Урожайність та шляхи її підвищення у ДП "Урагросоюз" Ананьївського району Одеської області

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 :

r_yz = = = 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:

r_хz =

= : n = 451:9 = 50,11

- ступінь залежності кількості внесених добрив від затрат праці:

r_xz = = 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 (r_yz = 0,787);

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

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

Часткові коефіцієнти кореляції

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

r_yx(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):

r_yz(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):

r_xz(y) = = = -0,740

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

Коефіцієнт множинної кореляції визначається за формулою:

R_yxz = = = 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.