Экономико-статистический анализ производства сахарной свеклы

3. Экономико-статистический анализ производства сахарной свеклы

Экономико-статистический анализ заключается во всестороннем изучении состояния сельского хозяйства, с тем, чтобы сделать выводы о закономерностях его развития и наметить пути повышения экономической эффективности сельскохозяйственного производства. Использование массовых статистических данных позволяет дать полную и всестороннюю характеристику состояния производства молока, установить факторы, влияющие на его изменение.

Всестороннее экономико-статистическое изучение состояния и развития сельскохозяйственного производства требует применения различных показателей. При этом применяются методы: вариации, рядов динамики, индексный, графический, корреляционно-регрессионный и др.

Для того чтобы определить эффективность производства сахарной свеклы, необходимо проанализировать получение и реализацию этого вида продукции, зависимость валового сбора сахарной свеклы от различных факторов.

Таблица 6

Исходные данные для проведения группировки

Годы	Внесено минеральных удобрении, кг. д.в.	Посевная площадь, га	Урожайность сахарной свеклы, ц/га	Валовой сбор, ц
1997	532	926	227,3	210479
1998	421	712	220,7	157138
1999	278	305	271,1	82685
2000	191	146	280	40880
2001	760	179	312,4	55919
2002	1581	300	385,1	115530
2003	1755	450	283,7	127665
2004	1382	411	279,1	114710
2005	538	351	324,4	113864

Одним из первостепенных методов статистики занимающих центральное место в арсенале ее познавательных средств является статистическая группировка. Она лежит в основе всей дальнейшей работы с собранной информацией.

Метод группировки предполагает расчленение совокупности на группы по однородным наиболее существенным признакам с последующей характеристикой этих групп.

Используя данные таблицы 6, проведем группировку по дозе внесения минеральных удобрений и выявим влияние этого фактора на уровень урожайности сахарной свеклы.

Для этого разобьем совокупность на три группы с равными интервалами. Величина интервала рассчитывается по формуле:

i = x _max - x _min / n, где

i- размер интервала;

n- число групп;

x _max – максимальное значение признака;

x _min – минимальное значение признака.

Группировочный признак – доза внесения минеральных удобрений, поэтому x _max =1755,x _min= 191, n=3.

Вычислим размер интервала для анализа внесения удобрений на урожайность: i = 1755-191/3; i = 521,3 кг..

Данные приведены в таблице 7.

Исходя из выше проведенных расчетов, следует отметить, что I группа включает 5 лет (1997, 1998, 1999, 2000, 2005). За эти годы средняя доза внесения минеральных удобрений составляет 392 кг., а урожайность сахарной свеклы при этом в среднем составляет 244,7 ц/га.

II группа включает 2001 год. Доза внесения минеральных удобрений в этом году составляет 760 кг., а урожайность сахарной свеклы – 312,4 ц/га.

В III группа включает 3 года (2002, 2003, 2004). В этот период средняя доза внесения минеральных удобрений составляет 1573 кг., а средняя урожайность сахарной свеклы – 316 ц/га.

Анализируя выше изложенное, следует отметить, что между внесением минеральных удобрений и урожайностью сахарной свеклы существует прямо пропорциональная зависимость, то есть с увеличением внесения минеральных удобрений, урожайность сахарной свеклы растет.

Таблица 7

Группировка по дозе внесения минеральных удобрений

Размер интервала	Годы	Внесено минеральных удобрении, кг. д.в.	Посевная площадь, га	Урожайность сахарной свеклы, ц/га	Валовой сбор, ц
I группа
191-712	1997	532	926	227,3	210479
	1998	421	712	220,7	157138
	1999	278	305	271,1	82685
	2000	191	146	280	40880
	2005	538	351	324,4	113864
Σ	5	1960	2440	-	605046
Среднее значение	-	392	-	264,7	-
II группа
712-1234	2001	760	179	312,4	55919
Σ	1	760	179	-	55919
Среднее значение	-	760	-	312,4	-
III группа
1234-1755	2002	1581	300	385,1	115530
	2003	1755	450	283,7	127665
	2004	1382	411	279,1	114710
Σ	3	4718	1161	-	357905
Среднее значение	-	1573	-	316	-

 

Метод вариации дает возможность оценить степень воздействия на данный признак других варьирующих факторов и определить взаимосвязь между ними.

Данные для исчисления показателей вариации представлены в таблице 8.

Таблица 8

Расчетные данные для исчисления показателей вариации

Годы	Урожайность сахарной свеклы, ц/га (x)	Посевная площадь, га (f)	Валовой сбор, ц (xf)	Расчетные величины
				│х - х│	│х - х│2	│х-х│*f	│х-х│2*f
1997	227,3	926	210479	-42,2	1780,8	-39077,2	1649020,8
1998	220,7	712	157138	-48,8	2381,4	-34745,6	271556,8
1999	271,1	305	82685	1,6	2,6	488	793
2000	280	146	40880	10,5	110,3	1533	16103,8
2001	312,4	179	55919	42,9	1840,4	76791	329431,6
2002	385,1	300	115530	115,6	13363,4	34680	4009020
2003	283,7	450	127665	14,2	201,6	6390	90720
2004	279,1	411	114710	9,6	92,2	3945,6	37894,2
2005	324,4	351	113864	54,9	3014,0	19269,9	1057914
Итого	-	3780	1018870	158,3	22786,7	69274,7	7462454,2

Определим среднее значение урожайности с помощью средней арифметической взвешенной, т.к. известна посевная площадь сахарной свеклы и усредняемый признак: x=Σxf/Σf; х=1018870/3780; х=287,09.

Показатели вариации классифицируют на абсолютные и относительные. К абсолютным показателям относят:

- размах вариации: R= Xmax – Xmin; R= 385, 1-171, 1; R=214.

- среднее линейное отклонение: d = Σ(x-x)f/Σf = 69274,7/3780=18,3

- дисперсию (средний квадрат отклонения): σ² = Σ|x-x|²f/Σf = 7462454,2/3780= 1974,2.

- среднеквадратическое отклонение: σ = √Σ(x-x)²f/Σf = √1974,2 = 44,4 ц/га

К относительным показателям вариации относят:

- относительный размах вариации: Kr =R/x *100%=214/287,09*100%=77, 5%

- относительное линейное отклонение: Kd =d/x*100%= 18, 3/287,09*100%=6, 6%

- коэффициент вариации V= σ /х*100%= 44,4/287,09*100%=16,1%

Анализируя выше приведенные данные, следует что, средняя урожайность сахарной свеклы составляет 287,09 ц/га, при этом степень колеблимости от среднего уровня составляет ± 44,4ц/га. Коэффициент вариации дает общую характеристику колеблимости всех вариантов совокупности и составляет 16,1%.

Одной из задач статистики на современном этапе является изучение изменений общественных явлений во времени, а также процесса их развития и динамики. Эту задачу статистика решает при помощи построения и анализа динамических рядов. Ряд динамики – это ряд статистических показателей, характеризующий изменение явлений во времени. Динамические ряды классифицируют: 1) Ряд расчетных показателей. 2) Ряд исходных показателей. Исходные показатели, непосредственно отражающие размеры изучаемого признака называют уровнями динамического ряда. Различают: У₀ – базисный уровень; У₁, У₂ – уровни ряда динамики; У_n – уровень последнего ряда. С помощью относительной величины динамики вычислим:

- абсолютный прирост: базисным методом А _пр = У₀ - У_n,

цепным методом А _пр = У_n - У_n-1;

- темп роста: базисным Т_р = У_n/ У_n-1*100%,

цепным Т_р= У_n / У_n-1*100%;

- темп прироста: для цепного и базисного метода Т_пр =Т_р-100%;

- абсолютное значение 1% прироста: А_1% = А_пр / Т_пр.

Для характеристики интенсивности развития за длительный период времени рассчитывают средние показатели динамики. Средний абсолютный прирост исчисляется по формуле:

Ā_пр = ∑А_пр / n­1 = 197,1 / 8 = 24,6

Средний коэффициент роста равен:

К_р = ^n­1√ У_п / У₀ = ⁸√1, 4 = 1,04

Средний темп роста составляет:

Т_р = К_р · 100 % = 104%.

Анализируя выше изложенное, можно сделать вывод о том, что урожайность сахарной свеклы в 2005 году увеличилась на 97,1 ц/га или на 42,7% по сравнению с данными 1997 годом, а по сравнению с 2004 г., урожайность увеличилась на 51,8 ц/га или на 22,8%.

В среднем увеличение урожайности сахарной свеклы с 1997-2005 г. составило 10,8 ц/га или 4%.

Таблица 9

Исчисление показателей динамики

Годы	Урожайность, ц/га	Базисный метод			Цепной метод
		Апр,%	Тр,%	Тпр,%	Апр,%	Тр,%	Тпр,%	1% Апр
1997	227,3	-	-	-	-	-	-	-
1998	220,7	-6,6	97,1	-2,9	-6,6	97,1	-2,9	2,3
1999	271,1	43,8	119,3	19,3	50,4	122,8	22,8	2,2
2000	280	52,7	123,2	23,2	108,9	103,3	3,3	33
2001	312,4	85,1	137,4	37,4	32,4	116,6	16,6	2,0
2002	385,1	157,8	169,4	69,4	72,7	123,3	23,3	3,1
2003	283,7	56,4	124,8	24,8	-101,4	73,7	-26,3	3,9
2004	279,1	51,8	122,8	22,8	-4,6	98,4	-1,6	2,9
2005	324,4	97,1	142,7	42,7	45,3	116,2	16,2	2,8

В статистике изменение тенденции динамического ряда изучается при помощи следующих методов:

1. Метод укрупнения периодов.

2. Метод скользящей средней или сглаживания рядов динамики.

3. Метод наименьших квадратов.

Суть метода укрупнения периодов состоит в том, что уровни исходного ряда объединяются по более крупным периодам. В целом, укрупненный период должен обеспечивать взаимное погашение случайных отклонений изучаемого признака.

Суть метода скользящей средней состоит в замене абсолютных данных средними арифметическими за определенные периоды. Расчет средних ведется способом скольжения, т.е. постепенным исключением из принятого периода скольжения одного уровня и соответственно включением последующего.

Данные методы представлены в таблице 10.

Таблица 10

Методы выравнивания динамического ряда

Годы	Урожайность, ц/га	Метод укрупнения периодов		Метод скользящей средней
		Σ	среднее значение	Σ	среднее значение
1997	227,3	-	-	-	-
1998	220,7	719,1	239,7	719,1	239,7
1999	271,1	-	-	771,8	257,3
2000	280	-	-	863,5	287,8
2001	312,4	977,5	325,8	977,5	325,8
2002	385,1	-	-	981,2	327,1
2003	283,7	-	-	947,9	316,0
2004	279,1	887,2	295,7	887,2	295,7
2005	324,4	-	-	-	-

Плавную тенденцию развития динамического ряда дает аналитическое выравнивание, то есть метод наименьших квадратов. Этот метод выражает количественную характеристику изменения уровней динамического ряда. В зависимости от направления изменения урожайности сахарной свеклы, уровни динамического ряда могут быть представлены уравнением аналитического выравнивания. Если в изучаемом периоде прослеживаются постоянные абсолютные приросты, или их незначительная колеблимость, то данный динамический ряд выравнивают по уравнению прямой.

y_t= a₀+a₁t,

где y_t – выровненный уровень динамического ряда;a₀ – начальный уровень изучаемого признака;a₁ – коэффициент, который показывает ежегодные изменения;t – период времени. Неизвестные параметры находим с помощью системы:

 Σy= a₀n+ a₁t,

Σ ty= a₀Σ t+ a₁t².

Для вычисления параметров этого уравнения необходимо использовать исходные данные, приведенные в таблице 11.

Таблица 11

Аналитическое выравнивание ряда динамики

Годы	Урожайность сахарной свеклы, ц/га	Расчетные величины
		t	t2	ty	yt
1997	227,3	1	1	227,3	216,9
1998	220,7	2	4	441,4	252
1999	271,1	3	9	813,3	263,7
2000	280	4	16	1120	275,4
2001	312,4	5	25	1562	287,1
2002	385,1	6	36	2310,6	298,8
2003	283,7	7	49	1985,9	310,5
2004	279,1	8	64	2232,8	322,2
2005	324,4	9	81	2919,6	333,9
Итого	-	45	285	13612,9	2560,5

Подставим данные из таблицы 11 в систему уравнений. Получим:

 2583,8=9a₀+45 a₁,

13603,9=45 a₀+285 a₁;

Вычислим систему уравнений и получим: a₀ =228,6; a₁=11,7.

y_t= 228,6 + 11,7t, t = 1,2, …, 9.

Динамику урожайности сахарной свеклы отразим на рисунке 1.

Рис.1. Динамика урожайности сахарной свеклы за период с 1997 по 2005 годы.

Анализируя вышеприведенные расчеты можно сделать вывод о том, что в среднем за период с 1997 по 2005 годы урожайность сахарной свеклы имеет тенденцию к увеличению в среднем на 11,7ц/га, а базисная урожайность при этом составляет 228,6 ц/га.

Используя индексный метод анализа общего объема сложных явлений, проанализируем относительные и абсолютные изменения валового сбора сахарной свеклы в отчетном году по сравнению с базисным и установим, в какой мере оно обусловлено изменением урожайности, площади посева, изменением структуры посева. Данные для проведения индексного анализа представлены в таблице 12.

Таблица 12

Индексный анализ валового производства сахарной свеклы

№ участка	2004 г.			2005 г.			Условный валовой сбор, ц	Отклонение от 2004 г.
	Площадь посева, га	Урожайность, ц/га	Валовой сбор, ц	Площадь посева, га	Урожайность, ц/га	Валовой сбор, ц		Всего	в том числе за счет изменения
									посевной площади	урожайности
	П0	У0	П0У0	П1	У1	У1П1	У0П1	У1П1-У0П0	У0П1-У0П0	У1П1-У0П1
1	198	234	46332	180	334	60120	42120	13788	-4212	18000
2	213	321	68373	171	314,3	53744	54891	-14628	-13482	-1146
Всего	411	-	114705	351	-	113864	97011	-840	-17694	16854

Определим среднюю урожайность сахарной свеклы за каждый период:

У₀ = Σ У₀ П₀ / Σ П₀ = 114705/411=279,1 ц/га – за базисный период;

У₁ = Σ У₁П₁ / Σ П₁ = 113865/351=324,4 ц/га – за отчетный период.

Определим индекс валового сбора сахарной свеклы:

I_w = Σ У₁П₁/ Σ У₀ П₀ = 113865/114705=0,99 или 99%.

Определим индекс урожайности постоянного состава:

I_у = Σ У₁П₁ / Σ У₀ П₁ = 113865/97011=1,17 или 117%.

Исчислим индекс размера посевной площади:

I_п = Σ П₁/ Σ П₀ = 351/411=0,85 или 85%.

Найдем индекс структуры посевов:

I_s = (Σ У₀ П₁/ Σ У₀ П₀)/ (Σ П₁/ Σ П₀) = (97011/114705)/(351/411)=0,99 или 99%.

Найдем взаимосвязь рассчитанных индексов:

I_w = I_у× I_п× I_s

0,99 = 1,17×0,85×0,99.

Определим абсолютное изменение валового сбора в отчетном периоде по сравнению с базисным: I_w = = Σ У₁П₁- Σ У₀ П₀ = 113865-114705=-840 ц.,

в том числе за счет изменения:

- урожайности: Δ_у = Σ У₁П₁- Σ У₀ П₁ =113865-97011=16854 ц.;

- посевной площади: Δ_п = (Σ П₁/ Σ П₀)× У₀ = (351-411) ×279,1=-16746ц.;

- структуры посевов: Δ _s = Σ У₀ П₁ - Σ У₀ П₀ - У₀(Σ П₁- Σ П₀) = -948ц.

Проверим взаимосвязь:

Δ_w= Δ_у +Δ_п +Δ _s

-840=16854-16746-948.

Исходя из выше изложенного, следует отметить, что валовой сбор в отчетном периоде по сравнению с базисным уменьшился на 840 ц или на 1%, прежде всего за счет сокращения площади посевов на 16746ц или на 15%, а за счет структуры посевов на 948 ц. или на 1%.

Таким образом, средняя урожайность сахарной свеклы увеличилась на 279,1 ц/га за базисный период и на 324,4 ц/га за отчетный период.

Проанализируем зависимость урожайности сахарной свеклы от количества внесения минеральных удобрений. Для этого проведем корреляционно-регрессионный анализ. При парной корреляции математическое уравнение может быть установлено с помощью построения корреляционного поля, а так же составления корреляционных таблиц и пересмотра различных функций.

При криволинейной форме связей, если связь между признаками не линейная и с возрастанием факторного признака происходит возрастание или убывание результативного, то такая корреляционная зависимость может быть выражена уравнением параболы: ỹ_x = a + bx+ сх², где a – начальный уровень изучаемого признака при x = 0, коэффициент b показывает среднее изменение независимой переменной на единицу коэффициента корреляции, x – значение факторного признака. Рассмотрим систему уравнений:

∑y = an + b∑x + с∑x²,

∑xy = a∑x + b∑x²+ с∑x³,

∑x²y = a∑x² + b∑x³+ с∑x⁴;

Используя расчетные данные таблицы 13 вычислим параметры уравнения корреляционного анализа.

Таблица 13

Исходные данные для определения уровня связи и коэффициента корреляции между урожайностью сахарной свеклы и количеством внесенных удобрений

Годы	Урожайность сахарной свеклы, ц/га	Количество внесенных удобрений на 1 га, ц	Расчетные величины
			x²	x³	x4	xy	x²y	y²	yx
	y	x
1997	227,3	0,58	0,34	0,20	0,11	131,83	77,28	51665,29	253,72
1998	220,7	0,59	0,35	0,21	0,12	130,21	77,25	48708,49	253,78
1999	271,1	0,91	0,83	0,75	0,69	246,70	225,01	73495,21	256,46
2000	280	1,31	1,72	2,25	2,94	366,80	481,6	78400	260,76
2001	312,4	4,25	18,06	76,77	326,25	1327,70	5641,94	97593,76	324,08
2002	385,1	5,27	27,77	146,36	771,33	2029,48	10694,23	148302,01	359,14
2003	283,7	3,9	15,21	59,32	231,34	1106,43	4315,08	80485,69	313,62
2004	279,1	3,36	11,29	37,93	127,46	937,78	3151,04	77896,81	299,01
2005	324,4	1,53	2,34	3,58	5,48	496,33	496,33	105235,36	263,55
Итого	-	-	77,9	327,36	1465,73	6773,26	25421,76	761782,62	-
Среднее значение	287,09	2,4	8,7	36,37	162,86	752,58	2824,64	84642,51	287,1

2583,8 = 9a + 21,7b + 77,9с, 9

6773,26 = 21,7 a + 77,9 b + 327,36 с, 21,7

25421,76 = 77,9 a + 327,36 b + 1465,73 с; 77,9

25,03 = 1,19 b + 6,43 с, 1,19

14,21 = 0,61 b + 3,73 с; 0,61

2,27 = 0,7 с,

с = 3,24;

21,03 = b +17,5,

b = 3,53;

287,1 = a +36,53,

a = 250,57.

ỹ_x = 250,57 + 3,53х + 3,24 x².

Коэффициент регрессии показывает, что при увеличении внесения количества минеральных удобрений на 1 га сахарной свеклы, ее урожайность в среднем увеличивается на 3,53 ц/га.

Теснота связи между заданными признаками в корреляционном отношении характеризуется при помощи специального относительного показателя – коэффициента корреляции:

r_xy = xy ­ x × y / √ (x² ­ x ²⁾ × (y² ­ y ²) =752,58-2,4×287,09/√(8,7-5,76) ×

(84642,51 – 82420,67) = 0,79

D = r² = 0,79² = 0,62 или 62%.

Из расчетов видно, что связь между количеством внесения минеральных удобрений и урожайностью сахарной свеклы тесная. С увеличением дозы внесения удобрений возрастает урожайность. Анализируя коэффициент детерминации, следует отметить, что 62% общей вариации урожайности сахарной свеклы обусловлено дозой внесения удобрений. Оставшаяся часть – 38% обусловлена другими факторами, которые в данном анализе не учтены.

Данная тенденция изменения прослеживается на рисунке 2.

Рис. 2. Зависимость урожайности сахарной свеклы от дозы внесения минеральных удобрений.

Более полный анализ урожайности сахарной свеклы дает множественная корреляция, которая изучает измерение результативного признака и множества факторных показателей. Определим зависимость между признаками с помощью уравнения:

ỹ_x = a₀ + a₁x₁ + a₂x₂, где

ỹ_x – выровненный уровень;

a₀, a₁, a₂ – параметры уравнения;

x₁ –количество внесенных минеральных удобрений, кг/га;

x₂ – количество внесенных органических удобрений, т/га.

В таблице 14 представлены расчетные данные для исчисления параметров уравнения множественной корреляции.

Таблица 14

Исходные и расчетные данные для исчисления множественного коэффициента корреляции

Годы	Урожайность сахарной свеклы, ц/га	Количество внесенных минеральных удобрении на 1 га, ц	Количество внесенных органических удобрений на 1 га, т	Расчетные величины
	(y)	(x1)	(x2)	x12	x22	y2	x1y	x2y	x1x2	yx
1997	227,3	0,58	20	0,34	400	51665,3	131,83	4546	11,6	250,7
1998	220,7	0,59	20,1	0,35	404,01	48708,5	130,21	4436,07	11,86	250,9
1999	271,1	0,91	20,3	0,83	412,09	73495,21	246,7	5503,33	18,47	257,28
2000	280	1,31	21	1,72	441	78400	366,80	5880	27,51	264,33
2001	312,4	4,25	24	18,06	576	97593,8	1327,70	7497,6	102	324,07
2002	385,1	5,27	25,1	27,77	630,01	148302	2029,48	9666,01	132,28	344,46
2003	283,7	3,90	23,2	15,21	538,24	80485,7	1106,43	6581,84	90,48	317,02
2004	279,1	3,36	22,9	11,29	524,41	77896,8	937,78	6391,39	76,94	306,26
2005	324,4	1,53	21,2	2,34	449,44	105235,4	496,33	6877,28	32,44	269,72
Итого	-	-	197,8	77,90	4375,2	761782,6	6773,26	57379,52	503,58	-
Среднее значение	287,09	2,4	22	8,7	486,1	84642,5	752,58	6375,5	56	287,2

Найдем неизвестные параметры уравнения с помощью системы:

Σy = na₀ + a₁Σx₁ + a₂Σx₂;

Σyx₁ = a₀Σx₁ + a₁Σx₁² + a₂Σx₁x₂;

Σyx₂ = a₀Σx₂ + a₁Σx₁x₂ + a₂Σx₂².

2583,8 = 9 a₀ + 21,7 a₁ + 197,8 a₂ 9

6773,26 = 21,7 a₀ + 77,91 a₁ + 503,58 a₂ 21,7

57379,52 = 197,8 a₀ + 503,58 a₁+ 4375,2 a₂ 197,8

21,04 = a₁ + 8,6 a₂;

21,19 = a₁ + 9,7 a₂.

0,15 = 1,1 a₂,

a₂ = 0,14;

21,04 = a₁1,2,

a₁ = 19,84;

287,09 = a₀ + 50,7,

a₀ = 236,39.

y_x = 236,39 + 19,84 x₁ + 0,14 x₂.

Для случая зависимости результативного признака от 2-х факторов применяется следующая формула, характеризующая тесноту связи между этими факторами:

R = √ r²_yx1 · r²_yx2 – 2 × r_yx1 × r_yx2 × r_x1x2 / 1 – r²_x1x2 = √0,79² × 0,52² – 2 × 0,79 × 0,52 × 0,92 / 1 – 0,85 = 0,73.

Параметры уравнения свидетельствуют о том, что при увеличении уровня внесения удобрений в расчете на 1 га., урожайность сахарной свеклы возрастает на 19,84 ц., а при увеличении внесения дозы органических удобрений на 1 т. в расчете на 1 га., урожайность в среднем растет на 14 ц. Коэффициент множественной корреляции показал, что между заданными факторными признаками связь тесная, прямо пропорциональная.

Выводы и предложения

В результате проведенных исследований по статистическому анализу производства сахарной свеклы можно сделать следующие выводы и внести предложения.

Площадь землепользования ЗАО «Красненское» в 2005 году уменьшилась по сравнению с 2003 годом на 190 га и составила 3965 га., за счет передачи земельной площади в аренду. Среднегодовая численность работников предприятия составила 201 человек в 2005 году, что на 31 человека меньше по сравнению с 2003 годом. Снижение обусловлено низким уровнем средней заработной платы на предприятии. Среднегодовая стоимость основных производственных фондов в 2005 году увеличилась по сравнению с 2003 годом на 35,7 % и составила 77028 тыс.руб., за счет приобретения предприятием нового оборудования и техники. Размер денежной выручки по предприятию за 2005 год составил 46672 тыс.руб., из них по отрасли растениеводства выручка составила 18436 тыс.руб. или 39,5%, а от реализованной продукции отрасли животноводства – 27128 тыс.руб., или 57,8 %.

Прибыль предприятия имеет тенденцию к увеличению, так в 2005 году сумма прибыли от реализации продукции составила 7033 тыс. руб., что на 6600 тыс. руб. выше данных 2003 года, в результате этого уровень рентабельности предприятия в 2005 году увеличился на 4,3 % по сравнению с 2003 годом и составил 10 %.

Анализ производства сахарной свеклы показал, что валовой сбор сахарной свеклы в 2005 году составил 113864ц., что ниже данных 2004 года на 846 ц. В отчетном периоде по сравнению с базисным валовой сбор уменьшился на 840 ц или на 1%, прежде всего за счет сокращения площади посевов снизился валовой сбор на 16746ц или на 15%, а за счет структуры посевов на 948 ц. или на 1%.

В динамике увеличение урожайности сахарной свеклы с 1997-2005 г. составило 10,8 ц/га или 4%.

Анализируя зависимость урожайности сахарной свеклы от дозы внесения минеральных удобрений, можно отметить, что связь между этими факторами тесная. С увеличением дозы внесения минеральных удобрений на 1 га., увеличивается урожайность сахарной свеклы в среднем на 19,84 ц..

Повышенный выход продукции растениеводства может быть получен как за счет более высокого качественного уровня земледелия, за счет увеличения размеров посевной площади, а так же за счет увеличения дозы внесения минеральных и органических удобрений.

Необходимо изучить факторы, влияющие на результативные показатели производства продукции растениеводства.

Повышение эффективности производства сахарной свеклы при минимальных затратах достигается за счет рационального использования земельных, материальных и трудовых ресурсов.

Таким образом, на предприятии имеются все возможности для увеличения производства сахарной свеклы.

Список литературы

1.  Афанасьев В.Н. Статистика сельского хозяйства / В.Н. Афанасьев, А.И. Маркова. – М.: Финансы и статистика, 2002.

2.  Дудкин В. М. Свеклосахарный комплекс России в 2005 году: некоторые итоги / В. М. Дудкин, В. В. Спичак, И. М. Сапронов // Сахарная свекла – 2006. - № 2. – С. 2.

3.  Елисеева И.И. Социальная статистика / И.И. Елисеева. – 3-е изд., перераб. и доп. – М.: Финансы и статистика, 2002.

4.  Елисеева И.И. Общая теория статистики: учебник / И.И. Елисеева, М.М. Юзбашев. – 5-е изд., перераб. и доп. – М.: Финансы и статистика, 2004.

5.  Ефимова М. Р. Общая теория статистики: учебник / М. Р. Ефимова, В. М. Рябцева. – М.: Финансы и статистика, 2001.

6.  Левченко Е.В. Машинно-технологические станции как ускоряющий фактор развития свекловодства/ Е. В. Левченко // Сахарная свекла. – 2005. - №9. – С.7.

7.  Летунов И.С. Сельское хозяйство России в 2005 г. / И.С. Летунов // Экономика сельского хозяйства России. – 2006. - №1. – С.3.

8.  Переяслова И.Г. Статистика: учебник / И.Г. Переяслова, Е.Б. Колбачев. – 2-е изд. – Ростов – на – Дону: Феникс, 2005.

9.  Петров В.А. Свекловодство: учебник / В.А. Петров, В.Ф. Зубенко. – М.: Колос, 2000. – С.320.

10.  Посыпанов Г.С. Растениеводство: учебник / Г.С. Посыпанов, Г.В. Коренев. – М.: Колос, 2000.

11.  Роик Н.В. Наука не имеет границ / Н. В Роик // Сахарная свекла. – 2006. - № 1. – С.16.

12.  Салтык И.П. Оценка системы регулирования экономических отношений / И.П. Салтык // Сахарная свекла. – 2005. - №6. – С.13.

13.  Толстик Н.В. Статистика: учебник / Н.В. Толстик, Н.М. Матегорина. – Ростов-на-Дону: Феникс, 2001. – С.41.

14.  Шмойлова Р.А. Теория статистики / Р.А. Шмойлова. – 4-е изд., перераб. и доп. – М.: Финансы и статистика, 2004.

15.  Шмойлова Р.А. Практикум по теории статистики / Р.А. Шмойлова. – М.: Финансы и статистика, 2003.