивности коров в шестом году равное 23,32 ц. которое отличается, от фактического значения на 0,5 X. По" тренду прогнозное значение продуктивности коров на 1992 год составляет 22,03 ц. Ошибка прогноза в данном случае равна 6 X.

На 1993 год ошибка прогноза составляет 0,4 X. По тренду ошибка прогноза -. 3,7 %. .

Временной ряд, составленный из средних значений динамических коэффициентов ПФ производительности труда, хорошо ап--проксимируется прямой: к(Ь) - 0,973 + 0,129Ь.

В качестве базовой принимается модель 1990 года, имеющую наименьшую средневзвешенную ошибку. Следовательно, модель прогноза будет,иметь вид: У1-к(1)/к(1)*Г1 (Хь)'-С1,489/(0,973+0,129^ ]*(-14,209Ю,454X1+ + О,068X2+1,474Хз- 0.199Х4 - 0,975X5 - О.ОбОХб + 0,235Х7) Приняв в качестве базовой для прогноза модель, подставим в нее фактические значения факторов 1992 года (шестого) и умножая полученную величину на прогнозное значение коэффициента динамического изменения ПФ к(6) - 0,852, получим ретроспективное прогнозное значение производительности труда в 1992 году равное 12,63 кг за 1 чел.-час прямых-затрат. Фактическое значение производительности труда в 1992 году равно 12,4 иГ. Прогнозное значение отличается от фактического на 0,23 кг или 1,8 X. Значение производительности труда на 1992 год, рассчитанное по тренду, составляет 10,71 кг за 1 чел.-час, которое отличается от фактического на 1,69 кг или 15,9 %. .

Для 1993 года к(7) -0,794. Ошибка прогноза составляет 2,4 %. Значение производительности труда, рассчитанное по тренду, составляет 10,03 кг ( ошибка прогноза 17,6 X ).

Приведенные расчеты подтвердили возможность использования моделей прогноза, учитывающих' коэффициенты динамического изменения интегральной эластичности производственной функции,

13

и датадие наиболее точные прогновные вначения моделируемого показателя.

В заключительной части диссертации даны выводы и предложения' по результатам исследования.

ВЫВОДЫ

1. Предварительное . теоретико-логическое осмысление вопроса и последующее исследование показали необходимость совершенствования методики статистического анализа показателей производства молока и его эффективности.

2. Исследованием установлено, что на эффективность производства молока главным образом влияют три показателя - продуктивность коров, производительность труда в молочном скотоводстве и себестоимость 1 ц молока.

3. В результате изучения динамики валового надоя молока в колхозах Брянской области с 1977 по 1993 гг. и факторов,его формирующих, установлено, что у всех рассматриваемых динамических рядов отсутствует устойчивая тенденция по всей длине ряда и отсутствует единый тренд. Уточнено, что неоднородность длинных динамических рядов приводит к необходимости выделять подпериоды, для которых характерна возможность выявления относительно устойчивых тенденций изменения экономического показателя.

4. В результате периодизации динамических рядов показателей эффективности производства молока с помощью критерия U(j>*) установлено, что в силу единых в основе факторов их динамики, 17-летний период разбивается на четыре • идентичных подпериода: 1977-1981 гг.; 1981-1986 гг.; 1986-1990 гг. И

л ппп a nm п—... ..— -—......——..

- - - - ... Л — • ——, **W ..f.. W 4.W. i.....«« •

с*. - 0,05 границы" выделенных подпериодов статистически устойчивы, и следовательно, можно сделать вывод о наличии четырех самостоятельных по однородности периодов изменения изучаемых экономических показателей.

5. Методом аналитического выравнивания установлена и подтверждена правомерность периодизации рассматриваемых динамических рядов. Установлено, что валовой надой молока, продуктивность "коров и производительность труда имеют тенденцию к снижению в первом подпериоде 1977-1980 гг. и тренд описывается параболой второго порядка. Во втором подпериоде 1980 -1986 гг. все три показателя характеризуются некоторым плавным 14

увеличением и так же описываются параболой второго порядка, но с положительным приростом и ускорением. Однако, в третьем подпериоде 1986-1991 гг. ускорение прекратилось и тренды вышеуказанных показателей описываются прямой линией. Динамические изменения валового надоя молока, продуктивности коров и производительности труда в четвертом подпериоде 1990-1993 гг. описывается также прямой линией, но с явной Тенденцией к резкому снижению.

6. В результате изучения динамического ряда себестоимости 1.ц молока было выявлено отсутствие устойчивой тенденции по всей длине динамического ряда и на основе анализа однородности с помощью критерия II (р2) установлено, что 16-летний период с 1975 по 1990 гг. разбивается на два самостоятельных подпериода: 1975-1979 гг. и 1980-1990 гг., характеризующихся единой тенденцией изменения экономического показателя. При уровне значимости ск. - 0,01 доказана статистическая устойчивость межгрупповой границы выделенных подпериодов. В резуль-'. тате аналитического выравнивания установлено, что в первом подпериоде изучаемый показатель имеет тенденцию к увеличению и тренд описывается прямой линией. Во втором подпериоде динамика себестоимости 1 ц молока характеризуется более резким ростом с' ускорением и тренд описывается параболой второго порядка. ' >

7. Методами группировки и корреляционно-регрессионного анализа изучено влияние факторов на показатели эффективности производства молока. В результате корреляционно-регрессионного анализа построены многофакторные регрессионные модели продуктивности коров, производительности труда и себестоимости 1 ц молока за 5 лет ( 1987-1991 гг.. ) и по средним данным за эти годы для колхозов Брянской области, имеющие высокие коэффициенты детерминации и отражающие систему факторов молочного производства.

8. В результате корреляционного анализа установлено, что на 91,04 % вариация продуктивности коров определяется изменениями шести факторов: общего расхода кормов на 1 корову, доли концентрированных кормов и корнеплодов в рационе, затрат труда на 1 голову, доли классных животных, в стаде. Наиболее сильное влияние на продуктивность коров в колхозах Брянской области оказывает показатель породного состава стада.

9. Установлено, 71,1 % изменения производительности труда в колхозах области объясняется изменениями оплаты 1 чел.-часа прямых затрат, удельного веса молота в общей выручке от реализации продукции сельского хозяйства, расхода кормов на 1 фуражную корову, энергообеспеченности хозяйств и нагрузки коров на 1 работника молочного скотоводства.

10. Регрессионные модели себестоимости 1 ц молока за исследуемый период 1987-1991 гг. позволили установить пять основных факторов, обуславливающих # вариацию себестоимости по колхозам Брянской области: себестоимость 1 ц к.ед. рациона, продуктивность коров, затраты труда на 1 ц молока, поголовье коров и расход ц к.ед. на 1 ц молока. Эти факторы объясняют вариацию себестоимости на 79,1 X.

11. На основе моделей, полученных в результате регрессионного анализа, используя интегральную характеристику изменения эластичности производственных функций определены базовые модели для прогноза продуктивности коров и производительности труда в колхозах Брянской области.

Ретроспективный прогноз продуктивности коров на 1992 и 1993 гг. с ошибкой прогноза 0,4 % и производительное!'!! труда с ошибкой прогноза 2,4 % подтвердил возможность использования . приведенной методики прогнозирования производственных функций на основе коэффициента динамического изменения для прогнозов экономических показателей даже в Нестабильных условиях перехода к рынку. .

ПРЕДЛОЖЕНИЯ И РЕКОМЕНДАЦИИ

1. Поскольку анализ тенденций динамики показателей эффективности молочного производства необходим в процессе пла-' нипования сельскохозяйственного производства, что в нестабильных условиях перехода к рынку вновь образованным хозяйствам делать весьма сложно, методика периодизации динамических рядов .позволяет хозяйствам, не имеющим статистических данных по показателям молочного производства за длительный промежуток времени, проводить анализ тенденции производства молока на основе имеющихся данных.

2. Предложенная методика прогнозирования экономических показателей на основе регрессионных моделей с учетом коэффициента динамического изменения эластичности производственной Функции может быть использована для оценки результатов произ-16

водственной деятельности не только колхозов, но и других типов сельскохозяйственных предприятий.

3. Методику периодизации динамических рядов на основе критерия Аболенцева-Кильдишева и методику прогнозирования экономических показателей на основе регрессионных моделей с учетом коэффициента динамического изменения эластичности производственной функции модно использовать при преподавании курса "Сельскохозяйственная статистика с основами социально-экономической статистики" в сельскохозяйственных вузах.

Некоторые положения диссертации изучены и опубликованы в работе:

1. Применение корреляционно - регрессионного анализа в изучении производительности труда в молочном скотоводстве колхозов Брянской области // Сб. науч.трудов С-ПГАУ. -Санкт-Петербург, 1993. - С. 30-33.

Подпиоано к печати 10.11.199^ г. формат 60x90 1/1,61 п.Д. Заказ 252 РП Тира* 100 экз.

Беоплатно

Типография Санкт-Детербургского государственного аграрного университета, г/Пушкин, ул. Садовая,, д. В