Статистичний аналіз виробництва зерна цукрових буряків соняшнику

[ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати.

скачати

Зміст
Введення
1.Аналіз рядів динаміки
1.1. Показники собівартості та виробничих витрат, їх сутність, методика розрахунку
1.2. Динаміки виробничих витрат на виробництво зерна, цукрових буряків, соняшнику за 6 років
1.3. Динаміка собівартості 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику). Темпи її зростання і приросту, показники варіації за 9 років. Виявлення тенденцій зміни собівартості 1 ц. за 9 років
2. Індексний метод аналізу
2.1. Сутність індексу, їх види
2.2. Індексний аналіз зміни середньої собівартості виробничих витрат
3.Виявленіе взаємозв'язку методом аналітичної угруповання
3.1. Сутність угруповання, їх види і значення
3.2. Аналітичне угруповання господарств по одному з факторів (Х-врожайність зерна (цукрових буряків, соняшнику), рівень інтенсифікації), що впливають на собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику)
4.Корреляціонно-регресійний аналіз
4.1. Сутність та основні умови застосування кореляційного аналізу
4.2. Побудова однофакторний кореляційної моделі залежності собівартості 1 ц. від фактора (Х-врожайність зерна, (цукрових буряків, соняшнику), Х - виробничих витрат)
Висновки і пропозиції
Список використаної літератури

Введення
Собівартість 1 ц. і виробничі витрати - найважливіші результативні показники рослинництва і сільськогосподарського виробництва в цілому. Рівень собівартості відображає вплив економічних і прибуткових умов, в яких здійснюється сільськогосподарське виробництво, і якість організаційно-господарської діяльності кожного підприємства.
Завдання статистики собівартості полягають у тому, щоб правильно визначити рівні собівартості та їх зміни в порівнянні з минулими періодами і планом; розкрити, шляхом аналізу, причини змін у динаміці та чинники, що зумовили відмінності в рівнях собівартості між зонами, районами, групами господарств; оцінити ефективність різних чинників собівартості; з'ясувати невикористані резерви підвищення собівартості. [19, с. 53]
Актуальність теми даної роботи визначається в першу чергу об'єктивно значною роллю вивчення собівартості в системі АПК в сучасній соціально орієнтованої ринкової економіки, перехід до якою є головним вектором реформ в Україні.
Курсова робота містить матеріал теоретичного та практичного значення. Проведено аналіз фінансових показників діяльності сільгосп підприємств.
Метою курсової роботи є статистико-економічний аналіз собівартості і виробничих витрат зерна (цукрових буряків, соняшнику).
Завдання курсової роботи:
- Провести аналіз рядів динаміки собівартості і виробничих витрат зерна (цукрових буряків, соняшнику) за ряд років;
- Проаналізувати собівартості і виробничих витрат зерна (цукрових буряків, соняшнику) індексним методом;
- Провести угруповання статистичних показників собівартості.
Провести кореляційно-регресійний аналіз залежності собівартості і виробничих витрат зерна (цукрових буряків, соняшнику) від урожайності.

1.Аналіз рядів динаміки
1.1 Показники врожаю і врожайності, їх сутність, методика розрахунку
Собівартість продукції належить до числа найважливіших якісних показників, в узагальненому вигляді відображають всі сторони господарської діяльності підприємств (фірм, компаній), їхні досягнення та недоліки. Рівень собівартості пов'язаний з обсягом і якістю продукції, використанням робочого часу, сировини, матеріалів, устаткування, витрачанням фонду оплати праці і т.д. Собівартість, у свою чергу, є основою визначення цін на продукцію. Зниження її призводить до збільшення суми прибутку і рівня рентабельності. Щоб домагатися зниження собівартості, треба знати її склад, структуру та фактори її динаміки. Все це і є предметом статистичного вивчення при аналізі собівартості. [9, с. 103]
Собівартість продукції (робіт, послуг) являє собою вартісну оцінку використовуваних у процесі виробництва продукції (робіт, послуг) природних ресурсів, сировини, матеріалів, палива, енергії, основних фондів, трудових ресурсів та інших витрат на її виробництво і реалізацію.
У собівартості враховуються витрати минулої праці, перенесені на новостворену продукцію (сировина, матеріали, паливо, електроенергія, знос основних засобів), витрати, пов'язані з використанням живої праці (оплата праці робітників і службовців, відрахування на соціальні потреби), та інші витрати. Собівартість є частиною вартості продукції і показує, у що обходиться виробництво продукції для підприємства (фірми).
Необхідно розрізняти загальну собівартість всієї виробленої продукції - загальну суму витрат, що припадають на виготовлення продукції певного обсягу і складу, і індивідуальну собівартість - витрати на виробництво тільки одного виробу (наприклад, на виготовлення унікального агрегату за умови, що в даному виробничому ланці ніяких інших видів продукції одночасно не виробляється) - і середню собівартість, яка визначається діленням загальної суми витрат на кількість виробленої продукції.
У практиці статистики розрізняють два основних види собівартості за ступенем обліку витрат: виробничу і повну.
Виробнича собівартість охоплює тільки витрати, пов'язані з процесом виробництва продукції - починаючи з моменту запуску сировини у виробництво і закінчуючи оглядом готових виробів і здачею їх на склад готової продукції. [6, с. 211]
Повна собівартість - це сума витрат, пов'язаних з виробництвом продукції (виробнича собівартість), і витрат щодо її реалізації (комерційні витрати). Комерційні витрати включають в себе витрати на пакування, зберігання, навантаження, транспортування і рекламу.
Статистика собівартості продукції спирається на дані бухгалтерського обліку, завданнями якого є визначення загальної суми витрат, угруповання їх за видами і калькулювання собівартості одиниці продукції.
Аналізуючи дані бухгалтерського обліку і звітності, статистика вирішує такі завдання: вивчає структуру собівартості за видами витрат і виявляє вплив зміни структури на динаміку собівартості:
- Дає узагальнюючу характеристику динаміки собівартості продукції;
- Досліджує фактори, що визначають рівень і динаміку собівартості, і виявляє можливості її зниження.
Серед витрат на виробництво виділяються наступні елементи:
- Матеріальні витрати (за вирахуванням вартості зворотних відходів);
- Витрати на оплату праці;
- Відрахування на соціальні потреби;
- Амортизація основних фондів;
- Інші витрати.
В елементі "Матеріальні витрати" відображається вартість:
- Придбаних з боку сировини і матеріалів, які входять до складу вироблюваної продукції;
- Покупних матеріалів, використовуваних в процесі виробництва продукції для забезпечення нормального технологічного процесу і для пакування продукції, а також запчастин для ремонту обладнання;
- Покупних комплектуючих виробів та напівфабрикатів, піддаються надалі монтажу або додаткової обробки на даному підприємстві;
- Робіт і послуг виробничого характеру, виконаних іншими підприємствами або виробництвами того ж підприємства, які не належать до основного виду діяльності;
- Придбаних з боку палива й енергії всіх видів, що витрачаються на технологічні цілі. [12, с. 179]
Вартість матеріальних ресурсів формується виходячи з цін їх споживання (без урахування ПДВ), націнок, компенсаційних винагород, сплачуваних постачальницькими та зовнішньоекономічними організаціями, вартості послуг товарних бірж, включаючи брокерські послуги, мита, плати за транспортування, зберігання і доставку, здійснювані іншими підприємствами.
Сума всіх зазначених вище витрат на сировину і матеріали, витрачена на випуск продукції, зменшується на вартість зворотних відходів виробництва. Поворотними відходами виробництва називаються виникають у процесі перетворення вихідного матеріалу в готову продукцію залишки сировини і матеріалів, які втратили повністю або частково споживчі якості вихідного матеріалу, але які можуть бути повторно використані підприємством в якості матеріалу на випуск основної продукції чи продукції допоміжних виробництв або, нарешті, реалізовані на сторону. Вони оцінюються в залежності від їх якості або за зниженою ціною вихідного сировини, або за ціною брухту, обрізків і т.п. У елемент "Витрати на оплату праці" входять:
- Витрати на оплату праці основного виробничого персоналу підприємства, включаючи премії робітникам і службовцям за виробничі результати, а також компенсації у зв'язку з підвищенням цін і індексацією доходів у межах норм, передбачених законодавством;
- Компенсації, які виплачуються у встановлених законодавством розмірах жінкам, що знаходяться в частково оплачуваній відпустці по догляду за дитиною до досягнення нею визначеного законодавством віку.
Елемент «Відрахування на соціальні потреби» включає обов'язкові відрахування за встановленими законодавством нормами (органам державного соціального страхування. Пенсійного фонду, державного фонду зайнятості і т.п.) від сум витрат на оплату праці (елемент собівартості продукції «витрати на оплату праці»). [18, с. 56]
В елементі «Амортизація основних фондів" відображається сума амортизаційних відрахувань на повне відновлення основних виробничих фондів, яка визначається виходячи з їх балансової вартості та затверджених у встановленому порядку норм, включаючи і прискорену амортизацію їх активної частини.
До елементу "Інші витрати" належать:
- Знос по нематеріальних активів;
- Орендна плата;
- Винагороди за винаходи та раціоналізаторські пропозиції;
- Обов'язкові страхові платежі;
- Відсотки за кредитами банків;
- Добові та підйомні;
- Податки, що включаються до собівартості продукції (робіт, послуг);
- Відрахування в позабюджетні фонди;
- Оплата послуг рекламних агентів і аудиторських організацій, зв'язку, обчислювальних центрів, позавідомчої охорони і ін
Таким чином, поелементний аналіз собівартості показує, які конкретно витрати на виробництво продукції, незалежно від їх місця і безпосереднього призначення.
Розподіл витрат за економічними елементами дозволяє виділити дві основні їх групи: витрати минулої праці, упредметнені у вартості спожитих предметів праці (сировина, матеріали і т.д.) і засобів праці (амортизація), і витрати живої праці (витрати на оплату праці з відрахуваннями на соціальні потреби). З інших витрат зазвичай дві третини відносяться до матеріальних затрат, а решта - до витрат живої праці.
За даними звітів можна визначити виробничу собівартість товарної продукції (робіт, послуг). Для цього необхідно із загальної суми витрат на виробництво і реалізацію продукції (робіт, послуг) виключити витрати на невиробничі рахунки, відняти зміна залишку по рахунку «Витрати майбутніх періодів», зміна залишків незавершеного виробництва, напівфабрикатів, інструментів і пристосувань власного виробітку, що не включаються до вартість продукції, і додати приріст або відняти зменшення залишку по рахунку «Резерв майбутніх витрат і платежів». [23, с. 186]
1.2 Динаміки виробничих витрат на виробництво зерна, цукрових буряків, соняшнику за 6 років
Зробимо аналіз динаміки виробничих витрат зерна, цукрових буряків та соняшнику за 6 років. Вихідні дані наведені у таблиці 1.1. Для розрахунку показників ряду динаміки, темпів зростання і приросту та інших використовуються такі вирази:
Абсолютний приріст
Базисний:
Ланцюговий:
Темпи зростання:
Базисний:
Ланцюговий:
Темпи приросту:
Базисний:
Ланцюговий:
Середній:
Абсолютне значення 1% приросту:

Таблиця 1. Розрахунок показників динаміки виробничих витрат за 6 років
Рік
Виробничі
жавна
витрати, тис. руб.
Абсолютне відхилення, ц
Темп росту,%
Темп приросту,%
Абсолютне значення 1% приросту
ланцюгової
базисний
ланцюгової
базисний
ланцюгової
базисний
2001
308
2002
270
-38
-38
0.88
0.88
-0.12
-0.12
2.7
2003
220
-50
-50
0.81
0.71
-0.19
-0.16
2.2
2004
245
25
25
1.11
0.91
0.11
0.08
2.45
2005
361
116
116
1.47
1.64
0.47
0.38
3.61
2006
477
116
116
1.32
1.95
0.32
0.38
4.77

Висновок: Динаміка виробничих витрат характеризується загальним підйомом на 20,3% за досліджуваний період. При цьому як ланцюгові так і базисні показники темпів приросту мають переважно позитивне значення, що дозволяє характеризувати динаміку як загальне піднесення виробничих витрат.
1.3 Динаміка собівартості 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику). Темпи її зростання і приросту, показники варіації за 9 років. Виявлення тенденцій зміни себестоімості1 ц. за 9 років
Таблиця 2. Динаміка собівартості 1 ц. за 9 років
Рік
Собівартість 1 ц., Руб.
Темп зростання
Темп приросту
ланцюгові
базисні
ланцюгові
базисні
1998
139.82
1999
240.74
1.72
1.72
0.72
0.72
2000
193.55
0.80
1.38
-0.20
-0.34
2001
218.13
1.13
1.56
0.13
0.18
2002
212.17
0.97
1.52
-0.03
-0.04
2003
183.33
0.86
1.31
-0.14
-0.21
2004
198.38
1.08
1.42
0.08
0.11
2005
293.5
1.48
2.10
0.48
0.68
2006
389.07
1.33
2.78
0.33
0.68
Визначимо середні показники ряду динаміки:
а) Середній абсолютний приріст:

б) Середній темп зростання:

в) Середній темп приросту:

Собівартість зерна (цукрових буряків, соняшнику) має також тенденцію до підйому, проте не настільки велику як виробничі витрати і становить за досліджуваний період лише 6,8%.
Зробимо вирівнювання ряду динаміки собівартості зерна (цукрових буряків, соняшнику) для більш детального виявлення тенденції.
Для цього використовуємо метод укрупнення періодів і ковзної середньої за 3 роки:
Таблиця 3. Вирівнювання динамічного ряду собівартості 1 ц. продукції за 9 років
Рік
Собівартість 1 ц., Руб.
Укрупнення періодів, руб.
Змінна середня, руб.
сума за триріччя
середня собівартість 1 ц. за триріччя
сума за триріччя
середня собівартість 1 ц. за триріччя
1998
139.82
1999
240.74
574.11
191.37
191.37
63.79
2000
193.55
652.42
217.47
2001
218.13
623.85
207.95
2002
212.17
613.63
204.5433
204.54
68.18
2003
183.33
593.88
197.96
2004
198.38
675.21
225.07
2005
293.5
880.95
293.65
293.65
97.88
2006
389.07

Застосування методів укрупнення періодів і ковзної середньої дозволяють стверджувати, що існує постійна динаміка підйому собівартості по роках.
Виявимо тенденцію зміни собівартості зерна (цукрових буряків, соняшнику) за допомогою методу аналітичного вирівнювання.
Вирівнювання здійснимо по прямій:

Таблиця 4 Аналітичне вирівнювання собівартості 1 ц. продукції
Рік
Собівартість 1 ц.
Умовне позначення періоду часу t
Розрахункові дані
t 2
y * t
yt
1998
139.82
-4
16
-559.3
154.65
1999
240.74
-3
9
-722.2
173.45
2000
193.55
-2
4
-387.1
192.25
2001
218.13
-1
1
-218.1
211.05
2002
212.17
0
0
0
229.85
2003
183.33
1
1
183.33
248.65
2004
198.38
2
4
396.76
267.45
2005
293.5
3
9
880.5
286.25
2006
389.07
4
16
1556.3
305.05
Разом
2068.7
0
60
1130.1
2068.7
Розрахуємо значення коефіцієнтів рівняння:

Рівняння загальної тенденції ряду динаміки:

Таким чином, за допомогою методів вирівнювання виявлена ​​загальна тенденція підйому собівартості зерна (цукрових буряків, соняшнику) за досліджуваний період.
\ S Малюнок 1. Аналітичне вирівнювання собівартості 1 ц. продукції
Висновок:
Динаміка собівартості зерна (цукрових буряків, соняшнику) за досліджуваний період носить стійку тенденцію до підвищення, при цьому локальна колебімость ознаки, що має місце в 2000, 2003 та 204 роках не зробила істотного впливу на загальні результати вирівнювання, а значить, є статистично малозначимою.

2. Індексний метод аналізу
2.1 Сутність індексу, їх види
Індекси відносяться до найважливіших узагальнюючих показників. Слово «індекс» має кілька значень: показник, покажчик, опис, реєстр. Воно використовується як поняття в математиці, економіці, метеорології та інших науках [20, с. 183].
У статистиці під індексом розуміється відносний показник який виражає співвідношення величин якого-небудь явища в часі, в просторі або дає порівняння фактичних даних з будь-яким еталоном (план, прогноз, норматив і т.д.).
У міжнародній практиці індекси прийнято позначати символами i і I (початкова буква латинського слова index). Буквою «i» позначаються індивідуальні (приватні) індекси, буквою «I»-загальні індекси. Знак внизу праворуч означає період: 0 - базисний; 1 - звітний / 5 /.
Використовуються певні символи для позначення індексованих показників:
- Q - кількість (обсяг) виробленої продукції (або кількість проданого товару) даного виду в натуральному вираженні;
- Р - ціна одиниці продукції або товару;
- Z - собівартість одиниці продукції;
- T - витрати робочого часу (праці) на виробництво одиниці продукт ції даного виду, тобто трудомісткість одиниці виробу;
- Т - загальні витрати робочого часу (праці) на виробництво продукції даного виду або чисельність працівників підприємства, фірми і т.д.
- W = q: T - виробництво продукції даного виду в одиницю часу або в розрахунку на одного робітника, тобто рівень продуктивності праці у вартісному вираженні;
- V - вироблення продукції в натуральному виразі на одного робітника або в одиницю часу;
- F = zq - загальні витрати на виробництво продукції даного виду;
- Q = pq-загальна вартість виробленої продукції даного виду або товарообіг.
Всі економічні індекси можна класифікувати за такими ознаками [1, с. 85]:
- Ступінь охоплення явища;
- База порівняння;
- Вид ваг (соизмерителя);
- Форма побудови;
- Характер об'єкта дослідження:
- Об'єкт дослідження;
- Склад явища;
- Період обліку.
За ступенем охоплення явища індекси бувають індивідуальні та зведені. Індивідуальні індекси служать для характеристики зміни окремих елементів складного явища, наприклад зміни обсягу виробництва окремих видів продукції (телевізорів, електроенергії і т.д.), а також цін на акції будь-якого підприємства. Для вимірювання динаміки складного явища, складові частини якого безпосередньо несумірні (зміни фізичного обсягу продукції, що включає різнойменні товари, індексу цін акцій підприємств регіону тощо), розраховують зведені, або загальні, індекси.
Якщо індекси охоплюють всі елементи складного явища, а тільки частина їх, то такі індекси називаються груповими, або субиндексами, наприклад індекси фізичного обсягу продукції по окремих галузях промисловості, індекси цін за групами продовольчих та непродовольчих товарів. Групові індекси відображають закономірності у розвитку окремих частин досліджуваних явищ. У таких індексах проявляється їх зв'язку з методом угруповань. [4, с. 89]
По базі порівняння всі індекси можна розділити на дві групи: динамічні і територіальні. Перша група індексів відображає зміну явища в часі. Наприклад, індекс цін на продукцію в 2005 р . в порівнянні з попереднім роком; індекс вартості споживчої корзини в серпні в порівнянні з липнем 2005 р .
При обчисленні динамічних індексів відбувається порівняння значення показника у звітний період із значенням цього ж показника за попередній період, який називають базисним. Проте в якості останнього можуть бути використані і прогнозні, і планові показники.
Динамічні індекси бувають засадничими і ланцюговими.
Друга група індексів (територіальні) застосовується для міжрегіональних порівнянь. Велике значення ці індекси мають у міжнародній статистиці при зіставленні показників соціально-економічного розвитку різних країн. Наприклад, індекс цін на автомобілі в США в порівнянні з Японією, індекс вартості споживчої корзини в Москві в порівнянні з Санкт-Петербургом. [7, с. 69]
По виду ваг індекси бувають з постійними і змінними вагами.
Залежно від форми побудови різняться індекси агрегатні та середні. Останні діляться на арифметичні і гармонійні. Агрегатна форма загальних індексів є основною формою економічних індексів. Середні індекси - похідні, вони виходять в результаті перетворення агрегатних індексів.
За характером об'єкта дослідження загальні індекси поділяються на індекси кількісних (об'ємних) та якісних показників. В основі такого поділу індексів лежить вид индексируемой величини. До першої групи індексів відносяться, наприклад, індекси обсягу продажів доларів США на Московській міжбанківській валютній біржі, а до другої - індекс курсу німецької марки.
По об'єкту дослідження індекси бувають: продуктивності праці, собівартості, фізичного обсягу продукції, вартості продукції і т.д.
За складом явища можна виділити дві групи індексів: постійного (фіксованого) складу і змінного складу. Розподіл індексів на ці дві групи використовується для аналізу динаміки середніх показників.
За періодом обчислення індекси поділяються на річні, квартальні, місячні, тижневі. [13, с. 191]
За допомогою економічних індексів вирішуються наступні задачі [16, с. 281]:
- Вимірювання динаміки соціально-економічного явища за два і більше періодів часу;
- Вимірювання динаміки середнього економічного показника;
- Вимірювання співвідношення показників по різних регіонах;
- Визначення ступеня впливу змін значень одних показників на динаміку інших;
- Перерахунок значення макроекономічних показників з фактичних цін у порівняні.
Кожна з цих завдань вирішується за допомогою різних індексів.
Індивідуальні індекси одержують у результаті порівняння однотоварних явищ / 10 /. Наприклад, індекс цін на рослинну олію визначається як відношення ціни на цей товар у поточному періоді до ціни базисного періоду.
Індивідуальні індекси являють собою відносні величини динаміки, виконання плану, порівняння, і їх розрахунок не вимагає знання спеціальних правил.
Залежно від економічного призначення індивідуальні індекси бувають фізичного обсягу продукції, собівартості, цін, трудомісткості і т.д.
Індекс фізичного обсягу продукції i розраховується за формулою:
, (1)
де q 1 - кількість (обсяг) виробленої продукції (або кількість проданого товару) даного виду в натуральному виразі за звітний період;
q 0 - кількість (обсяг) виробленої продукції (або кількість проданого товару) даного виду в натуральному вираженні за базовий період
Цей індекс показує, у скільки разів зріс (зменшився) випуск якого-небудь одного товару в звітному періоді в порівнянні з базисним, або скільки відсотків становить зростання (зниження) випуску товару. Якщо зі значення індексу, вираженого у відсотках, відняти 100%, то отримана величина покаже, на скільки відсотків зріс (зменшився) випуск продукції. У знаменнику може бути не тільки кількість продукції, виробленої за якийсь попередній період, а й планове значення (q пл), нормативне (q н) або еталонне значення, прийняте за базу порівняння (q е). Тоді формула (1) набуде відповідно наступний вигляд:
(2)
(3)
(4)
Індекси інших показників будуються аналогічно. Індивідуальний індекс цін:
, (5)
де р 1 - ціна одиниці продукції або товару за звітний період;
р 0 - ціна одиниці продукції або товару за базовий період.
характеризує зміну ціни одного певного товару в поточному періоді в порівнянні з базисним. [21, с. 290]
Індивідуальний індекс собівартості одиниці продукції:
, (6)
де z 1 - собівартість одиниці продукції за звітний період;
z 0 - собівартість одиниці продукції за базовий період.
Він показує зміну собівартості одиниці продукції в поточному періоді в порівнянні з базисним.
Продуктивність праці може бути виміряна кількістю продукції, виробленої в одиницю часу (v), або витратами робочого часу на виробництво одиниці продукції (t). Тому можна побудувати:
• індекс кількості продукції, виробленої в одиницю часу:
(7)
• індекс продуктивності праці за трудовим затратам:
(8)
Так як між кількістю продукції, виробленої в одиницю часу, і витратами робочого часу на виробництво одиниці продукції існує обернено пропорційна залежність, тобто:
(9)
то індекс (8) вийде в результаті розподілу величини показника в базисному періоді на величину в поточному періоді.
Для характеристики продуктивності праці часто використовується індивідуальний індекс виробітку продукції у вартісному вираженні на одного робітника:
(10)
де р - порівнянні ціни.
Індивідуальні індекси (7 і 10) показують, у скільки разів продуктивність праці в базисному періоді вище (нижче), ніж у звітному.
Індекс, обчислений за формулою (8), показує, у скільки разів продуктивність праці в базисному періоді вище (нижче), ніж у звітному.
Індивідуальний індекс вартості продукції відображає, у скільки разів змінилася вартість будь-якого товару в поточному періоді в порівнянні з базисним, або скільки відсотків становить зростання (зниження) вартості товару, і визначається за формулою:
(11)
Індивідуальний індекс чисельності робітників можна розрахувати наступним чином:
(12)
Він показує, у скільки разів змінилася чисельність робітників у поточному періоді в порівнянні з базисним, або скільки відсотків становить зростання (зниження) чисельності робітників.
В економічних розрахунках найчастіше використовуються загальні індекси, які характеризують зміну сукупності в цілому. Побудова цих індексів і є змістом індексної методології. В індексному теорії склалися дві концепції: синтетична й аналітична. Вони по-різному інтерпретують загальні індекси [24, с. 87].
Згідно синтетичної концепції особливість загальних індексів полягає в тому, що вони виражають відносну зміну складних (разнотоварних) явищ, окремі частини або елементи яких безпосередньо несумірні, і тому індекси - показники синтетичні. Наприклад, промислові підприємства виробляють кілька видів продукції, що має різне призначення. Отже, шляхом підсумовування кількості вироблених товарів різних видів не можна отримати показник фізичного обсягу продукції. Методологія побудови загальних індексів передбачає, перш за все, приведення разнотоварних явищ до соизмеримому увазі.
В аналітичній теорії індекси трактуються як показники, необхідні для вимірювання впливу зміни складових частин, компонентів, факторів складного явища на зміну рівня цього явища. Наприклад, зміна загальної величини товарообігу в поточному періоді в порівнянні з базисним пов'язано зі зміною як фізичного обсягу продажу товарів, так і цін по кожному виду товарів. Тому індексна методологія передбачає визначення впливу кожного з факторів шляхом елімінування впливу інших факторів на рівень досліджуваного явища.
Таким чином, загальні індекси є синтетичними і аналітичними показниками. [2, с. 36]
Загальні індекси будують для кількісних (об'ємних) та якісних показників. Залежно від мети дослідження та наявності вихідних даних використовують різну форму побудови загальних індексів: агрегатну або середньозважену.
Агрегатний індекс - складний відносний показник, який характеризує середня зміна соціально-економічного явища, що складається з несумірних елементів / 10 /.
Агрегат (лат. aggregates) означає складається, сумовних. Особливість цієї форми індексу полягає в тому, що в агрегатній формі безпосередньо порівнюються дві суми однойменних показників. В даний час це найбільш поширена форма індексів, що використовується в практичній статистиці багатьох країн світу.
Чисельник і знаменник агрегатного індексу є суму творів двох величин, одна з яких змінюється (индексируемая величина), а інша залишається незмінною в чисельнику і знаменнику (вага індексу).
Индексируемой величиною називається ознака, зміна якого вивчається (ціна товарів, курс акцій, витрати робочого часу на виробництво продукції, кількість проданих товарів і т.д.). Вага індексу - це величина, що служить для цілей порівняння індексованих величин.
За кожним економічним індексом стоять певні економічні категорії. Економічний зміст індексу зумовлює методику його розрахунку. [3, с. 286]
Методика побудови агрегатного індексу передбачає відповідь на три питання:
- Яка величина буде индексируемой;
- За яким складом різнорідних елементів явища необхідно обчислити індекс;
- Що буде служити вагою при розрахунку індексу.
При виборі ваги індексу прийнято керуватися таким правилом / 5 /: якщо будується індекс кількісного показника, то ваги беруться за базисний період; при побудові індексу якісного показника використовуються ваги звітного періоду.
Побудуємо три індекси - вартості продукції, фізичного обсягу продукції і цін.
Вартість продукції - це добуток кількості продукції в натуральному вираженні (q) на її ціну (р).
Індекс вартості продукції, або товарообігу ( ), Представляє собою відношення вартості продукції поточного періоду ( ) До вартості продукції в базисному періоді ( ) І визначається за формулою:
(13)
Такий індекс показує, у скільки разів зросла (зменшилася) вартість продукції (товарообігу) звітного періоду в порівнянні з базисним, або скільки відсотків становить зростання (зниження) вартості продукції. Якщо зі значення індексу вартості (13) відняти 100% (Ipq - 100), то різниця покаже, на скільки відсотків зросла (зменшилася) вартість продукції в поточному періоді в порівнянні з базисним. Різниця чисельника і знаменника ( ) Показує, на скільки рублів збільшилася (зменшилася) вартість продукції в поточному періоді в порівнянні з базисним. Аналогічно будуються індекси для показників, які є твором двох співмножників: витрат виробництва (твір собівартості одиниці продукції на кількість продукції); витрат часу на виробництво всієї продукції (твір витрат часу на виробництво одиниці продукції на кількість виробленої продукції).
Індекс фізичного обсягу продукції - це індекс кількісного показника. У цьому індексі індексується величиною буде кількість продукції в натуральному вираженні, а вагою - ціна. Тільки помноживши несумірні між собою кількості різнорідної продукції на їх ціни, можна перейти до вартостям продукції, які будуть вже величинами співмірними. Так як індекс фізичного обсягу - індекс кількісного показника, то вагами будуть ціни базисного періоду. Тоді формула індексу прийме наступний вигляд:
(14)
де в чисельнику дробу - умовна вартість вироблених в поточному періоді товарів у цінах базисного періоду, а в знаменнику - фактична вартість товарів, вироблених в базисному періоді. Якщо об'єктом дослідження є окреме підприємство, то індекс визначається за сукупністю вироблених товарів; коли об'єкт дослідження - галузь промисловості, індекс розраховується за сукупністю всіх товарів, вироблених в галузі, або окремим їхнім групам в залежності від мети аналізу. Якщо ж об'єктом дослідження є якийсь регіон, то індекс розраховується по товарах, виробленим підприємствами регіону. [10, с. 350]
Індекс фізичного обсягу продукції (14) показує, у скільки разів зросла (зменшилася) вартість продукції через зростання (зниження) обсягу її виробництва або скільки відсотків становить зростання (зниження) вартості продукції в результаті зміни фізичного обсягу її виробництва. Якщо зі значення індексу фізичного обсягу продукції (14) відняти 100% (I q - 100), то різниця покаже, на скільки відсотків зросла (зменшилася) вартість продукції в поточному періоді в порівнянні з базисним через зростання (зниження) обсягу її виробництва . Різниця чисельника і знаменника ( ) Показує, на скільки рублів змінилася вартість продукції в результаті зростання (зменшення) її обсягу. Зміна цін на продукцію в поточному періоді в порівнянні з базисним не впливає на величину індексу.
Індекс цін - це індекс якісного показника. Индексируемой величиною буде ціна товару, так як цей індекс характеризує зміну цін. Вагою буде виступати кількість вироблених товарів. Помноживши ціну товару на його кількість, отримуємо величину, яку можна підсумувати і яка являє собою показник, порівнянний з іншими подібними йому величинами.
Індекс цін визначається за наступною формулою:
(15)
де в чисельнику дробу - фактична вартість продукції поточного періоду, а в знаменнику - умовна вартість тих самих товарів в цінах базисного періоду.
Індекс показує, у скільки разів зросла (зменшилася) вартість продукції з-за зміни цін, або скільки відсотків становить зростання (зниження) вартості продукції внаслідок зміни цін. Якщо зі значення індексу (15) відняти 100% (Iр - 100%), то різниця покаже, на скільки відсотків зросла (зменшилася) вартість продукції з-за зміни цін, а різниця чисельника і знаменника ( ) - На скільки рублів змінилася вартість продукції в результаті зростання (зниження) цін. Зміна кількості виробленої продукції в поточному періоді в порівнянні з базисним не впливає на величину індексу.
Вартість продукції можна представити як добуток кількості товару на його ціну. Точно така ж зв'язок існує і між індексами вартості, фізичного обсягу і цін, тобто:
(16)
Або
(17)
Різниця чисельника і знаменника кожного індексу-співмножники висловлює розмір зміни загальної абсолютної величини під впливом зміни одного фактора. Алгебраїчна сума цих різниць дорівнює різниці чисельника і знаменника індексу вартості продукції:
(18)
Рівності (16-18) виконуються в тому випадку, якщо при обчисленні індексу об'ємного показника ваги були зафіксовані на рівні базисного періоду, а при розрахунку індексу якісного показника - на рівні звітного періоду.
Крім агрегатних індексів у статистиці застосовується інша їх форма - середньозважені індекси. До їх обчисленню вдаються тоді, коли наявна в розпорядженні інформація не дозволяє розрахувати загальний агрегатний індекс. Так, якщо відсутні дані про ціни, але є інформація про вартість продукції в поточному періоді і відомі індивідуальні індекси цін по кожному товару, то загальний індекс цін як агрегатний визначити не можна, проте можливо обчислити його як середній з індивідуальних. Точно так само, якщо не відомі кількості вироблених окремих видів продукції, але відомі індивідуальні індекси і вартість продукції базисного періоду, то можна визначити загальний індекс фізичного обсягу продукції як середньозважену величину
Середній індекс-це індекс, обчислений як середня величина з індивідуальних індексів. Агрегатний індекс є основною формою загального індексу, тому середній індекс повинен бути тотожний агрегатному індексу. При обчисленні середніх індексів використовуються дві форми середніх: арифметична і гармонійна.
Середній арифметичний індекс тотожний агрегатному індексу, якщо вагами індивідуальних індексів будуть складові знаменника агрегатного індексу. Тільки в цьому випадку величина індексу розрахованого за формулою середньої арифметичної, буде дорівнює агрегатному індексу. [17, с. 156]
Середній арифметичний індекс фізичного обсягу продукції обчислюється за формулою:

(19)
Так як i q = q 1 / q 0, то формула цього індексу легко перетворюється у формулу 14). Терезами у формулі (19) є вартість продукції базисного періоду.
Середній арифметичний індекс продуктивності праці визначається наступним чином:
(20)
Так як i t = t 0 / t 1 то формула цього індексу може бути перетворена в агрегатний індекс трудомісткості продукції. Терезами є загальні витрати часу на виробництво продукції в поточному періоді.
У статистиці широко відомий і інший середній арифметичний індекс, який використовується при аналізі продуктивності праці. Він носить назву індексу Струміпіна і визначається наступним чином:
(21)
Індекс показує, у скільки разів зросла (зменшилася) продуктивність праці, або скільки відсотків становило зростання (зниження) продуктивності праці в середньому по всіх одиницям досліджуваної сукупності.
Середні арифметичні індекси найчастіше застосовуються на практиці для розрахунку зведених індексів кількісних показників. При аналізі якісних показників дана форма індексу застосовується для обчислення наведених вище індексів (формули (20) - (21)).
Індекси інших якісних показників (цін, собівартості і т.д.) визначаються за формулою середньої гармонійної зваженої величини.
Середній гармонічний індекс тотожний агрегатному, якщо індивідуальні індекси зважені за допомогою доданків чисельника агрегатного індексу.
Наприклад, індекс собівартості можна обчислити так:
(22)
а індекс цін:
(23)
Таким чином, при визначенні середнього гармонійного індексу собівартості вагами є витрати виробництва поточного періоду, а при обчисленні індексу цін ваги - вартість продукції цього періоду.
Середні індекси широко використовуються для аналізу ринку цінних паперів. Найбільш відомими є індекси Доу-Джонса, Стен-Дарда і Пура.
Індекс Доу-Джонса (Dow Jones Industrial Average Index) визначиться як середній арифметичний індекс значень курсів акцій, що котируються на Нью-Йоркській фондовій біржі. Один зведений і три групових індексу розраховуються кожні півгодини, і щодня публікується їх значення на момент закриття біржі. Групові індекси визначаються за цінами акцій 30 промислових, 20 транспортних і 15 компаній сфери послуг. Загальний індекс розраховується по всіх 65 компаніям. Їх перелік був складений у 1928 р . Як базисний обраний 1920 р . Первісна методика обчислення індексу була розроблена засновником і редактором найбільшої в США газети «Уолл-стріт джорнел» Чарлзом Доу. [22, с. 490]
Індекс Стендард і Пура (Standard and Poor's 500 Stock Index)-індекс, що розраховується за курсами акцій 500 найбільших компаній Нью-Йоркської фондової біржі як середній зважений показник, що враховує загальну кількість випущених компанією акцій. До числа компаній, акції яких включені в індекс, входять 400 промишненних корпорацій, 40 - фінансових, 20 - транспортних і 40 - сфери послуг.
При вивченні динаміки якісних показників доводиться визначати зміну середньої величини індексуємого показника, що обумовлено взаємодією двох чинників-зміною значення індексуємого показника в окремих груп одиниць і зміною структури явища / 10 /. Під зміною структури явища розуміється зміна частки окремих груп одиниць сукупності у загальній їх чисельності. Так, середня заробітна плата на підприємстві може вирости в результаті зростання оплати праці працівників або збільшення частки високооплачуваних співробітників. Зниження трудомісткості виробництва одиниці продукції за сукупністю підприємств галузі може бути обумовлено підвищенням продуктивності праці на підприємствах або концентрацією виробництва продукції на заводах з низькою трудомісткістю. Так як на зміну середнього значення показника впливають два фактори, виникає завдання визначити ступінь впливу кожного з факторів на загальну динаміку середньої. [14, с. 133]
Це завдання вирішується за допомогою індексного методу, тобто шляхом побудови системи взаємозалежних індексів, у якої входять три індекси: змінного складу, постійного складу і структурних зрушень.
Індексом змінного складу називається індекс, що виражає співвідношення середніх рівнів досліджуваного явища, що відносяться до різних періодів часу. Наприклад, індекс змінного складу собівартості продукції одного і того ж виду розраховується за формулою:
(24)
де I пс - індекс змінного складу.
Індекс змінного складу відбиває зміну не тільки индексируемой величини (в даному випадку собівартості), а й структури сукупності (ваг).
Індекс постійного (фіксованого) складу - це індекс, обчислений з вагами, зафіксованими на рівні одного будь-якого періоду, і складає зміна тільки индексируемой величини.
Індекс фіксованого складу визначається як агрегатний індекс. Так, індекс фіксованого складу собівартості продукції розраховують за формулою:
(25)
де I фс - індекс фіксованого складу.
Під індексом структурних зрушень розуміють індекс, що характеризує вплив зміни структури досліджуваного явища на динаміку середнього рівня цього явища. Індекс визначається за формулою (при вивченні зміни середнього рівня собівартості):
(26)

де I cc - індекс структурних зрушень.
Система взаємопов'язаних індексів при аналізі динаміки середньої собівартості має наступний вигляд:
(27)
2.2 Індексний аналіз зміни середньої собівартості виробничих витрат
Вихідні дані для індексного аналізу по господарствах наведені в таблиці 5.
Таблиця 5. Вихідні дані для індексного аналізу
Наймену-вання підприємств
Собівартість 1 ц. продукції
Кількість виробленої продукції, ц.
Виробничі витрати, тис. руб.
Базисний рік (z 0)
Звітний рік (z 1)
Базисний рік (q 0)
Звітний рік (q 1)
Базисний рік (z 0q0)
Звітний рік (z 1q1)
Умовний (z 0q1)
1
100.16
103.96
33507
28810
3356061.1
2995088
2885610
2
144.67
187.91
32535
17987
4706838.5
3379937
2602179
3
132.66
119.92
21302
19113
2825923.3
2292031
2535531
4
86.4
99.73
33183
30312
2867011.2
3023016
2618957
5
84.06
153.63
40790
41028
3428807.4
6303132
3448814
6
63.3
120.36
28640
24809
1812912
2986011
1570410
7
39.58
54.63
30244
29929
1197057.5
1635021
1184590
8
215.73
179.97
26918
23759
5807020.1
4275907
5125529
9
162.7
258.3
38014
50990
6184877.8
13170717
8296073
10
52.3
152.09
60322
36425
3154840.6
5539878
1905028
11
58.07
119.64
236.42
12019
13728.909
1437953
697943.3
12
67.6
76.24
19070
21053
1289132
1605081
1423183
13
87.75
110.83
21972
13678
1928043
1515933
1200245
14
140.58
156.47
60114
72990
8450826.1
11420745
10260934
15
81.8
163.11
42775
36465
3498995
5947806
2982837
16
160.89
165.22
26540
33677
4270020.6
5564114
5418293
17
123.13
193.39
32591
30534
4012929.8
5904970
3759651
18
103.06
184.72
22512
23609
2320086.7
4361054
2433144
19
149.06
193
9620
10689
1433957.2
2062977
1593302
20
148.36
148.38
22243
22240
3299971.5
3299971
3299526
21
97.3
163.82
10986
19845
1068937.8
3251008
1930919
Разом
108.98
153.29
614114
599961
66927978
91972351
67172696
Проведемо індексний аналіз середньої собівартості 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) за факторами:
Визначимо середню базисну, умовну і звітну собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику):



Знайдемо загальна зміна середньої собівартості 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) у звітному році по відношенню до базисного року:
а) у відносному вираженні:
або 140%
б) в абсолютному вираженні:
ц / га
Таким чином, середня собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) в звітному році в порівнянні з базисним збільшилася на 44,31 або на 40%.
Визначимо вплив факторів на середню собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику):
Вплив урожайності:
а) у відносному вираженні:
або 137%
б) в абсолютному вираженні:

За рахунок збільшення врожайності 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) середня собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) збільшилася на 41,33 ц / га або на 37%
Вплив структури:
а) у відносному вираженні:
або 102%
б) в абсолютному вираженні:


За рахунок підвищення врожайності середня собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) збільшилася на 2,98 ц / га або на 1,02%
Відносна взаємозв'язок середньої собівартості за факторами:

1,39 = 1,37 * 1,02
Абсолютна взаємозв'язок абсолютної врожайності за факторами:
1.
2.
3.
Проведемо індексний аналіз виробничих витрат:
а) у відносному вираженні:
або 137%
б) в абсолютному вираженні:
ц.
Таким чином, виробничі витрати у звітному році в порівнянні з базисним збільшилися на 25044373 ц. або на 37%.
Визначимо вплив факторів на виробничі витрати:
1) Вплив собівартості 1 ц. продукції, виробленої в окремих господарствах:
а) у відносному вираженні:
або 137%
б) в абсолютному вираженні:
ц
За рахунок збільшення собівартості 1 ц. продукції в окремих господарствах виробничі витрати збільшилися на ц або на 37%
2) Вплив структури виробленої продукції:
а) у відносному вираженні:
або 102%
б) в абсолютному вираженні:
ц.
За рахунок покращення структури виробленої продукції виробничі витрати збільшилася на ц або на 2%
3) Вплив кількості виробленої продукції:
а) у відносному вираженні:
або на 97%
б) в абсолютному вираженні:
ц
За рахунок зменшення кількості виробленої продукції виробничі витрати зменшилися на 1542393,94 ц. або на 3%
Відносна взаємозв'язок за факторами:

1,35 = 1,37 * 1,02 * 0,97
Абсолютна взаємозв'язок абсолютної собівартості за факторами:

Таким чином, підвищення середньої собівартості відбулося за рахунок підвищення врожайності на 41,33 ц / га або на 37%, а за рахунок фактора поліпшення структури виробленої продукції середня собівартість збільшилася на 1799883 ц / га або на 2%.
На обсяг виробничих витрат позитивно вплинули підвищення собівартості в окремих господарствах і негативно - зменшення кількості виробленої продукції, позитивно вплинуло поліпшення структури виробленої продукції. У результаті виробничі витрати у звітному році в порівнянні з базисним збільшилися на 25044373 ц. або на 37%.

3.Виявленіе взаємозв'язку методом аналітичної угруповання
3.1 Сутність угруповання, їх види і значення
Угруповання - це розподіл одиниць за групами у відповідності з наступним принципом: відмінності між одиницями, віднесеними до однієї групи, повинні бути менше, ніж між одиницями, віднесеними до різних груп.
Угруповання лежить в основі всієї подальшої роботи із зібраною інформацією. На основі угруповання розраховуються зведені показники по групах, з'являється можливість їх порівняння, аналізу причин відмінностей між групами, вивчення взаємозв'язків між ознаками. Якщо розрахувати зведені показники тільки в цілому по сукупності, то ми не зможемо вловити її структури, ролі окремих груп, їх специфіки.
Однорідність (гомогенність) даних є вихідною умовою їх статистичного опису і аналізу - обчислення та інтерпретації узагальнюючих показників, побудови рівняння регресії, вимірювання кореляції, статистичного умовиводи. [8, с. 90]
Таким чином, значення угруповання полягає в тому, що цей метод забезпечує узагальнення даних, подання їх у компактному, доступному для огляду вигляді. Крім того, угрупування створює основу для подальшої зведення та аналізу даних.
Для вивчення структурних змін в економіці державна статистика використовує угруповання господарських суб'єктів за формами власності та організаційно-правових формах.
Зведені показники для окремих груп є типовими і стійкими, якщо, по-перше, угруповання проведена правильно, по-друге, групи мають достатню чисельність. Перша умова пов'язана з тим, що поділ на групи далеко не завжди очевидно. Виконання другої умови необхідно, тому що при достатньо великому числі одиниць (не менше 5 одиниць у групі) у зведених показниках взаимопогашающиеся випадкові характеристики і виявляються закономірні, типові.
Для вирішення завдання угруповання потрібно встановити правила віднесення кожної одиниці до тієї чи іншої групи.
У ці правила входять визначення тих характеристик (ознак), за якими буде проводитися угруповання (так званих группіровочних ознак), і їх значень, що відокремлюють одну групу від іншої (інтервалів угруповання).
Угруповання називається простий (монотетіческой), якщо для її побудови використовується один Группіровочний ознака. Якщо угруповання проводиться за кількома ознаками, вона називається складною (політетична). Зазвичай таке угрупування проводиться як комбінаційна, тобто групи, виділені за однією ознакою, поділяються на підгрупи за іншою ознакою. Здавалося б, цей метод виділення груп повинен бути краще простий угруповання - адже важко очікувати, що відмінності між групами можна вловити лише на основі однієї ознаки. Однак комбінація ознак призводить до дроблення сукупності в геометричній прогресії: кількість груп буде дорівнює добутку числа группіровочних ознак (l) на кількість виділених категорій по кожному з них (т): к = l * т. Дані стають труднообозримой, групи включають мале число одиниць, групові показники стають ненадійними.
Альтернативою є проведення багатовимірних угруповань чи багатовимірних класифікацій
Очевидно, що метод угруповань тісно пов'язаний з поданням даних у вигляді групових чи комбінаційних таблиць, а також з графічним поданням структури сукупності її частин і співвідношень між ними.
Угруповання проводиться з метою встановлення статистичних зв'язків і закономірностей, побудови опису об'єкта, виявлення структури досліджуваної сукупності. Відмінності в цільовому призначенні угруповання виражаються в існуючій у вітчизняній статистиці класифікації угруповань: типологічні, структурні, аналітичні.
Типологічна угруповання служить для виділення соціально-економічних типів. Цей вид угруповань в значній мірі визначається уявленнями експертів про те, які типи можуть зустрітися у досліджуваній сукупності. Щоб пояснити особливість цього угруповання, зупинимося на послідовності дій для її проведення:
1) називаються ті типи явищ, які можуть бути виділені;
2) вибираються групувальні ознаки, що формують опис типів;
3) встановлюються межі інтервалів;
4) угруповання оформляється у таблицю, виділені групи (на основі комбінації группіровочних ознак) об'єднуються в намічені типи, і визначається чисельність кожного з них.
Структурна угруповання характеризує структуру сукупності за яким-небудь одній ознаці.
Аналітичне угруповання характеризує взаємозв'язок між двома і більше ознаками, з яких один розглядається як результат, інший (інші) - як фактор (фактори).
3.2 Аналітичне угруповання господарств по одному з факторів (Х-врожайність зерна (цукрових буряків, соняшнику), рівень інтенсифікації), що впливають на собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику)
Проведемо угруповання підприємств, утворивши 5 груп:
Розрахуємо величину інтервалу:

Таблиця 6. Вихідні дані по групах
Група підприємств за врожайністю ц / га (Х)
Номер підприємства
Валовий збір, ц.
Площа посіву, га
Собівартість виробленої продукції
Рівень інтенсифікації, тис. руб.
Число підприємств, од.
1
2
3
4
5
6
7
Межі груп
13.2 - 18.1
21
21049.8
1594
1604151
1007
1
12027.4
781
1438958
1841
6
10696.6
677
2064444
3047
18
19057
1121
2285315
2045
10
36523.8
2064
6035949
2882
20
28729.2
1614
298688
1856
Разом по 1 групі
128083.8
7851
13727505
12678
6
18.1 - 23
17
30258.9
1601
3017720
1888
8
30511.8
1541
5636140
3832
4
19820.4
996
3246978
3264
9
33640
1682
6505640
3308
14
29936.4
1482
1635426
1103
7
23649.5
1165
4564354
3743
15
24840
1200
2989742
2488
11
36485.5
1697
5549080
3264
16
40918.6
1877
6286325
358
Разом по 2 групі
270061.1
13241
39431405
23248
9
23 - 27.9
19
18008.2
677
3383921
4993
2
30690
1100
4969325
4526
Разом по 3 групі
48698.2
1777
8353246
9519
2
27. 9 - 32.8
5
22226.4
756
3297953
4365
3
126387
4185
30067467
7184
13
23759.5
779
4275997
5489
Разом по 4 групі
172372.9
5720
37641417
17038
3
32.8 - 37.7
12
50970.4
1352
13165654
9742
Разом по 5 групі
50970.4
1352
13165654
9742
1
Разом
670186.4
29941
112319227
72225
21
Таблиця 7. Аналітичне угруповання сільськогосподарських підприємств за врожайністю
Група підприємств за врожайністю ц / га (Х)
Кількість підприємств, од.
Собівартість 1 ц., Руб.
Урожайність, ц / га
Рівень інтенсифікації, тис. руб.
А
1
2
3
4
Межі груп
13.2 - 18.1
6
107175.96
16.31
2113
18.1 - 23
9
146009.19
20.39
2583.11
23 - 27.9
2
171530.89
27.4
4759.5
27. 9 - 32.8
3
218372.01
30.13
5679.33
32.8 - 37.7
1
258299.99
37.7
9742
У середньому по сукупності підприємств
180277.608
26.386
4975.388
Таким чином, між врожайністю і собівартістю 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) існує прямий зв'язок, тобто підвищення врожайності на 25% дає підвищення собівартості на 38833,23 руб.

4.Корреляціонно-регресійний аналіз
4.1 Суть та основні умови застосування кореляційного аналізу
Відповідно до сутністю кореляційного зв'язку її вивчення має дві мети:
1) вимір параметрів рівняння, що виражає зв'язок середніх значень залежної змінної зі значеннями незалежної змінної (залежність середніх величин результативного ознаки від значень одного чи декількох факторних ознак);
2) вимір тісноти зв'язку двох (або більшого числа) ознак між собою.
Друге завдання специфічна для статистичних зв'язків, а перша розроблена для функціональних зв'язків і є загальною. Основним методом вирішення задачі знаходження параметрів рівняння зв'язку є метод найменших квадратів (МНК), розроблений К. Ф. Гауссом (1777-1855). Він полягає у мінімізації суми квадратів відхилень фактично обмірюваних значень залежної змінної у від її значень, обчислених по рівнянню зв'язку з факторингу ознакою (багатьма ознаками) х. [5, с. 78]
Для вимірювання тісноти зв'язку застосовується декілька показників. При парній зв'язку тіснота зв'язку вимірюється перш за все кореляційним відношенням, яке позначається грецькою літерою η. Квадрат кореляційного відносини - це відношення між груповий дисперсії результативної ознаки, яка виражає вплив відмінностей группировочного факторного ознаки на середню величину результативної ознаки, до загальної дисперсії результативної ознаки, що виражає вплив на нього всіх причин і умов. Квадрат кореляційного відносини називається коефіцієнтом детермінації:
(28)
де k - число груп по факторному ознакою;
N - кількість одиниць сукупності;
у i - індивідуальні значення результативної ознаки;
i - його середні групові значення;
- Його загальний середнє значення;
f i - частота в j-й групі.
Формула (1) застосовується при розрахунку показника тісноти зв'язку з аналітичної угрупованню. При обчисленні кореляційного відносини по рівнянню зв'язку (рівняння парної або множинної регресії) застосовується формула (2):
(29)
де - Індивідуальні значення у за рівнянням зв'язку.
Сума квадратів у чисельнику - це обумовлена ​​зв'язком з фактором х (факторами) дисперсія результативної ознаки у. Вона обчислюється за індивідуальними даними, отриманими для кожної одиниці сукупності на основі рівняння регресії. [11, с. 300]
Якщо рівняння вибрано невірно або зроблена помилка при розрахунку його параметрів, то сума квадратів у чисельнику може виявитися більшою, ніж у знаменнику, і ставлення втратить той сенс, який воно повинно мати, а саме яка частка загальної варіації результативної ознаки, яка пояснюється на основі обраного рівняння зв'язку його з факторингу ознакою (ознаками). Щоб уникнути помилкового результату, краще обчислювати кореляційне відношення за іншою формулою (3), не настільки наочно виявляє сутність показника, але зате повністю гарантує від можливого спотворення:
(30)
У чисельнику формули (3) стоїть сума квадратів відхилень фактичних значень ознаки у від його індивідуальних розрахункових значень, тобто частка варіації цієї ознаки, не пояснюється за рахунок входять у рівняння зв'язку ознак-факторів. Ця сума не може стати рівною нулю, якщо зв'язок не є функціональною. При невірної формулою рівняння зв'язку або помилку в розрахунках зростають розбіжності фактичних і розрахункових значень, і кореляційне відношення знижується, як логічно і має бути.
В основі переходу від формули (2) до формули (3) лежить відоме правило розкладання сум квадратів відхилень при угруповання сукупності:
D заг = D межгр + D внутрігр
Згідно з цим правилом можна замість міжгруповий (факторної) дисперсії використовувати різниця:
D заг - D внутрігр
що дає:
(31)
При розрахунку η не по угрупованню, а по рівнянню кореляційного зв'язку (рівняння регресії) ми використовуємо формулу (3). У цьому випадку правило розкладання суми квадратів відхилень результативної ознаки записується як
D заг = D поясню уравне регр + D ост
Найважливіше положення, яке слід тепер засвоїти будь-кому, хто бажає правильно застосовувати метод кореляційно-регресійного аналізу, полягає в інтерпретації формул (2) і (3). Це положення говорить:
Рівняння кореляційного зв'язку вимірює залежність між варіацією результативної ознаки і варіацією факторної ознаки (ознак). Заходи тісноти зв'язку вимірюють частку варіації результативного ознаки.
Інтерпретувати кореляційні показники строго слідує лише в термінах варіації (відмінностей в просторі) відхилень від середньої величини. Якщо ж завдання дослідження полягає у вимірюванні зв'язку не між варіацією двох ознак у сукупності, а між змінами ознак об'єкта в часі, то метод кореляційно-регресійного аналізу потребує значної зміни. [15, с. 145]
З вищенаведеного положення про інтерпретацію показників кореляції випливає, що не можна трактувати кореляцію ознак як зв'язок їх рівнів. Це ясно хоча б з такого прикладу. Якщо б всі селяни області внесли під картоплю однакову дозу добрив, то варіація цієї дози була б дорівнює нулю, а отже, вона абсолютно не могла б впливати на варіацію врожайності картоплі. Параметри кореляції дози добрив з урожайністю будуть тоді суворо дорівнюють нулю. Але ж і в цьому випадку рівень врожайності залежав би від дози добрив - він був би вищим, ніж без добрив.
Отже, строго кажучи, метод кореляційно-регресійного аналізу не може пояснити ролі факторних ознак у створенні результативної ознаки. Це дуже серйозне обмеження методу, про який не слід забувати.
Наступний загальне питання - це питання про «чистоту» вимірювання впливу кожного окремого факторного ознаки. Угруповання сукупності по одному факторному ознакою може відобразити вплив саме цього фактора на результативний ознака за умови, що всі інші фактори не пов'язані з досліджуваним, а випадкові відхилення і помилки взаімопогасілісь у великій сукупності. Якщо ж досліджуваний фактор пов'язаний з іншими факторами, що впливають на результативну ознаку, буде отримана не «чиста» характеристика впливу лише одного фактору, а складний комплекс, що складається як з безпосереднього впливу фактора, так і з його непрямих впливів, через його зв'язок з іншими факторами та їх вплив на результативну ознаку. Дане положення повністю відноситься і до парної кореляційної зв'язку.
Однак корінна відмінність методу кореляційно-регресійного аналізу від аналітичної угруповання полягає в тому, що кореляційно-регресійний аналіз дозволяє розділити вплив комплексу факторних ознак, аналізувати різні сторони складної системи взаємозв'язків. Якщо метод комбінованої аналітичної угруповання, як правило, не дає можливість аналізувати більш 3 чинників, то кореляційний метод при обсязі сукупності близько ста одиниць дозволяє вести аналіз системи з 8-10 факторами і розділити їх вплив.
Нарешті, що розвиваються на базі кореляційно-регресійного аналізу багатовимірні методи (метод головних компонент, факторний аналіз) дозволяють синтезувати вплив ознак (первинних факторів), виділяючи з них безпосередньо не враховуються глибинні чинники (компоненти). Наприклад, вивчаючи кореляцію ряду ознак інтенсифікації сільськогосподарського виробництва, таких, як фондообеспеченность, витрати праці на одиницю Площі, енергозабезпеченість, внесення добрив на одиницю площі, щільність поголів'я худоби, можна синтезувати загальну частину їх впливу на рівень продукції з одиниці площі або на продуктивність праці, отримавши узагальнений фактор «інтенсифікація виробництва», безпосередньо не вимірний, не відбиваний єдиним показником.
Правильне застосування та інтерпретація результатів кореляційно-регресійного аналізу можливі лише при розумінні всіх специфічних рис, переваг та обмежень методу.
Необхідно сказати і про інших завданнях застосування кореляційно-регресійного методу, що мають не формально математичний, а змістовний характер.
1. Завдання виділення найважливіших факторів, що впливають на результативну ознаку (тобто на варіацію його значень у сукупності). Це завдання вирішується в основному на базі заходів тісноти зв'язку факторів з результативним ознакою.
2. Задача оцінки господарської діяльності щодо ефективності використання наявних факторів виробництва. Це завдання вирішується шляхом розрахунку для кожної одиниці сукупності тих величин результативного ознаки, які були б отримані при середній по сукупності ефективності використання факторів і порівняння їх з фактичними результатами виробництва,
3. Завдання прогнозування можливих значень результативної ознаки при задаються значеннях факторних ознак.
Таке завдання вирішується шляхом підстановки очікуваних, або планованих, або можливих значень факторних ознак в рівняння зв'язку та обчислення очікуваних значень результативної ознаки.
Доводиться вирішувати і зворотну задачу: обчислення необхідних значень факторних ознак для забезпечення планового чи бажаного значення результативної ознаки в середньому по сукупності. Це завдання зазвичай не має єдиного рішення в рамках даного методу і повинна доповнюватися постановкою і рішенням оптимізаційної задачі на знаходження найкращого з можливих варіантів її вирішення (наприклад, варіанти, що дозволяє досягти необхідного результату з мінімальними витратами).
4. Завдання підготовки даних, необхідних у якості вихідних для вирішення оптимізаційних завдань. Наприклад, для знаходження оптимальної структури виробництва в районі на перспективу вихідна інформація повинна включати показники продуктивності на підприємствах різних галузей та форм власності. У свою чергу, ці показники можуть бути отримані на основі кореляційно-регресійної моделі або на підставі тренду динамічного ряду (а тренд - це теж рівняння регресії).
При рішенні кожної з названих завдань потрібно враховувати особливості та обмеження кореляційно-регресійного методу. Кожного разу необхідно спеціально обгрунтувати можливість причинного інтерпретації рівняння як пояснює зв'язок між варіацією чинника і результату. Важко забезпечити роздільну оцінку впливу кожного з факторів. У цьому відношенні кореляційні методи глибоко суперечливі. З одного боку, їх ідеал - вимірювання чистого впливу кожного фактора. З іншого боку, такий вимір можливо за відсутності зв'язку між факторами і випадкової варіації ознак. А тоді зв'язок є функціональною, і кореляційні методи аналізу зайві. У реальних системах зв'язок завжди має статистичний характер, і тоді ідеал методів кореляції стає недосяжним. Але це не означає, що ці методи не потрібні.
Дане протиріччя означає просто недосяжність абсолютної істини в пізнанні реальних зв'язків. Наближений характер будь-яких результатів кореляційно-регресійного аналізу не є приводом для заперечення їхньої корисності. Будь-яка наукова істина - відносна. Забути про це і абсолютизувати параметри регресійних рівнянь, заходи кореляції було б помилкою, так само як і відмовитися від використання цих заходів.
Оскільки кореляційний зв'язок є статистичною, першою умовою можливості її вивчення є загальна умова будь-якого статистичного дослідження: наявність даних по досить великій сукупності явищ. За окремим явищам можна отримати абсолютно хибне уявлення про зв'язок ознак, бо в кожному окремому явищі значення ознак крім закономірною складовою мають випадкове відхилення (варіацію). Наприклад, порівнюючи два господарства, одне з яких має кращу якість грунтів, за рівнем врожайності, можна виявити, що врожайність вище в господарстві з гіршими грунтами. Адже врожайність залежить від сотень чинників і при тому ж саму якість грунтів може бути і вище, і нижче. Але якщо порівнювати велике число господарств з кращими грунтами і велике число - з гіршими, то середня врожайність в першій групі виявиться вище і стане можливим виміряти досить точно параметри кореляційного зв'язку.
Яке саме число явищ достатньо для аналізу кореляційної і взагалі статистичного зв'язку, залежить від мети аналізу, необхідної точності і надійності параметрів зв'язку, від числа факторів, кореляція з якими вивчається. Зазвичай вважають, що число спостережень має бути не менш як у 5-6, а краще - не менш ніж у 10 разів більше числа факторів. Ще краще, якщо число спостережень у кілька десятків або в сотні разів більше числа факторів, тоді закон великих чисел, діючи в повну силу, забезпечує ефективне взаімопогашеніе випадкових відхилень від закономірного характеру зв'язку ознак.
Другою умовою закономірного прояви кореляційного зв'язку служить умова, що забезпечує надійне вираз закономірності в середній величині. Крім вже зазначеного великого числа одиниць сукупності для цього необхідна достатня якісна однорідність сукупності. Порушення цієї умови може перекрутити параметри кореляції. Наприклад, в масі зернових господарств рівень продукції з гектара зростає в міру концентрації площ, тобто він вище у великих господарствах. У масі овочевих та овоче-молочних господарств (приміський тип) спостерігається та ж прямий зв'язок рівня продукції з розміром господарства. Але якщо з'єднати в загальну неоднорідну сукупність ті й інші господарства, то зв'язок рівня продукції з розміром площі ріллі (або посівної площі) вийде зворотною. Причина в тому, що овочеві та овоче-молочні господарства, маючи меншу площу, ніж зернові, виробляють більше продукції з гектара зважаючи більшої інтенсивності виробництва в цих галузях, ніж у виробництві зерна.
Іноді як умова кореляційного аналізу висувають необхідність підпорядкування розподілу сукупності за результативному та факторингу ознаками нормальному закону розподілу ймовірностей. Це умова пов'язана з застосуванням методу найменших квадратів при розрахунку параметрів кореляції: тільки при нормальному розподілі метод найменших квадратів дає оцінку параметрів, що відповідає принципам максимальної правдоподібності. На практиці ця передумова найчастіше виконується наближено, але і тоді метод найменших квадратів дає непогані результати.
Однак при значному відхиленні розподілів ознак від нормального закону не можна оцінювати надійність вибіркового коефіцієнта кореляції, використовуючи параметри нормального розподілу ймовірностей або розподілу Стьюдента.
Ще одним спірним питанням є допустимість застосування кореляційного аналізу до функціонально пов'язаним ознаками. Чи можна, наприклад, побудувати рівняння кореляційної залежності розмірів виручки від продажу картоплі, від обсягу продажу і ціни? Адже твір обсягу продажу та ціни одно виручці в кожному окремому випадку. Як правило, до таких жорстко Детермінованим зв'язків застосовують тільки індексний метод аналізу. Однак на це питання можна подивитися і з іншої точки зору. При індексному аналізі виручки передбачається, що кількість проданого картоплі і його ціна незалежні один від одного, тому-то і допустима абстракція від зміни одного чинника при вимірюванні впливу іншої, як це прийнято в індексному методі. У реальності кількість і ціна не є цілком незалежними один від одного.
Кореляційно-регресійний аналіз враховує межфакторние зв'язку, отже, дає нам більш повне вимір ролі кожного фактора: пряме, безпосереднє його вплив на результативну ознаку; непрямий вплив фактора через його вплив на інші чинники, вплив усіх факторів на результативний ознака. Якщо зв'язок між чинниками несуттєва, індексним аналізом можна обмежитися. В іншому випадку його корисно доповнити кореляційно-регресійним виміром впливу факторів, навіть якщо вони функціонально пов'язані з результативним ознакою.
4.2 Побудова однофакторний кореляційної моделі залежності собівартості 1 ц. від фактора (Х-врожайність зерна, (цукрових буряків, соняшнику), Х - виробничих витрат)
В якості предмета дослідження в цьому розділі виберемо залежність собівартості 1 ц. від фактора (Х-врожайність зерна, (цукрових буряків, соняшнику), Х - виробничих витрат).

Таблиця 8. Вихідні та розрахункові дані побудови кореляційно - регресивної моделі собівартості
Номер предпіятія
Собівартість 1 ц. продукції, грн.
Факторний ознака
х 2
ух
у 2
у х
1
119.64
15.4
237.16
1842.46
14313.73
-38.25
2
161.92
27.9
778.41
4517.57
26218.09
-103.25
3
237.9
30.2
912.04
7184.58
56596.41
-115.21
4
163.82
19.9
396.01
3260.02
26836.99
-61.65
5
148.38
29.4
864.36
4362.37
22016.62
-111.05
6
193
15.8
249.64
3049.40
37249.00
-40.33
7
193
20.3
412.09
3917.90
37249.00
-63.73
8
184.72
19.8
392.04
3657.46
34121.48
-61.13
9
193.39
20
400
3867.80
37399.69
-62.17
10
165.22
17.7
313.29
2924.39
27297.65
-50.21
11
152.09
21.5
462.25
3269.94
23131.37
-69.97
12
258.3
37.7
1421.29
9737.91
66718.89
-154.21
13
179.97
30.5
930.25
5489.09
32389.20
-116.77
14
54.63
20.2
408.04
1103.53
2984.44
-63.21
15
120.36
20.7
428.49
2491.45
14486.53
-65.81
16
153.63
21.8
475.24
3349.13
23602.18
-71.53
17
99.73
18.9
357.21
1884.90
9946.07
-56.45
18
119.92
17
289
2038.64
14380.81
-46.57
19
187.91
26.6
707.56
4998.41
35310.17
-96.49
20
103.96
17.8
316.84
1850.49
10807.68
-50.73
21
76.24
13.2
174.24
1006.37
5812.54
-26.81
Разом
3267.73
462.3
10925.45
75803.79
558868.53
-1525.53
Визначимо параметри рівняння регресії:


Рівняння регресії:
y х = a 0 + a 1 * x
y х = 41,83 - 5,2 x.
Тіснота зв'язку:

D = 0,3969
Таким чином, зв'язок між врожайністю і собівартістю за шкалою Чеддека достатня або середня. Оцінка лінійного коефіцієнта кореляції показує, що зв'язок пряма, тобто зі збільшенням врожайності збільшується і собівартість 1ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику).

Висновки і пропозиції
У ході вирішення завдань курсової роботи отримані наступні результати:
Собівартість та виробничі витрати - найважливіші результативні показники рослинництва і сільськогосподарського виробництва в цілому. Рівень собівартості відображає вплив економічних і прибуткових умов, в яких здійснюється сільськогосподарське виробництво, і якість організаційно-господарської діяльності кожного підприємства.
Виробничі витрати характеризують загальний обсяг витрат виробництва продукції даної культури, а собівартість - вартісну оцінку цієї культури в конкретних умовах її обробітку.
Динаміка виробничих витрат характеризується загальним підйомом на 20,3% за досліджуваний період. При цьому як ланцюгові так і базисні показники темпів приросту мають переважно позитивне значення, що дозволяє характеризувати динаміку як загальне піднесення виробничих витрат.
Собівартість зерна (цукрових буряків, соняшнику) має також тенденцію до підйому, проте не настільки велику як виробничі витрати і становить за досліджуваний період лише 6,8%.
За допомогою методів вирівнювання виявлена ​​загальна тенденція підйому собівартості зерна (цукрових буряків, соняшнику) за досліджуваний період.
Динаміка собівартості зерна (цукрових буряків, соняшнику) за досліджуваний період носить стійку тенденцію до підвищення, при цьому локальна колебімость ознаки, що має місце в 2000, 2003 і 2004 роках не зробила істотного впливу на загальні результати вирівнювання, а значить, є статистично малозначимою.
У статистиці під індексом розуміється відносний показник який виражає співвідношення величин якого-небудь явища в часі, в просторі або дає порівняння фактичних даних з будь-яким еталоном (план, прогноз, норматив і т.д.).
Всі економічні індекси можна класифікувати за такими ознаками:
• ступінь охоплення явища;
• база порівняння;
• вид ваг (соизмерителя);
• форма побудови;
• характер об'єкта дослідження:
• об'єкт дослідження;
• склад явища;
• період обліку.
Середня собівартість 1 ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику) в звітному році в порівнянні з базисним збільшилася на 44,31 або на 40%.
За рахунок збільшення собівартості 1 ц. продукції в окремих господарствах виробничі витрати збільшилися на ц або на 37%. За рахунок покращення структури виробленої продукції виробничі витрати збільшилася на ц або на 2%. За рахунок зменшення кількості виробленої продукції виробничі витрати зменшилися на 1542393,94 ц. або на 3%
На обсяг виробничих витрат позитивно вплинули підвищення собівартості в окремих господарствах і негативно - зменшення кількості виробленої продукції, позитивно вплинуло поліпшення структури виробленої продукції. У результаті виробничі витрати у звітному році в порівнянні з базисним збільшилися на 25044373 ц. або на 37%.
Угруповання - це розподіл одиниць за групами у відповідності з наступним принципом: відмінності між одиницями, віднесеними до однієї групи, повинні бути менше, ніж між одиницями, віднесеними до різних груп.
Відмінності в цільовому призначенні угруповання виражаються в існуючій у вітчизняній статистиці класифікації угруповань: типологічні, структурні, аналітичні.
Кореляційно-регресійний аналіз враховує межфакторние зв'язку, отже, дає нам більш повне вимір ролі кожного фактора: пряме, безпосереднє його вплив на результативну ознаку; непрямий вплив фактора через його вплив на інші чинники, вплив усіх факторів на результативний ознака. Якщо зв'язок між чинниками несуттєва, індексним аналізом можна обмежитися. В іншому випадку його корисно доповнити кореляційно-регресійним виміром впливу факторів, навіть якщо вони функціонально пов'язані з результативним ознакою.
За допомогою кореляційно-регресійного дослідження виявлено, що зв'язок між собівартістю та урожайністю середня. Оцінка лінійного коефіцієнта кореляції показує, що зв'язок пряма, тобто зі збільшенням врожайності збільшується і собівартість 1ц. зерна (цукрових буряків, соняшнику).

Список літератури
1. Адамов В.К. Факторний індексний аналіз (Методологія і проблеми). ML: Статистика. 2005 .- 200 с.
2. Альбом наочних посібників з загальної теорії статистики: Навч. посібник. М.: Фінанси і статистика, 2005 .- 80 с.
3. Аналіз фінансово-економічної діяльності підприємства: Учеб. Посібник для вузів / під ред. Любушина Н.П. -М.: Інітіа - ДАНА, 2005 .- 471с.
4. Баканов М.І., Шеремет А.Д. Теорія аналізу господарської діяльності Підручник, 3-е перероблене і доповнене видання: М.: Фінанси і статистика. 2007. - 489 с.
5. ВУЧК І. та ін Прикладної лінійний регресійний аналіз / Пер. з болг. І. ВУЧК, Л. Бояджиєва, Є. СолЖУ. М: Фінанси і статистика, 2008 .- 239 с.
6. Долгушевскій Ф.Г., Христич О.Г. Сільськогосподарська статистика з основами економічної статистики. М.: Статистика, 2006. - 311 з
7. Єлісєєва І.І. Загальна теорія статистики. М. Фінанси і статистика. 2007. - 287 с
8. Ємельянов AM Економіка сільського господарства М.: Економіка. 2007. - 290 с.
9. Єфімова М.Р., Рябцев В.М. Загальна теорія статистики: Підручник. М.: Фінанси і статистика, 2005 .- 303 с.
10. Кравченко Л.І. Аналіз фінансового стану підприємства. М.: ЮНИТИ. 2006. - 450 с.
11. Крастин О.П. Розробка та інтерпретація моделей кореляційних зв'язків в економіці. - Рига: Зінатне, 2007. - 408 с.
12. Маркін Ю.П. Аналіз внутрішньогосподарських резервів. М: Фінанси і статистика, 2005. - 379 с.
13. Муравйов А.І. Теорія економічного аналізу: проблеми та рішення. М: Фінанси і статистика, 2008. - 391 с.
14. Панков Д.А. Сучасні методи аналізу фінансового положення М.: ТОВ Профіт.2005. - 233 с.
15. Каганець Б.Г. Угруповання і система статистичних показників. М.: Статистка, 2005 .- 176 с.
16. Рафіков М.М. Економіка, організація і планування сільськогосподарського виробництва. M: Економіка, 2008. - 411 с.
17. Савицька Г.В. Теорія аналізу господарської діяльності М: ШСЗ, 2005. -220 С.
18. Савицька Г.В. Аналіз господарської діяльності промислового підприємства. М.: ШСЗ, 2005. - 109 с.
19. Сергєєв С.С. Сільськогосподарська статистика з основами економічної статистики. М.: Фінанси і статистика, 2005. - 89 с.
20. Статистичне моделювання і прогнозування / За ред. А.Г. Гранберг. М.: Фінанси і статистика, 2006 .- 383 с.
21. Стражев В.М. Оперативне управління підприємством, проблеми обліку та аналізу Мн.: Наука і техніка, 2007. - 330 с.
22. Теорія економічного аналізу (під ред. Шеремета А.Д. М.: Прогрес. 2006. - 590 с.
23. Шеремет А.Д. Методика фінансового аналізу підприємства.: ІПО МП, 2006. - 450 с.
24. Економіка підприємства Під. ред.проф. В.Я. Горфінкеля, М., 2006. - 189 с.
Додати в блог або на сайт

Цей текст може містити помилки.

Міжнародні відносини та світова економіка | Курсова
436.9кб. | скачати


Схожі роботи:
Статистичний аналіз і прогнозування урожайності цукрових буряків в господарствах Андрушівського
Економіко-статистичний аналіз ефективності виробництва зерна н
Значення та особливості виробництва цукрових буряків в РБ
Економіко-статистичний аналіз ефективності виробництва зерна на прикладі групи районів
Динаміка виробництва та розміщення посівів цукрових буряків
Наукове обрунтування резервів підвищення інтенсивності виробництва цукрових буряків
Управління процесом виробництва цукрових буряків у ВАТ імені Лермонтова Становлянского району
Економіко-статистичний аналіз врожаю і врожайності по групі однорідних культур зерна на
Економіко-статистичний аналіз врожаю і врожайності по групі однорідних культур зерна овочів На
© Усі права захищені
написати до нас