Статистический анализ экономической эффективности сельскохозяйственного производства тема диссертации по экономике, полный текст автореферата

Автореферат диссертации по теме "Статистический анализ экономической эффективности сельскохозяйственного производства"



министерство науки, высшей школы и технической ■

политики российской федерации

московский ордееа трудового красного знамени эконошко-ста'шститазкий институт

На правах рукописи УДК 31:63 /571.54/

МОХОСОКВ БОРИС АРКАДЬЕВИЧ

СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ЭКОНОМИЧЕСКОЙ ЭФФЕКТИВНОСТИ СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННОГО ПРОИЗШДСТВА (на примере Бурятии)

Специальность 08.00.11 - Статистика

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации на соискание учопой степени кандидата экономических наук

Месила - 1992

Работа выполнена ш кафедре математической статистики Московского ордена Трудового Красного Знамени вкономико-статистического ннотктута

Научные руководители

Официальные оппоненты:

Ведущая организация

доктор технических наук, профессор ДУБРОВ A.M., доктор технических наук ПРОСТ/.КОВА И.В.

доктор экономических наук, профессор ШИШКОВ Б.И., кандидат экономических наук ВЛЩУКОЗ Л.И.

Всероссийский яаучно-ясследователь-ский инстиаут экономики сельского хозяйства (ВШИЭСХ)

1992 г. в

Завдта диссертации ооотоится "__

__часов на заседании специализированного совета по отатиотике

(К 053.19.01) б Московском ордена Трудового Красного Знамени, эконоыйко-отатяотическом институте по адресу: 119501, г.Мооква, ул.Нежпнская, 7.

С диссертацией нежно ознакомиться в библиотеке института. Отзывы на автореферат в двух экземплярах с подписями, заверенными печагь», прост направлять ученому секретарю института. Автореферат разослан " " октября 1992 г.

Ученый секретарь ■ специализированного сонета

канд1,ьзг экс-нойнусских наук, л/7 доцент р^Ъ

К.Е.Яупансв

ОС. " .:ч< ."УвИКЛЯ БИБЛИОТЕКА

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ

Актуальность тега; исследования. Сельское хозяйство является ваянэШсей сферой материального производства, обеспечивающеГ насущные потребности людей. На современном этапе развития отечественной экономики - перехода на рыночные отношения - успех реформ во многом определяется положением, складавающмся в сельском хозяйстве отранн.

Имеющийся производотвеншй потенциал сельскохозяйственной сферы есть результат проводившейся аграрной политики государства. Однако количество материальных, финансовых и других ресурсов, направленное в аграрную сферу за 60-80-а года, оказалось неадекватным полученному приросту сельскохозяйственной продукции. Насыщение хозяйотв энергетическим мощностями, распшренис парка тракторов, комбайнов п т.д., химизация сельского хозяйства в рангах курса на янтеноифякацию производства, хотя и способствовали экономии живого труда, однако не привели к омене типа экономического роота. Экстенсивный характер воспроизводства сохранялся ула на фондоемкой технологической основе. Стагнация развития при онияешя показателей экономической с^юктявкоотя,- нарушение экологического баяансл землепользования означали кризис так называемой планово-распределительной системы управления аграрной ококомиксЯ.

Рыночные реформы в сельском хозяйстве направлены на коренное изменение отнопеннй собственности на селе. Но на сегодняшний день трудно ожидать от вновь образованных фермерских крестьянских хозяйств, их ассоциаций, товариществ, быстрого увеличения объемов производства сельхозпродукции п роста вффектяБНости. Напротив, кризио в инфраструктурных отраслях агропромышленного комплекса, рязрта производственных связей и как следствие

ухудшение материально-технического обеспечения сельского хозяйства ведет к абсолютному сокращению производства. Либерализация цен, сделав открытыми инфляционные процаосы, не привела к установлению ценового паритета между городом и селом.

В втих условиях аграрная политика государства, на наш взгляд, додчша преследовать две важные цели: первая - поддержка основных товаропроизводителей сельхозпродукции, вновь образуемых фермерских хозяйотв и рыночных отруктур в АПК | вторая - осуществление огруктурной переотройки агропромышленного производства. ■ Для этого гооударотво располагает основной долей материально-тех-" ничеокнх и финансовых ресурсов, что делает его, кстати, главным покупателем произведенных сельхозпродуктов. Эти ресуроы необходимо направлять в пергую очэреть тем оубъектям хозяйствования, которые иопольэовали бы их о наибольшей эффективностью. Задачи выявления таких хозяйств, их ранжирования с учетом разнообразных природно-климатичеоких условий региона, исследования современного соотояния и перспектив развития, сложившейся специализации о

>чки .рения экономической эффективности могут успешно решаться методами отатиотяческого анализа.

Наконец, важную значимость приобрел сегодня региональный аспект исследования. Объективно это связывалось с тем положением, ч*о роот эффективности на основе интенсификации аграрного производства возможен только на путях "регионализации" научно-технического прогресса, максимального использования потенциала "даровых оил природы". Переход к рыночной экономике прядает данному аопекту оодержательный характер - в рамках оптимизации специализации и обмена между регионами.

Из изложенного следует, что избранная тема исследования актуальна и воирооы статистического изучения экономической эффек-

тибнооти сельскохозяйственного производства в регионе приобретают оегодня важное значение.

Раэличные аспекты исследуемой темы рассматривались в работах Адамова З.Е., Андрийчука в.Г., Дуброва A.M., Загоруйко Н.Г., Замооковного О.П., Крастяня О.П., Либкивда A.C., Немчинова B.C., Оболенокого К.П., Пасхавера Б.И., Плеикова Б.И., Шеметова А.П., Юзбашева М.М. и др.ученых. В то же время сегодня назрела необходимость поиска новых подходов к исследованию проблем оффективно-сти аграрного производства. Требует разработки и усовершенствования методика классификации объектов-землепользователей с учетом образуемых на их основе фермерских крестьянских хозяйств ; выявления факторов эффективности в отраслевом и территориальном разрезах, в том числе о использованием многомерного статистического анализа ; прогнозирования развития сельского хстпйства на основе современных математико-статиотических методов. Все это подчеркивает актуальность данного исследования, определяет его цели и задачи.

Цель и залдчи исслеловашщ. Целью диссертационной работы являетоя совершенствование методологии статистического анализа экономической эффективности сельскохозяйственного производства а прогнозирования основных его показателей, проведение комплексного исследования, охватывага;его макро- и микроуровни аграрной еконо-мики региона.

В соответствии о поставленной целью были сформулированы и решены следующие задачи:

- исследовать категорию экономической эффективности сельскохозяйственного производства ; построить систему показателей Эффективности и выявить йчктори, влияювде на нее ;

-- ирозестя петрсспектившй анализ сельскохозяйственного ■

производства Бурятии, выявить темпы и пропорции развития, основные тендешдии ;

- разработать методику применения статистических методов изучения экономической эффективности аграрного производства ;

- провести классификации хозяйств да основе комплекса методов кластерного, регрессионного и компонентного анализа ;

- исследовать основные взаимосвязи и количественна соотно-Шииия показателей, ьлишощпх на экономическую »эффективность землепользования ;

-- выявить факторы управляемого и неуправляемого характера, степень их влияния в зависимости от естественных условий в различные по урожайности годы ;

- исследовать зяоисшческуя !х$.ектйвпооть аивотноводческой отрасли с учетом факторов воспроизводства стада ;

- построить прогнозные модели сопочных показателей развития сельскохозяйственного производства республики с использованием моделей о переменной структуроп-оплаКн-^унглетК,

Cfoerr моояодовзяяп. Обьектол исследования являлись колхозы п совхозы Бурятии, ьилп попользованы данные хозяйственной деятельности 120 совхозов и 09 коахоэов sa I988-I9S0 гг., полученные по статистической огчстаост:* Гссудпротгедного коыдтега ко статном: ) республики Бурятии,

f'^TpjpîKn ясогелова!Ц1я. Теоретико-методологической основой исследования являлись современные разработки п теории по эконо-етчеокой йсфектпвноотн отечественны* и зарубежных авторов.

При реиеши поотавлешшх в диссертации гада« применялись как традиционные t ^йк п совремошшо штемятико-статкзтичеекие методы.

j%'i обработка ди1шх били попользованы к;югро^лше пакеты

для ПШМ - АРМ "С.лтистшса", "Линейная регрессия", "Статграф", внедренные ка ЕЦ МОСК, а таете пакет "КОПРА" (Ш1Ц).

рвазь. д_МР...кафедр?{. Диссертация выполнена з соответствии с основными кзпрезлеияямя научно-нсаледозательской работа Московского гяогагглпо-отатистичесшго института по комплексной тема "Прй:дипн я методы статистичеокого исследования социально-экономического потенциала народного хозяйства в условиях рыночной экономики".

Научная новизна. Ооновной научный результат, полученный в диссертация, состоят л расработка методология исследования эно-ксмячеокой ¡эффективности сельскохозяйственного производства. В результате прогадекного исследования сформулированы к обоснованы еледущае положения, вынсепкне га защиту:

- методика классификация хозяйств о помощью методов кластерного, компокекгного и регрессионного агалязз ;

- методика корреляционно-регрессионного и многомерного анализа злаянзи факторов управляемого и неуправляемого характера

на продуктивность земледелия ;

- методика натемзтйко-статистичеокого анализа продуктивности кивотноводогва ;

- методика прогнозирования основных показателей развита сельскохозяйственного производства с использованием модэлой с переменной отруктурой-сплайн-функцяй.

фактическая зрачи^ооть. Разработанная з диссертации методология, методика, а стюхо результата доследования могут быть испсльзоваш в аналитических обзорах и составлении отчетности статистическими орг&нагк республики, мероприятиях по рационализации систем земледелия и землеустройства в ходе земельной реформы отраслевыми, районными органами управления н ¡конкретным:

хозяйстве!,'л.

Апробация и реализация работы. Результаты исследований были доложены п одобрены на шучном оеминаре в Госагропромкомитете республики (Улан-Уде, 1988 г.), гаучно-практичеокой конференции молодых ученых (Улан-Удв, 1990 г.).

Методика и результаты работы, а также практические рекомендации внедрены и используются в разработках Государственного комитета по статистике республики Бурятия, Еурятокого филиала аИПРОЗЕМ, Сибирокохо даучно-иооледовательского института экономики сельского хозяйства Роосельхозакадемии.

Публикации. Ооновные положения диссертации изложены в 6 опубликованных работах общим объемом 2,2 п.л.

Структура работы. Диссертация оостоит из взедения, трех глав, заключения, списка использованной литературы и прилокеняй.

СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ

^о введении обосновывается актуальность выбранной темы, определяются цели и задачи исследования, характеризуются научная новизна и практическая значимость работы.

3 петаой главе "Разработка системы показателей экономической эффективности сельскохозяйственного производства" раскрыта сущность понятия экономической-эффективности и ее критерия, сформулированы основные принципы статистической оценки экономической эффективности , определен состав системы показателей экономической эффективности сельскохозяйственного производства ; дана обдая характеристика динамики развития и современного состояния аграрного сектора республики Бурятия, выявлены основные тенденции, темпы и пропорции ее экономического роста.

Исследование йонятия экономической эффективности выявило ее сущность в качестве оценочной категории, выражаемой отношением полученного эффекта к использованным ресурсом или, в постановке

- о -

западных экономистов, отношением "ценности" результата к "ценности" затрат, образующим меру эффективности. Последнее в условиях рыночной экономики опосредуется через систему относительных весов реоуроов, имеетцнх денежную оценку и формируемых о помощью механизма рыночного ценообразования.

Измерительная система или система статистических показателей экономической эффективности должна отракать отенень результативности и позволять ооуирствлять сравнительную оценку затрат ресурсов относительно полученного эффекта - в динамике, в территориальном аспекте, по определенным хозяйствам, видам продукции, отраояям и регионам.

В предпринятом экояомико-огатдатическом анализе разработка системы результативных и факторных показателей эффективности регионального оельского хозяйства увязывалась с конкретными условиями функционирования аграрной экономики, целями, задачами ч логикой исследования. Первое - для выявления темпов и пропорций развития оельского хозяйства республики иополы.'ютоя показателя (объемные, удельные, индексные, натуральные, игояшоткке), отражающие изменение экономической эффективности в динамике,.характер экономического роста. Второе - поотавлена задача определения общехозяйственной эффективности аграрного производства Бурятии, в качеотве показателя которой выбрана продуктивность земли (сопоставимых сельхозугодий). Это позволяет классифицировать хозяйства по уровню использования земли влияния факторов управляемого - неуправляемого характера (природно-климатических условий). Третье - о целью исследования экономической эффективности главной отрасли специализации сельского хозяйства республики - животно-вОдтова необходима разработка сиатекы факторных показателей, определяющих продуктивность скотз.

Данная логика построения статистических показателей экономической эффективности сельскохозяйственного производства согласуется с логикой анализа возможностей фермерского хозяйства, предпринимаемого в аграрко развитых странах. Тем актуальней наладить отеимтическими органа.',с: сбо]. и учет адекватной информации о хо-■зяйоезах - землепользователях с различными формами собственности.

Ретроспективный анализ развития сельского хозяйства респуб-ш (шкроуровня) ь^явил снижение экономической еффективности лрссгводства, падение темпов роста, общую нестабильность. Достигший современный уровень сельскохозяйственного производства и ■ечадащна его развития определяются во-многом, направлениями проводившейся в 60-е - 80-е года аграрной политики, количеством и содетурой вкидывавшихся средств в сельское хозяйство, а такхе в -.шфрасгруктурше отрасли агропромышленного комплекса.

Дзнкые таблица I свидетельствуют о том, что значительное нарйцзванпе производственного потенциала из привело к адекватному .росту продукции сельского хозяйства. При этом динамика приведенных •"■выходных" показателей за указанный период сильно колебалась, •иоютивая неблагоприятные погодные воздействия. Особенно чувствительно к внешним климатическим изменениям оказалось зерновое хозяйотво республика - так, урожайность зерновых в 1980 году соогаь.ле всего 4,3 ц/га, что на 61% ниже среднего уровня за 25-лзтпяй период (1965-1990 гг.).

Исследование характера эКоном1Г"зского роста сельскохозяйственного производства выявило преобладание экстенсивного типа, основанного на фондоемком виде научно-технического прогресса в данной сфере.

Расчеты с использованием модифицированной производственной .1\ункции Кобба-Дугласа показали, что при среднегодовом темпе при-

Развитие сельокого хозяйства Бурятии за период I966-1990 гг.

То б.ища I

тг

I1966-11970гг.

1990гг.

Показатели

Poor

Объем капитальных влокешй,

всего, млн.руб. 142,9 643 в 4,5 pasa

в том чиоле на производственные нужда, млн.руб. 122,9 516,8 в 4,2 pasa

Энергетические мощности, л.о. 833 2532,3 в 3,1 раза

Фондовооруженность труда,

тыо.руб. на I работника 3,2 11,2 в 3,5 раза Энерговооруженность труда,

л»с. на I работника II 31,9 в 2,9 раза

Фондообеспеченность, тыс.руб. от о о о

да 100 га сельхозугодий 8 в раза

Энергообеопеченнооть, д.о.

на ICO га сельхозугодий 92 257,6 в 2,8 раза Валовая гродукция сельокого

хозяйства, млн.руб. 257 382,9 ш 49$

Валовая прадукцая растениеводе тза, мля.руб, 77,5 106,5 на 37%

Валовая продукция животноводства, млн.руб. 179,5 276,4 на 54$

Производство мяса, тыс.т 42,4 62,3 на 47¡J

Производство шерсти, тно.т . 4,147 4,870 на Yi%

Производство молока, ткс.т 195,3 229 пз 16,7?,

Производство зерна, тне.т 407,6 564,5 i:a 33,5$

Выход мяса KPG на I гол.

в уб.веоэ, кг 43 50,8 на 1В% Выход мяса овец ш I гол

в уб.веоэ, кг 4,5 4,7 на А%

Настриг шерсти с I рвш, кг 2,8 3,4 на 21% Среднегодовой надой молока

на .1 корову, литров 2235 на 45$

Урожайность зерновых, ц/га 9,1 12,8 на 4Ц?

х В среднегодовом исчислении

отатиотической коле ли, описывающая дейотгле фактора динамики. . Тогда эконошко-отатястическая модель примет вид:

' где; а о - овободннй член уравнения регре они ;

/г»

ф-гу - факторная часть регреосионной модели ; куоочко-линейний онлайн о уалями ; - олучайный остаток.

Использование сшшйн-фунхция вместо традиционного трендового моделирования предпочтительнее, поскольку оплайн улавливает пароходы от одного етапа развития оиъекта к другому, овладевает хеот-кооть исходных предпосылок регреооии относительно поведения ошибок в чанных дина-ичеоких рядах.

Квааиполиноииаг ъные сплайны даст возкожнооть фильтрации в динамике данных определенных тенденций (полиномиальных, екопонен-/цйадышх и перяодичеоких компонент динамики).

Кроме того, квазиполиномиьльные оплайны мотут быть также «опольаованн для подавления помех и выделения информативной чаоти кривой. При втом, в отличии от методов скользящего ореднего я .поогроения уравнения тренда, искажения информативной чаоти кри-. вой СУД"? минимальными,

. Так, в широко распространенном аторитме "скольэяиего окна" . значение "сглаженной" функции вычисляется в середине некоторого ' интервала длины /У как интегральное среднее по отрезку. Затем происходит одой г "окна оглаживания" на один временный такт. 1Ла— •• тематвчеоки такая обработка представляет ообсй вычиолепие свертки

вкоперимеитадыюй кривой с "функцией-охупенькой" ^/ЧЛ

; где к= , иначе

• I о

-16 -

где: дМ - информативная (исходная) кривая ;

£М - кривая высокочастотных помех. Исходной функции сопоотавляетоя осредненная

по формуле:

Известно, что осреднение о помощью -функц!Ш-01упеньки сохраняет только линейные функции, поэтому в результате оореднания оотается без изменения только линейная компонента, содержащаяся в информативной кривой ¡6*) , а сама функция может су-

щественно иоказитьоя.

Усыновлено, что общим решением данного уравнения (18) в классе функций экспоненциального роста являются' кваэиг.г тиномы, сохранят, .ие, наряду со свойством подавления выоокочаототннх помех, более широкие классы функций, содержался з информативной чаоти кривой :

= X. «су л """ елр (Ъл л) х1*£>

где: _ модель базового уровня ;

_ модель среднегодового темпа роста { {~ периодическая составляющая ; £ - ошибка приближения. Степени полиномов, показатели роота или убывания экспонент . и частоты тригонометрических функций определяются по ис-

ходным дикаш^ским рядам исследуемых показателей о помощью пакета программ КОПРА. Тем «¡¡амым, наряду о построением приближения по данным ретроспективного периода, определяется спектральный "состав" сглаживающей функция £ГМ . Преимущества данного подхода по отношению к алгоритму скользящего срэднегг я построения полино-

Бозмоаиоатя углубленного анализа полученных регрессионных моделей солряаегаг о направленил/и нонользоаания кор&ткзках расчетов, .'-.т'орярагируемооти рззультатов, юс оотаасуемости с раальпо-ляш ;-'.озяйатаовашя ни земле,

Пулквшшз методов инэгыорного, в чаоткоотя, компонентного г-наякза в г,кошг.ачсан2х доследованиях но связи» о нотерой воз-нсаао сзгезяоЯ , гакояекпой и факторах сразкзках,

га зожзжх ъ ураэкенгк рвгресопи. Метод глзвшгх кешошв? лозео-г.ияакгь евлзя геззду патакзнщ;/.;», б "са не ¿кблждос^ь

язкорздзсЕзкко» е раазтш агздгичесяох

еяоооЗдаояой комкжгпгкж) сйслпсз явгясгоя пооуроеЕЕе у^аБлекги! ¿.згрооолЕ показателей ь^айкглЕЮС?« КО гтогш.! ^.омпонек;

1: работа Бреджжзш дагодака «ропхшрошиця псквзсгояеа оайьзвзхэеяйсгввшюге прекз^оззях! па соноьа ¿^отсеная с^эпо;.; ¡;;о-ожглсжческих моделей о х.к, пзролзшюм стру^туро!;»' Ссзюшпег. Тля ЕСЕсльеозания койбйей а иервызлиоб структура-! врюмичтелк» т. озлъокзму хозяйству длятся адедтншо щшишг- и-перд^х, стс-гг»»о'Л£Ч8о:шй ярактер есводоюш оОгокто (коздейотше нриродао-изк-¡.".ггач'зоках и др$так а-^йероз ни Гкари^рн случаи»,

лс^ана окияотичозшо ьхоют псгрскгзс^п п ^у-ссорах,

аграрная сфзрг* как екокшчезкая система обладдог озо2с?ы,м под-гдваиьоя упсавкешш - язздгодяп хогя бн ч<;вги взодша показателей б области допустишх гкачшшИ,

Одной нэ какболеа распростраиеншх оконог.21ко-сгатпстпчвск»1;: моделей с першевиой структурой являются линейные ¡регреосионше ¡'.одели с переключателем, которые, ко сушсстиу, хлшзотся кусочнс-иииейннш (сплайн-функщш). Преимущества их в следующем г

Т. Розин Б.Б. 5 Котиков Б.И, .Ягольницер М.Л. Зпономико-статистиче-огие модем с переменной структурой. - Новосибирск: Наука,1304.

- проста в лнгсрпрзгаши п лспольг^зашш ;

- ,"?3dyxr сргшзззяздо ко<5элт~ого сОьеко э!:боро'лч»х лапгас: ЕчадякоЗ сцогш трзме*роп ;

- '.гзкботат чпслзнкие кзтода пх oivrïîw.naiw:

■■ осноьо окслл"? уепй'х, позволявшие с.Гдлозйеет:ша осушеетмяг?-тСоч •nrtxspwi'r.oüucii лодоногс;.« иохоодсс пдазагеяаЗ и учат

п сооудтуроУ ?,о'Г", пглооглпогя'.ч'.о

О-— /О: ■ ■ „ : ■"■''.■- ; ¡О О ООО' . г ^

- ■"■■01 ■ -rzzyc 'V: : i ооэооо , ¿YrJ- ззоопр ooyuyoooon, Trtra.'î : " "-гмг"'; 1: о "'"ос-'ооу ло'ооойооо, .--i:;a3.:-

' '"■/■' ■ ;-. - , _ V : 1 т , ï .f y..-.

- /

. ry -- 1 ; } 0, -О,* ■ _ T^.

■ ';-ooo i, ■: ooo'ooo:'! о ~. oo:oioroeo:y;»

•■• ■--л-чц r.'i •;-■_,г - тп;; V""oi ' р *'.:'¡ О 0Î' '-

¡ • '^'г1 ""v (■ " ■"} : " ' >"ir¡ - ■ ¡"■•т17.-'-:-i ■ -'7 с

• .■'•■" с:; гзо: оу ; ' осо" • г.г-о} ir-oorooroîoîrî :

о oí ' yo oo:o¿yoOy;,a>oÖ, В -o'coí со'О'о vooco"or :оо:ооупр<:огп - ; : г о:оуо? г, т'..б;'.о'осого oocooo^io'f" пег*о;о-

" :.■':"'"! ОПоУУг Г0;?0Т ГОП:

>V4 "V -¿ J ' ' ' • '

уооэдеят УЛООСЯ с-озоп ■

: '■ 'Г'"4 eoOJ^/HiOî'i ОО"7-"0Ц;'0ЦТ 'j- Î'OO 'OU" OiT ii'TM-Hi-'V ■

соогс ::ссМ'й1шспгл î:p:t переход? от {¡-О -то ;¡;:rcp»!«v. i: v-o'oc с. í :■.:••■■,] о ;¡y ' ■■ ! о ioiO'o:n-yyHKUi;;i госсот выступать у-

роога производительности труда - 1,384$ доли фондоемкого вида НТП составила 1,036 или Последняя соответствует уровня Восточной Сибири (72/0 и РСФСР (73£) при существенно выошем теше прироста производительности труда - 2,4$ в 2,6%. В различные периода ретроспективного периода указанная доля варьировала в пределах 5988$, при этом динамика коэффициента алаотичнооти 8амеще1шя живого труда прошлым (доннами) имела тенденцию к снижению - от 0,85 в 1*66 г. да 0,28 в 1£х»5 г. и 0,33 в 1990 г. Это свидетельствует о тенденции уменьшения эффективности материализации "научных знаний в средствах труда". С другой стороны, эластичность замещения ниже единицы экономически интерпретируетоя как относительная нехватка рабочей силы. Действительно, специалистами по труду отмечалось усиление диспропорция между растущим насыщением сельского хозяйства техникой, энергетическими мощностями и потребностью в квалифицированных механизаторских кадтзах.

Возможностями замещения живого труда прошлым практически достигли экономических пределов, и использование организационных резервов более интенсивного фермерского труда, на наш взгляд, будет иметь те же пределы - в виду инерционности технологической агросяотемы (в земледелии, прежде всего).

Необходима продуманная аграрная политика, направленная на оптимгчащю структуры сельскохозяйственного производства в республике, ликвидацию диспропорций, более аффективное использование ограниченных ресурсов труда, земля и капитала с учетом максимальной отдачи "даровых" сил природы.

Для более детального анализа экономической эффективности на микроуровне хозяйотв обосновано применение комплекса математико-статяотвческях методов, пэзволяпшх выявить я количественно оценить влияние факторов па результаты производства, их взаимодействие. в различных природно-климатических условиях. В частности,

результаты исследования продуктивности земли могут в определенной маре послужить основой в выработке рекомендаций и прогнозов для фермерохих (креотьяноких) хозяйотв, образуемых на землях бывших колхозов и совхозов.

Во второй глапд "Методологичеокиэ аспекты отатиотичеокого иооледования эффективности оельокохозяйотвенного производства" рассмотрены вопросы Армирования исходной совокупности факторов, получения однородных групп сельскохозяйственных предприятий на оонове сочетания методов кластерного и компонентного анализа ; разработаны методика корреляционно-регреооионлого анализа и направления исследования полученных на его оонове результатов { обосновано применение методов многомерного отатиотичеокого анализа ; предложена методика прогнозирования показателей аграрного производства.

Одним из основных этапов отатиотичеокого анализа экономической эффективности сельского хозяйотва являетоя ввиду требований к экономической информации, решение задачи классификации - разбиение исходной совокупности объектов на сравнительно небольшое число однородных групп. Для формирования таковых обооновано применение методов кластерного анализа, учитывающих совместное изменение признаков многомерней совокупности. В качеотве классифицирующих признаков используются показатели "естественной" оре-ды, среди которых важнейшим является фактор плодородия земель. Результаты кластеризации предлагг чоя сравнивать о картиной разброса индивидуальных значений га плоскости главных компонент.

Получению искомых регреосионшх уравнений олужит пошаговая • процедура "включения - исключения" переменных. Данный метод обеспечивает отбор информативных признаков я построение урзвне-яия, которое будет значимым и включать только значимые пьрекеншо. '

шального уравнемпя тренда заключается в г ом, что можно выявить и колшчертвашо оценить доминанту, зарождающиеся и затухающие тенденции (возмояно носящей циклический характер) ретроспективного периода. Это позволяет, наряду с фильтрацией информации исходного диюмячвокого рзда, попользовать полученную информацию для построения генетического прогноза га среднесрочный и долгосрочный период.

В упатьей глава "Экономико-статистический анализ эффективности сельскохозяйственного производства в регионе" приведены ре-еультаги клаотер^го, корреляционно-регрессионного и компонентного ашлива вконошчеокой эффективности деятельности хозяйств.

Дяя пояучешщ однородных групп хозяйств был проведен клаотар-анедщэ - по признакам'"естественной среды". В результате было получено 4 класса хозяйств, которые мы назвали ''аграрными районами". В первый кластер, наиболее многочисленный, вошдо 82 колхоза и совхоза ; во второй - 43 ; в третий - 23 и в четвертый - 23.

В первой групкь представлены хозяйства, входящие в ооновном в оухоотепиуш зоиу, земля которых - ето каштановые почвы легкого ыеханачэокого состава (их удельный вес составляет 45,1$ площади оельокохозяйотвенших угодий и 64,4$ пашни). Мощность гумусового горазонте по хозяйствам колеблется от 16 до 26 сантиметров о содержанием ов I до 3/2. Свыше 80$ их площади представлены легккмя . оуглиншми оупесяш и подвержены ветровой эрозии. В благоприятный увлшкнешшй год урожайнооть зерновых в среднем на 4-6 центнеров Ешю, чем в обычный (средний).

Вторая группа - это степная зона с преобладанием серых лесных почв (т6,6>? всех пельокохозяйственных угодий и 22,пашни), , малогумусных мучнисто-карбонатных черноземов (15,?$ сельскохозяйственных угодий и 23,пашю) и каитановых (44,4$ сельскохозяйственных угодий я 45,6$ пашни).

К третьей группе отнсслтся хозяйства лесостепной зоны. Здсоь встречаются, з ооковном, серые лесные почвы (25/5 всех, угодий и 43,4% папнп). Количество гумуса варьирует от 1,5 до 0,4??. Ввиду хорошей увлакненности.- сзыше 350 гяд осадков з год п 88 м в кза-иг;:е„ урстайность зерновых относительно высока - 14-15 центнеров с. гектара,

Четвертуй группу образуют колхозы и' совхозу мерзлотно-тсея-ной зош. Преобладает лугово-мерзлотнне (26,5$ всех угодий я 11,5$ пашни), лугово-черноземные мерзлотные (18,1$ и 55,7$), пеймзншэ и болотные. Суровые условия сложны для выращгаашш зерновых. Основной отрасль» является скотоводство, пахотше земли заняты под кормовые культуры.

Для поцсазателя экономической эффективности - продуктивности сельхозу одий (валовая продукция на ICO га сопоставимых угодий) были получены регрессионные модели по трем временный позиция:.!, отражающим условия благоприятного (1983 г.), неурожайного (1989 г.) и обычного (1990 г.) годов. По 1-му "аграрному району" уравнения регрессии следующие:

Угз = -3,435- + 0,I53Xj +■ 1,936х4 + 2,0х5 + 0,45Хг, + 0,0I9IXg При этом FH = 34,5. Уравнение значимо при =0,01. Чайлюдеекне значения - - статистики для оценки значимости коэффициентов соответственно равна:

/,= 5,6; 4=3,4; 4=1,8; 4=3,5; 4=1,9 Коэффициента златима при °< = 0,01. Коэффициент детерминации R* = 0,883, что означает - 88,3/! вариации результативного признаю объясня< тся вошедшими в уравнение факторами.

Кооффицнент аппроксимации:'14,1. %з = -2,667 + 0,074Xj '+ 2,80Ix4fI,IIpx5 + 0,53^ + О.СХМБХд - 6.4. Урявнзнчс значило при - 0,01 /,= 3,5; U = 261 ; ^=1,15; / =4,11; 4 =2,0.

- 19 -

Коэффициенты значимы на уровне • -с - 0,01. Коэффициент детерминации: 0,67. Коэффициент аппрокоимации: 24,3 - Т.60 + 0.I2XJ- 4 2,19х4 + 1,75х5 + 0,50^ + O.OIBXg Fu = 8,9, что овидетельотвует о значимости уравнения при * = 0,01 i i, = 2,9 ; 4,1 ; if = 2,4 ; 3,5 ; = 2,04. Коэффициенты значимы ю уровне «с =0,01. Коэффициент детерминации: 0,77. Коэффициент аппрокоимации: 8,9.

При сохранении характера СЕязей в уравнениях их количественные параметры подвержены изменениям. Коэффициенты линейной множественной регреооии экономически интерпретируютоя как условно чистая эффективность ооответствугздх факторов. Так, коэффициенты регреооионного уравнения i ) показывают, что при средней по хозяйотвам аграрнсо района интеноивнооти использования производ-

• отвенных, ресуроов и ппи условии, что остальные факторы, включенные в уравнение, оотаютст постоянными, роот фондообеспеченности

( Xj ) на I тыо.руб. увеличивает выход валовой продукции о 100 гектаров сопоставимых угодий на 153 руб. Повышение затрат на удобрения ни I тыс.руб. (х^) дает прибавку продуктивности земли на 1,936 тис.рублей, рост трудообеспеченнооти на одного работника (х^) - на 2 тыс.рублей. Увеличение качества земель на I балл (Ху) - на 450 рублей, увлажноние угодий в кризисные месяцы на I мм (Xg) "стоит" 19,1 руб. прироста продукции. t

В неблагоприятный год - уравнение (У^) - услозно-чиотая : .фекгивнооть факторов фондообеспеченности (Xj) и трудообеопеченно-оти (Хд) падает на 79 руб. я 835 руб. соответственно. Вместе о • . тем говраотает "ценность" затрат на химизацию (х4) - на 865 руб., v плодородия - на £0 рублей. Несколько повы-лается влияние осадков (Хд) - на 5,4 рубля, что объяоняетоя неравномерностью их выпадения на огромной территории агрорайона, зключащем 82 хозяй-

• ства.

- 20 т

Уравнение "среднего" ида демонстрирует и среднюю эффективность производственных факторов при снижении влияния режима увлажнения (18 руб.), которое нивелируетоя, э в большей мере всту^аь? в действие агротехнические факторы.

Результаты статистического моделирования можно применять для иценкя деятельности сельскохозяйственные предприятий и анализа факторов. Если уравнение регрессии характеризует среднюю (нормативную) эффективность производства для данной совокупности хозяйств, то вычиолив разницу расчетных и фактических значений результирующего признака, можно привести классификацию объектов. То есть работа хозяйств оценивается по величине: ¿ У- ~ У или К - -loo , где Уф - фактическое значение уровня продуктивности земли, У - расчетное. Получаемый таким обрасон коэффициент К имеет смысл коэффициента эффективности хозяйствования. Сравнив егс со стандартной ошибкой оценки по уравнению регрессии составим классификаций Хозяйств по ypoB.JD эффективности* (на примере "3-го "агрорайона").

Таблица 2

Классификация хозяйств по уровню эффективности

Годы ' j ' Группы

1988 до 80$ 80-100$ 100-120$ свыше 12 о$

число хозяйств 5 з ' 10 5

IS89 до 70$ 70-100$ 100-130$ свыые 130$

число хозяйств II 4 6 2

1990 ¿о 82$ 82-100$ i00-118$ свыше 118$

число хозяйств 4 8 8 3

Как видно из таблицы, число хозяйств по группам эффективности в разные года существенно варьирует. Особенно колеб,.отся

чясло хозяйств в низшей группе -эффективности. Причем, в неурожай. най год объем этой группы увеличивается до II (почти половши В09Х хозяйств), а в другие годы - примерно стабилен. Анализ состава групп выявил четверку хозяйств, хронически не выходящих на нормативный уровень продуктивноети земли. Это совхозы "Туранский", и "Хврбятокий" Тункякокого района, "Большереченский" Кабанского района и "Неотеровский" Прибайкальокого района.

Пофакторное сравнение с моделью "оредней" эффективности по-зволяат выявить резервы его повышения.

В соогввготваи о разработанной методикой статиотичеокого анализа с включением всех фактор-шх признаков был применен метод главных компонент.

По,данным втс~юго "аграрного района" было получено четыре первые г да вшэ компоненты, объясняйте 85$ суммарной дисперсии доходных переменных.

> Уравнение регрессий, построенное по главным компонентам, выглядит следующем ооразом:

Угв ■= 8,86 + 2,13$+ 0,004/г + 3,7/, + 0,35/, ■ Гн п 2,9. Уравнение значимо при еС - 0,05.

А с 4,4 ; - 2,3 ; ^ =16,7 ; /,=7,4 - К0Е$фициэнты адочкмы при ое. = 0,05.

Косффициент детерми:вции = 0,906.

Коэффициент аппроксимации • = 7,22.

.Уравнение обладает лучшими аппроксимирующими свойствами, чем ' построенное до исходным признакам. Наиболыиез влияние ш выход ' про д/гаи я оказывав? факторы технического уровня (технологии) -1 -Д ' в шгтородия ао принципу .замещения естественного искусствон-шм - . Значительным можно признать влияние структуры сельскохозяйственных угодий ( /V ) и прежде всего, доли зерновых в Еосаэяпй плогдади. Действительно, зерновой клин, зерновое хозяй-

отео имеет существенное рас рострапение у землепользователей. В урожайный год ото благоприятно оказывав', ая га конечных результатах. Наконец, резш увлажнения ( Уг ), различаясь по бол..лю!1

тсчуптерии 2-го "агрорайоча", также определяет эффсктивнгсть хозяйствования.

Учитывая важнее значение хи.отн.ово"ческой отрасли сельского хозяйства республики был предпринят статистический пнализ ее ото-комической рффект11внооти о использованием воспроизводственных факторов.

Характер воспроизводства продукции подкомплекса в оонове свспЯ сгрг,г.07четс1 /•пкя-лйоЛ продуктивности япготикх,, В этой звя-

о.о"с: ::о:; -¡дел гк^лпоа о■'^^т-г-.-е тзоо^з'хпооти ветмеченчя '"5.;-зр"о!) г.ропззс;.огы глса Гу/гсл оптгзлпзщйп ссотяошфи таких "ЗКТОСОВ. 1ФК ОХЯТО'ШПЦ ¡'ЯСОЧ я дола УДОЙНОГО логсловья в годо-

"см со'сгото сгп,!!0о

'•глсетчигогач-Л оюопз згч'зял •Н1В10|-.'-,'ооть ':ронсзодзтззп клея ."ГС ( У ) от дг.у.-с олюлров - продгктиг-шотп ( х^ ) я доли ,?6«>Л-'•ото глгояовы! (:-:.-). Пгуяче ко&Мяпйсптм зоррояяцп»: 0,88 и 0,75 ссотасгство::иэ.

,"'-'ок ;,7се~"йльйо>1 .эпнрог.с'.'прутей зовпепкеотл прплея :: соогуп:;:о оупююо - здопгязкоЛ годе."!! ивдо:

У = ДГ/ , гле < *<г **

■■ 0,71 сГ = 21

Ссоо-о от ~.7Гор:Г:...' резллзогг: з П"т г'^о^гг/'о''»

-■о-'-.-го 1 оосооо г:о:оо:оорц 7* ^0,57 ; п., -

- ал оонколх го'оогогоо, оуоггол :;о яя.тчот-

~ I опоОопо, оо о^оохо^пед к лога;: ./ оо. о гс:: по ;оюут,оло • ..с 00001 оо:о";

-С*. / — Г Ог <0.-_, .

l

(w)

б

24,9 Z9.S

Pao Л. Графики завися,.-ости продуктивности от доли убойного поголовья при разных условиях кормообеспеченности

Графическое представление стамстической модели (рио.1) показывает зависимость продуктивности от доли убойного поголовья при разных уровнях кормообеспеченности ( Е, , ).

а, !«£ - точки оптимума, обеспечивающие максимальный уровень эффективности (интенсивности) производства лиса. Площадь прямоугольника - интерпретация объема производства мяса.

Качественный анализ модели показывает, что при изменении кормообеспеченности переход на новый уровень интенсивности оптимальной траектории требует соответствующего изменения как продуктивности. ток и дслч убойного поголовья.

Однако на практике это условие не выполняется. Так, за последние 15-20 лет повышение уровня интенсивности производства

( Е,,Ег )

мяоа в отраслях жлвотноводства обеспечивалось сугубо за счет роста сдаточной массы. Причем это сопровождалось неуклонным снижением доли убойного поголовья, что в целом сдерживало возможный рост производства мяса.

Причины такой тенденции - в существовании бесовых стандартов при одаче-приемке окота на предприятиях мясной промышленности . например, 28-30 килограммового для ягнят в год рождения, 120 -для жеребят, 350-400 - для молодняка крупного рогатого окота по достижении которых начиналась оплата о 35-50^-й надбавкой к закупочной цене. В этих уоловяях хозяйства передерживали скот, что неоправданно как о позиции эффективности испг тьзованяя реоурсов, так и достижения конечных результатов производства.

С целью выявления тенденций и прогнозирования основных пока-, зателей развития сельскохозяйственного производства были построены статистические модели о использованием 0плайн-фун"ций. Всего рассматривалось 4 вида трендовых и 5 видов кваэиг.олиномиальных as-виоимоогей. ,

Так, для показателей валовой продукции сельского хозяйства республики наиболее адекватней оказалась квазипблиномиальная зависимость с числом квазиполиномов — 6-;

(Сс) - 29х- ехр (- О, J fx) €*± <fjSfs.-~6,Sx ■ (xp(-Q !U)<u>i З^х -- SJtx - ~ 24,2л-expC-QOte -)сс±1ПЪх +

Величина ocas 'очной дисперсия состе. >кта 578,03 -

минимальна из предложенных 9-ти завиоимоотей ; а коэффициент детерминации л?"2 = 0,566 - максимален, что свидетельствует о хорошей приближенности теоретического ряда данных фактическому. Прогностические свойства аппарата сплайн-функций позволит отразить неравномерность, нестабильность динамики ретроспективного

периода (1965-1990 гг.) а экстраполировать "доминанту" развития, улавливать цикличность колебаний. На прогнозируемый период 19911395 года величина валовой продукции сельокого хозяйства Бурятии вначале сншаетоя на 2,1% по сравнению о 1990 годом, а затем возрастает до 403,055 млн.рублей - на 5,1%. Дальнейшая экстраполяция на 10-ти летний период показывает явную цикличность роста, когда в среднем один раз в 5 лет происходит падение объемов производства. Это связано о высокой зависимостью сельскохозяйственного производства от погодного фактора - именно с искомой периодичностью территорию республики постигает заоуха или иные неблагоприятные воздействия.

Схожими, но несколько худшими аппроксимирующими свойствами обладает функциональные зависимости с 4-мя и 5-тыо квазиполино- ,. нами - . г "¡вен 742,7 и 639,6,а К* - 0,443 и 0,52

соответственно.

Однако прогноз, полученный по втим моделям, более сдержанный. Сравним: валовая сельскохозяйственная продукция в 1995 году по сплайн-модели из 4-х квазиполиномов достигает 374 млн.рублей, в го время как по- наиболее адекватной (статистически) зависимости удалось получать и наиболее оптимистичное прогнозное значение -404,6 М"н.рублей - выше на 8,2$ и 5,2%. Графическое представление сплайн-моделей четко показывает периодичность колебаний роста аграрного производства, отражающую зависимость его от внешних факторов. 3 складывающихся рыночных отношениях учет цикличности, вероятностного оценивания климатических условий (следовательно, урожайности) будет иметь первостепенное значение для землепользователей, поскольку эластичность цен на сельскохозяйственном рачке буде4, зависеть, прежде всего, от изменения погодного фактора. Графики поподог-ну. темпов прироста по данным моделям демонст-

рируют неустойчивость прогнозного рада - колеблемость «округ процентного пункта 2 ± 4% о затухающей тенденцией, что объясняется динамикой фактического ряда, когда глубина изменений объема сельскохозяйственной продукция в 60-е и 70-е годы была выше, нем в 80-е.

Б заключении изложены результаты проведенного исследования, сформулированы основные вывода и рекомендации.

По теме диссертации опубликованы следующие работы:

1. Формирование прогнозных вариантов развития регионального АПК на основе использования сплайн-функйий //Применение методов математической статистики в экономике. - М., 1990. - 0,2 п.л.

2. Статистическое прогнозирование динамики показателей сельскохозяйственного производства //Социально-экономические исследовании методами математической статистики. - М., 1391. - 0,25 п.л.

3. Информационное обеспечение статистического анализа взаимосвязей экономических показателей. - М., 1991. - 1,3 п.л. (в соавт.)

4. Многомерное статистическое исследование функционирования аптечной сети г.Москвы //Цатематико-статистический анализ социально- экономических явлений. - М., 1992. - 0,1 п.л. (в соавт.).

5. Статистический анализ аграрного сектора с учетом региональных особенностей /Дйтеллтико-стагпогэтесгсий анализ социально-экономических явлений. - М., 1592. - 0,2 п.л.

6. Некоторые методологические аспекты оконо-лгаз-отатпетиче-ского анализа сельгл® хозяйственного производства в регионе //Сб. научных трудов С-иоНШСОХ. - Новосибирск, 1992. - 0,25 п.л.

!.,•:}-->/ //'ГТир.

м-.^ч-т М~С!Г г.. ОГР, ."Ср. Ц