Определение с помощью уравнений регрессии аналитической формы связи между вариацией признаков х и у;

1.   Определение с помощью уравнений регрессии аналитической формы связи между вариацией признаков х и у;

2.   Установление меры тесноты связи между признаками (в какой мере вариация х обусловливает вариацию у).

Путем построения и анализа регрессионных моделей можно ответить на вопрос, как каждый фактор влияет на изучаемое явление. Корреляционный и регрессионный методы дают возможность количественно исследовать влияние факторов на изучаемое явление. Современные статистики широко используют метод корреляции. Он выступает как источник теоретических знаний. Между тем применение его без заранее обусловленной цели и качественного анализа нередко приводит к ошибочным выводам.

Для того чтобы корреляционный метод способствовал изучению сущности явлений, необходимо, чтобы исследователь владел не только этим методом, но и предметом своего исследования.

Понятие корреляционной зависимости является частным случаем более общего понятия – зависимости стохастической. Переменная у находится в стохастической зависимости от х, если каждому значению х соответствует ряд распределения у и с изменением х эти ряды закономерно изменяются. Если же они не изменяются или изменяются случайно, то у стохастически не зависит от х.

Основная задача изучения корреляционных связей состоит в отыскании причин исследуемого явления, события, факта. Факторный признак выступает как признак-причина, а результативный – как признак-следствие.

Корреляционный метод анализа включает в себя несколько этапов:

1.   Постановка задачи и выбор факторных и результативных признаков;

2.   Сбор статистического материала, его проверка;

3.   Предварительное изучение взаимосвязей с помощью графиков и аналитических группировок;

4.   Изучение парных зависимостей;

5.   Исследование многофакторной зависимости;

6.   Оценка результатов исследования, пояснение и анализ.

Степень тесноты связи характеризуется количественными оценками, а направление связи знаками у коэффициента корреляции (таблица 11).

Таблица 11. Количественные критерии оценки тесноты связи.

Величина коэффициента корреляции	Характер связи
До |±0,3|	Практически отсутствует
От |±0,3| до |±0,5|	Слабая
От |±0,5| до |±0,7|	Средняя
Свыше |±0,7|	Сильная (высокая)

Для начала изучим связь между затратами на оплату труда и себестоимостью. Значение факторного признака - затраты на оплату труда () располагается по ранжиру (таблица 12), себестоимость – y.

Таблица 12. Ранжированный ряд по затратам

	y	Год
7,73	68,56	1992
8,40	71,23	1993
9,56	75,02	1994
12,56	530,11	1998
12,84	186,63	1995
13,41	246,41	1996
14,24	391,22	1997
14,26	484,14	1999
15,38	342,23	2000
18,91	676,77	2001

В среднем наблюдается прямолинейная прямая зависимость, т.е. увеличение затрат на заработную плату приводит к увеличению себестоимости.

Результативный и факторный признаки изменяются одинаково, значит, мы имеем дело с линейной связью.

Далее строим корреляционное поле, приведенное на рисунке 1, для определения направления и аналитического выражения связи между и y.

На оси абсцисс наносим значения факторного признака (), а на оси ординат – результативного (y), а по данным таблицы 12 все единицы, обладающие определенными значениями и y.

Рис.1. Связь между затратами на заработную плату и себестоимостью яйца

Соединив полученные на пересечении и y точки прямыми линиями, получим статистическую ломанную регрессии (рис.1). Ломанная позволяет судить о форме связи, об аналитическом ее выражении.

Корреляционное поле на рис.1 показывает прямолинейную и прямую связь между затратами на заработную плату и себестоимостью яиц. Аналитически связь между факторными и результативными признаками описывается уравнением прямой .

Для определения параметров и в уравнении прямой данные приводятся в таблице 13.

Таблица 13 Расчеты параметров уравнения

Год	Затраты на оплату труда, р.	Себестоимость, р.				Для изучения связи
		y				Ранжир по фактору	y=-268,28+ +44,27
1992	7,73	68,56	59,75	4700,47	529,97	7,73	73,93
1993	8,4	71,23	70,56	5073,71	598,33	8,40	103,59
1994	9,56	75,02	91,39	5628,00	717,19	9,56	154,94
1995	12,84	186,63	164,87	34830,76	2396,33	12,56	287,75
1996	13,41	246,41	179,83	60717,89	3304,36	12,84	300,15
1997	14,24	391,22	202,78	153053,09	5570,97	13,41	325,38
1998	12,56	530,11	157,75	281016,61	6658,18	14,24	362,12
1999	14,26	484,14	203,35	234391,54	6903,84	14,26	363,01
2000	15,38	342,23	236,54	117121,37	5263,50	15,38	412,59
2001	18,91	676,77	357,59	458017,63	12797,72	18,91	568,87
Всего	127,29	3072,32	1724,41	1354551,08	44740,39	127,29	2952,33

Определим параметры и , для этого необходимо решить систему уравнений относительно и :

Подставляем данные таблицы 13:

Решая эту систему уравнений, находим, что и , следовательно

Коэффициент регрессии , следовательно, каждый рубль затрат на заработную плату повышает себестоимость яиц (в среднем) на 44,27р.

По данным таблицы 13 определим частный коэффициент детерминации

, где - это частный коэффициент корреляции,

- бета-коэффициент.

; ; ;

;

;

;

;

.

Это свидетельствует о том, что 60,68% вариации себестоимости яиц объясняется вариацией затрат на заработную плату.

Связь между затратами на заработную плату и себестоимостью проявилась сильная и прямая.

Далее в такой же последовательности рассмотрим зависимость себестоимости яиц (y) от продуктивности ().

По этим данным в таблице 14 приводятся параллельные данные.

Таблица 14. Ранжированный ряд по урожайности картофеля

	y	Год
258	68,56	1992
265	186,63	1995
265	75,02	1994
267	71,23	1993
269	246,41	1996
319	391,22	1997
323	676,77	2001
331	530,11	1998
333	342,23	2000
339	484,14	1999

Связь между себестоимостью и продуктивностью проявляется по прямой.

Проявление связи показано графическим методом на рис.2.

Рис.2. Связь между себестоимостью яиц и продуктивностью

Соединив полученные на пересечении и y точки прямыми линиями, получим статистическую ломанную. Из графика видно, что связь между факторным и результативным факторами описывается уравнением прямой

Для определения параметров и в уравнении прямой данные приводятся в таблице 15.

Таблица 15. Расчетная таблица для изучения связи
между себестоимостью яиц и продуктивностью.

Год	Продуктивность. шт.	Себестоимость, р.				Для изучения связи
		y				Ранжир по фактору	y=-1596,56+ +6,41
1992	258	68,56	66365,09	4700,47	17662,03	258	54,75
1993	267	71,23	71346,36	5073,71	19026,06	267	115,60
1994	265	75,02	70437,79	5628,00	19910,40	265	104,66
1995	265	186,63	70050,84	34830,76	49395,58	265	99,98
1996	269	246,41	72191,93	60717,89	66206,81	269	125,71
1997	319	391,22	101545,51	153053,09	124666,97	319	446,06
1998	331	530,11	109401,98	281016,61	175339,03	331	523,61
1999	339	484,14	115046,09	234391,54	164212,76	339	577,61
2000	333	342,23	110775,51	117121,37	113904,26	333	536,88
2001	323	676,77	104284,16	458017,63	218549,73	323	473,43
Всего	2968	3072,3	891445,26	1354551,08	968873,62	2968	3058,29

Определим параметры и , для этого необходимо решить систему уравнений относительно и :

Подставляем данные таблицы 15:

Решая эту систему уравнений, находим, что и , следовательно

Коэффициент регрессии , следовательно, каждый яйцо продуктивности повышает себестоимость яиц (в среднем) на 6,41р.

По данным таблицы 15 определим частный коэффициент детерминации

, где - это частный коэффициент корреляции,

- бета-коэффициент.

; ;

;

Из предыдущего пункта нам уже известно, что  и ;

Итак, ;

;

.

Это свидетельствует о том, что 88,99% вариации себестоимости яиц объясняется вариацией продуктивности кур.

Связь между продуктивностью и себестоимостью проявилась сильная и прямая.

Связь между тремя признаками (,и y) будем рассматривать множественной корреляцией и регрессией.

Практика показывает, что основное значение имеют линейные модели в силу простоты и логичности их экономической интерпретации. Поэтому и мы для построения нашего многофакторного модуля взаимосвязи будем использовать линейную модель:

Для определения параметров ,  и  необходимо решить уравнения:

;

;

.

Для удобства решения запишем все необходимые данные в таблицу 16.

Таблица 16. Расчетная таблица для изучения множественной корреляции.

Год	Затраты на оплату труда, р.	Продуктивность, шт.	Себестоимость, р.
			y
1992	7,73	258	68,56	59,75	66564	529,97	17688,48	1994,34
1993	8,4	267	71,23	70,56	71289	598,33	19018,41	2242,80
1994	9,56	265	75,02	91,39	70225	717,19	19880,30	2533,40
1995	12,84	265	186,63	164,87	70225	2396,33	49456,95	3402,60
1996	13,41	269	246,41	179,83	72361	3304,36	66284,29	3607,29
1997	14,24	319	391,22	202,78	101761	5570,97	124799,18	4542,56
1998	12,56	331	530,11	157,75	109561	6658,18	175466,41	4157,36
1999	14,26	339	484,14	203,35	114921	6903,84	164123,46	4834,14
2000	15,38	333	342,23	236,54	110889	5263,50	113962,59	5121,54
2001	18,91	323	676,77	357,59	104329	12797,72	218596,71	6107,93
Всего	127,29	2969	3072,32	1724,41	892125	44740,39	969276,78	38543,96

Уравнение множественной регрессии:

Расчеты показывают, что с увеличением затрат на заработную плату на 1 рубль себестоимость увеличивается на 54,18р., а также, что с увеличением продуктивности на 1 яйцо себестоимость повышается на 5,41р.

Совокупный множественный коэффициент корреляции рассчитывается по формуле:

Связь проявилась сильная, т.е. отклонение себестоимости яиц от средней по совокупности зависит от затрат на заработную плату и продуктивности на 87,09%.

На основе коэффициентов регрессии ( и ) нельзя сказать, какой из факторных признаков оказывает наибольшее влияние на результативный признак. Чтобы судить о сравнительной силе влияния отдельных факторов, вычислим Q - коэффициент, который вычисляется по формуле:

, где

- коэффициент вариации, соответствующего факторного признака;

- коэффициент эластичности.

;

Это означает, что при увеличении затрат на заработную плату на 1% себестоимость увеличивается на 2,24%, а при росте продуктивности на 1% себестоимость увеличивается на 5,23%.

;	;
	.

Из двух изучаемых факторов наиболее существенное влияние на вариацию себестоимости по районам оказывает фактор - продуктивность.

 

3.5. Ряды динамики

 

Рядом динамики называется временная последовательность значений статистических показателей.

Ряд динамики состоит из двух элементов: моментов времени (обычно дат) или периодов времени (годы, кварталы, месяцы), к которым относятся статистические данные, и самих данных, называемых уровнями ряда. Оба элемента – время и уровень – называются членами ряда динамики.

Для правильного анализа динамических рядов необходимо знать их виды, которые выделяются при группировке элементов ряда по разным признакам.

По времени, отражаемому в динамических рядах, они разделяются на моментные и интервальные.

В моментных рядах динамики уровни ряда выражают величи­ну явления на определенную дату. В них время обозначает момент, к которому относится каждый уровень ряда. Уровни моментных рядов динамики суммировать не имеет смысла, поскольку суммирование будет включать одну и ту же величину несколько раз, но разность уровней имеет определенный смысл.

В интервальных рядах уровни ряда выражают размеры явления за определенный промежуток времени. Отличительной особенностью интервальных рядов динамики абсолютных величин является возможность суммировать уровни следующих друг за другом периодов, поскольку их можно рассматривать как итог за более длительный период времени.

По способу выражения уровней рядов динамики они могут быть рядами абсолютных, средних и относительных величин.

При изучении динамики социально-экономических явлений используют некоторые статистические характеристики, которые позволяют измерить изменение явлений во времени.

Большинство статистических характеристик основано на абсолютном или относительном сравнении уровней динамических рядов показателей динамики: абсолютный прирост, темпы роста и прироста, абсолютное значение одного процента прироста. Сравниваемый уровень называется текущим, а уровень, с которым производится сравнение, базисным. За базисный уровень часто принимается либо предыдущий уровень, либо начальный в данном динамическом ряду. Если производится сравнение каждого уровня с предыдущим, то получаются цепные показатели динамики. Если каждый уровень сравнивается с начальным или каким-либо другим, принятым за базу сравнения, то получаются базисные показатели.

Выбор базы сравнения должен быть обоснован исторически и экономически, так чтобы база отражала определенный этап развития явления. Иногда за базу сравнения принимается средний уровень какого-либо предшествующего периода.

Ряды динамики могут быть с равностоящими (по времени) уровнями и не равностоящими.

Чтобы выделить специфику развития явления за отдельные периоды времени определяют абсолютные и относительные показатели ряда динамики (абсолютный прирост, темпы роста, темпы прироста, абсолютное значение одного процента прироста) цепным или базисным способами.

Абсолютный рост (снижение) исчисляются как разность сравниваемых уровней:

или

, где

- уровень текущего n-ого периода;

- уровень предшествующего периода;

- уровень базисного периода (в нашем случае за этот уровень взята средняя величина урожайности картофеля за весь период).

Интенсивность изменения уровня в динамике определяется отношением уровней и выражается коэффициентом роста (снижения):

или

Данные коэффициентов характеризуют интенсивность - во сколько раз произошло изменение. А интенсивность изменения в процентах выражается показателем – темп роста (снижения):

или

Чтобы выразить изменение величины абсолютного прироста (снижения) в процентах, исчисляют показатель темпа прироста (снижения).

 и

Можно определить по схеме:

или

Абсолютное значение одного процента прироста:

или

Средние значения показателей ряда динамики определяют по той или иной формуле в зависимости от его вида и способе получения статистических данных. Если ряд динамики с равностоящими уравнениями во времени расчет среднего уровня изучаемого явления  производится по средней арифметической простой:  

Средний абсолютный прирост (снижение) определяется по схеме:

Среднегодовой коэффициент роста определяется по средней геометрической:

Среднегодовой темп роста (снижения):

Среднегодовой темп прироста:

Все показатели динамики себестоимости яиц приведены в таблице 17.

Таблица 17. Себестоимость яйца в СХ ОАО «Белореченское»
и показатели динамики

Год	Себестоимость	Абсолютный прирост		Коэффициент роста		Темп роста		Темп прироста		Значение 1% прироста
		ц	б	ц	б	ц	б	ц	б	ц
1992	68,56	-	-238,67	-	0,22	-	22,32	-	-77,68	-
1993	71,23	2,67	-236,00	1,04	0,23	103,89	23,18	3,89	-76,82	0,69
1994	75,02	3,79	-232,21	1,05	0,24	105,32	24,42	5,32	-75,58	0,71
1995	186,63	111,61	-120,60	2,49	0,61	248,77	60,75	148,77	-39,25	0,75
1996	246,41	59,78	-60,82	1,32	0,80	132,03	80,20	32,03	-19,80	1,87
1997	391,22	144,81	83,99	1,59	1,27	158,77	127,34	58,77	27,34	2,46
1998	530,11	138,89	222,88	1,36	1,73	135,50	172,54	35,50	72,54	3,91
1999	484,14	-45,97	176,91	0,91	1,58	91,33	157,58	-8,67	57,58	5,30
2000	342,23	-141,91	35,00	0,71	1,11	70,69	111,39	-29,31	11,39	4,84
2001	676,77	334,54	369,54	1,98	2,20	197,75	220,28	97,75	120,28	3,42
В среднем	307,23	65,58	-	1,2897	-	128,97	-	3,44	-	2,40

р.

Для расчета базисных показателей за базу сравнения принимается средняя за 10 лет (307,23р.).

р.;

Средний темп роста и средний темп прироста:

;

.

Наблюдается снижение себестоимости, произошедшее в 2000г. по сравнению с 1999г. на 141,91р или 29,31%. Иначе говоря, себестоимость в 2000г. по сравнению с 1999г. составляет 70,69%, т.е. снижение в 0,71 раз. При сравнении с постоянной базой сравнения наибольшее снижение произошло в 1992г, на 238,67р. или на 77,68%.

Максимальное повышение себестоимости произошло в 2001г по сравнению с 2000г и составило 334,54р. или на 97,75%, если сравнивать с постоянной базой сравнения, то максимальное повышение произошло в том же 2001г – на 369,54 или на 120,28%.

При анализе рядов динамики необходимо учесть тенденцию изменения уровня себестоимости за 1992-2001 гг.

Тенденция – это основное направление развития. Основной тенденцией (трендом) называется плавное и устойчивое изменение уровня признака во времени свободное от случайных колебаний.

Наиболее эффективным способом выявления основной тенденции отклонений изучаемых признаков является аналитическое выравнивание. Выбор функции времени производится на основе анализа характера закономерностей динамики данного признака.

С помощью графического метода, приведенного на рис.3, рассматривается характер закономерностей изменения уровня себестоимости яиц.

В системе координат на оси абсцисс наносятся временные интервалы, а на оси ординат - уровни себестоимости.

Рис.3. Динамика себестоимости яиц
 в СХ ОАО «Белореченское» за 1992-2001гг.

На рис.3 статистическая ломаная показывает, что за 1992-2001 гг. себестоимость яиц (в среднем) имеет тенденцию к повышению. Для выравнивания используем уравнение прямой: ,

Чтобы определить параметры уравнения ,составим систему уравнений:

Для решения данной системы приводится расчетная таблица 18.

Таблица 18. Расчетная таблица для выравнивания ряда динамики
себестоимости яиц

Год	Исходная информация		Расчетная информация		Выровненная себестоимость, р.
	Себестоимость, р.	Номер года
1992	68,56	0	0	0	13,02	55,54	3084,692
1993	71,23	1	71,23	1	78,4	-7,17	51,4089
1994	75,02	2	150,04	4	143,78	-68,76	4727,938
1995	186,63	3	559,89	9	209,16	-22,53	507,6009
1996	246,41	4	985,64	16	274,54	-28,13	791,2969
1997	391,22	5	1956,1	25	339,92	51,30	2631,69
1998	530,11	6	3180,66	36	405,3	124,81	15577,54
1999	484,14	7	3388,98	49	470,68	13,46	181,1716
2000	342,23	8	2737,84	64	536,06	-193,83	37570,07
2001	676,77	9	6090,93	81	601,44	75,33	5674,609
Всего	3072,32	45	19121,31	285	3072,3		70798,01

, откуда ,

Уравнение для выравнивания выглядит следующим образом:

Кривая на рис.3 показывает, что себестоимость яиц в 1992-2001гг. ежегодно увеличивалась (в среднем) на 65,38р.

Основная тенденция (тренд) показывает, как воздействуют систематические факторы на уровень ряда динамики, а колебание уровней около тренда служит мерой воздействия остаточных факторов.

Её можно измерить по формуле среднего квадратического отклонения:

В среднем колебания себестоимости яиц по годам от среднего уровня составляет ±84,14р. или 27,39% [(84,14:307,23)·100%].

3.6. Индексный анализ

Анализ издержек производства индексным методом.

Индексный метод представляет собой совокупность примеров, которая исторически сложилась для измерения динамики экономических явлений, т.е. для того, чтобы охарактеризовать, например, движение объема продукции, изменение цен, производительности труда, себестоимости и т.д. индексы выражаются относительными числами.

Индексы себестоимости продукции. Весьма широкое распространение в практике планирования и учета получили индексы себестоимости продукции. Экономический смысл этих индексов заключается в том, что они выражают результаты хозяйственной деятельности предприятий или строек путем сопоставления фактических затрат на производство продукции с нормальными затратами. Так как учет внутри предприятия всегда позволяет прямо или косвенно определить себестоимость единицы отдельного вида продукта, для расчета индекса себестоимости единицы отдельного вида продукта, для расчета индекса себестоимости непосредственно используется агрегатная форма:

где z — себестоимость единицы в базисном и текущем периодах.

Экономия или перерасход средств предприятием легко подсчитывается на базе этого индекса. Тем не менее, расчет его наталкивается на серьезные препятствия в условиях быстрого роста промышленной продукции и изменения ее ассортимента. Особенностью индекса себестоимости является то, что он рассчитывается всегда по строго определенному ассортименту продукции. По ассортименту товарный состав розничного товарооборота в целом является довольно устойчивым. С его изменениями практически следует считаться лишь при сравнении за очень продолжительный период времени (вопросы изменения сортности, качества товаров и т.д. мы здесь не затрагиваем). Напротив товарный состав той или иной отрасли промышленности меняется быстро и довольно значительно (исключение составляют добывающая и пищевая промышленность).

Для расчета индексов себестоимости воспользуемся данными таблицы 19.

Таблица 19. Количество продукции и затраты на производство яиц в СХОАО «Белореченское»

Вид продукции	Количество продукции, тыс. ц.			Себестоимость 1ц продукции р.			Затраты на производство продукции, тыс. р.
	2000	2001		2000	2001		2000	2001		Условный
		План	Факт		План	Факт		План	Факт
Символы
Яйцо	462938	460000	468624	342	680	676	158456	312800	317028	160269	318664

На основе данных рассчитаем индекс средней себестоимости переменного состава:

Прирост (уменьшение) затрат на производство продукции найдем по схеме:

Полная себестоимость яиц в отчетном году по сравнению с базисным 2000 годом увеличилась в 2 раза, что в денежном выражении составило 158572 тыс. рублей, а по плановым показателям увеличилась на 1 % или 4228 тыс. рублей. В том числе за счет увеличения производства на 5086 тыс. шт. по сравнению к базисному году себестоимость увеличилась на 1% или на 1813 тыс. рублей, а за счет удорожания единицы продукции на 334 рубля полная себестоимость повысилась на 98 % или 156759 тыс. руб.

При анализе данных отчетного года к плановым показателям можно сделать следующие выводы: Полная себестоимость увеличилась на 1% или 4228 тыс.р., за счет увеличения производства на 8264 тыс. шт. себестоимость увеличилась на 2% или 5864 тыс.р. за счет снижения себестоимости единицы продукции на 4 р. общая себестоимость уменьшилась на 1636 тыс. р.

 

Выявление влияния затрат и продуктивности на изменение себестоимости яиц

В себестоимости отражаются все стороны деятельности птицеводческого предприятия: уровень продуктивности птицы, эффективность применяемых технологий, степень механизации птицеводческих процессов, уровень производительности труда.

Для определения влияния продуктивности и затрат на 1 голову птицы воспользуемся данными таблицы 20.

Таблица 20. Продуктивность 1 головы птицы, шт., затраты на 1 голову птицы, р.

Показатель	Символы	2000г	2001г
Продуктивность 1 головы птицы, шт.	y	330	332
Затраты на 1 голову птицы, тыс.р.	l	113	225

На основе данных таблицы 20 рассчитаем индекс себестоимости по формуле

а) За счет влияния затрат на 1 голову:

б) За счет влияния продуктивности 1 головы птицы:

В абсолютном выражении:

Из рассчитанных выше показателей можно сделать следующие выводы: общая себестоимость единицы продукции в 2001 году увеличилась по отношению к 2000 году в 1,9793 раза или на 97,93%. В том числе за счет увеличения затрат на 1 голову на 99,12%, а за счет повышения продуктивности 1 головы себестоимость в 2001 году ниже на 0,6%.

4. Прогнозирование себестоимости яиц

 

Прогнозирование по динамике

Тренд себестоимости яиц по районам Иркутской области рассчитывается по уравнению прямой:

Ошибка репрезентативности выборочной оценки тренда составляет:

Средняя ошибка среднегодового прироста:

При выравнивании объединяются эти две формулы и формула средней ошибки прогноза для линии тренда на 2003г от середины базы прогноза выглядит так:

р.

Точечный прогноз доверительного интервала для линии тренда на 2003г составляет:

р.

С большей надежностью с вероятностью 0,95 средняя ошибка на t критерии Стьюдента при 8 степенях свободы получается:

р.

Итак, с вероятностью 0,95 тренд себестоимости яиц при сохранении прежней скорости отклонения проходит в интервале 732,2 ±157,36р.

Прогнозирование по корреляции

Уравнение множественной регрессии выглядит следующим образом:

, где

 - затраты на оплату труда, р.

 - продуктивность, шт.

Предположим, что в 2004 году затраты на оплату труда будут равны 20р., а продуктивность составит 330шт, то средний уровень себестоимости яиц в 2004г будет равен:

р.

Заключение

Изучение себестоимости яиц проводилось на основе следующих статистических методов: сводка и группировка, средние величины и показатели вариации, корреляционно-регрессионный анализ, ряды динамики, индексный анализ.

Простые группировки с равными интервалами (табл. 7) и с не равными интервалами (табл. 8) определили прямую прямолинейную связь между затратами и себестоимостью и продуктивностью и себестоимостью соответственно. Затем была проведена комбинационная группировка (табл. 9), результатом которой явился дисперсионный анализ, который определил, что связь между себестоимостью яиц и рассматриваемыми признаками проявилась сильная (себестоимость зависит от факторов на 79,65%, ). Изучение средних характеристик позволило определить, что средняя себестоимость равна 352,78р., мода – 676,77р.и медиана – 530,11р., коэффициент асимметрии равный -1,56, что говорит о сильной левосторонней асимметрии.

Корреляционно-регрессионный анализ влияния затрат на оплату труда на себестоимость картофеля показал каждый рубль затрат на заработную плату повышает себестоимость яиц (в среднем) на 44,27р.; коэффициент детерминации показал, что 60,68% вариации себестоимости яиц объясняется вариацией затрат оплату труда. Корреляционно-регрессионный анализ влияния продуктивности на себестоимость показал, что 88,99% вариации себестоимости картофеля объясняется вариацией продуктивности кур-несушек (каждый яйцо продуктивности повышает себестоимость яиц (в среднем) на 6,41р.). Многофакторная корреляция показала, что с увеличением затрат на заработную плату на 1 рубль себестоимость увеличивается на 54,18р., а также, что с увеличением продуктивности на 1 яйцо себестоимость повышается на 5,41р. Совокупный множественный коэффициент корреляции определил сильную связь, т.е. отклонение себестоимости яиц от средней по совокупности зависит от затрат на заработную плату и продуктивности на 87,09%. Коэффициент эластичности показал, что при увеличении затрат на заработную плату на 1% себестоимость увеличивается на 2,24%, а при росте продуктивности на 1% себестоимость увеличивается на 5,23%.

При изучении динамики себестоимости яиц в СХОАО «Белореченское» 1992-2001гг было выявлено то, что себестоимость яиц (в среднем) имеет тенденцию к повышению (ежегодно на 65,38р). В среднем колебания себестоимости по годам от среднего уровня составляет ±84,14р. или 27,39%.

Индексный анализ фактических издержек производства за 2000-2001гг показал, что полная себестоимость яиц в отчетном году по сравнению с базисным 2000 годом увеличилась в 2 раза (что в денежном выражении составило 158572 тыс. рублей. В том числе за счет увеличения производства на 5086 тыс. шт. себестоимость увеличилась на 1% или на 1813 тыс. рублей, а за счет удорожания единицы продукции на 334 рубля полная себестоимость повысилась на 98 % или 156759 тыс. руб.

Литература

1.   Афанасьев В.Н., Маркова А.И. Статистика сельского хозяйства: Учебное пособие. – М.: Финансы и статистика, 2002. – 272с.

2.   Беркин Н.С. Иркутская область (природные условия административных районов). – Иркутск.: Изд-во Иркут. Университета, 1993 – 304с.

3.   Винокуров М.А., Суходолов А.П. Экономика Иркутской области; В 3 т. Т. 1. – Иркутск: Издательство ИГУЭП, 2002. – 276с.

4.   Добрынин В.А. Экономика сельского хозяйства. – М.: Агропромиздат, 1990. – 476с.

5.   Елисеева И.И., Юзбарев М.М. Общая теория статистики: Учебник. – М.: Финансы и статистика, 1999. – 480с.

6.   Зинченко А.П. Сельскохозяйственные предприятия: экономико-статистический анализ. – М.: Финансы и статистика, 2002. – 160с.

7.   Ким Т.Д. Общая теория статистики. Курс лекций.

8.   Ким Т.Д. Статистика. Учебное пособие по выполнению курсовых работ. – Иркутск: ИрГСХА, 2001. – 94с.

9.   Коваленко Н.Я. Экономика сельского хозяйства с основами аграрных рынков. Курс лекций. – 2-е изд., перераб. и доп. М.: ТАНДЕМ: Экмос, 1999. – 448с.

10.      Попов Н.А. Экономика отраслей АПК. Курс лекций. – М.: «Экмос». – 2002г. – 368с.

11.      Харченко Л.П. Статистика: курс лекций. – Новосибирск: Издательство НГАЭиУ, М.: ИНФРА-М, 1997. – 310с.