Мінімальне значення при Р<0,05 - 0,380, при Р<0,01 - 0,551

Використовуючи дані попередніх розрахунків проведемо визначення множинного коефіцієнта кореляції за показниками надій молока (ryx1=0,510), витрати кормів на молоко (r yx2=0,608), rx1x2 (додаток 3) = 0,913

При лінійному факторному зв'язку коефіцієнт множинної кореляції обчислюють за формулою:

,

де r -лінійні парні коефіцієнти кореляції, які відповідно дорівнюють:

Підставивши у формулу дістанемо, що R = 0,618 (при Р < 0,01).

Отриманий множинний коефіцієнт кореляції вказує на користь тісного взаємозв'язку між надоями молока, витратами кормів на молоко та урожайністю кукурудзи на силос і з/к, що знаходить своє відображення в раціонах годівлі.

3.3. Динаміка урожайності

Проведемо аналіз рядів динаміки урожайності кукурудзи на силос і з/к використовуючи дані по господарству ТОВ СОП “Мир” (с. Степанівка).

Всі проміжні розрахунки винесемо в додаток 4. В основній частині покажемо лише результуючу таблицю вирівняних різним способом рядів динаміки (таблиця 9).

Таблиця 9

Ряди динаміки вирівняні різними статистичними методами

Урожайність кукурудзи на силос і з/к є низькою (урожайність на рівні однорічних трав при потенційних урожаях сучасних гібридів 370-450 ц/га) та варіюючою в різні роки. Тому складений динамічний ряд є нестабільним Порівнюючи різні методи слід відмітити, що у відповідності до метода укрупнення періодів порівняно з 2000-2002 рр. урожайність за період 2003-2005 рр. скоротилась приблизно в 1,2 рази. Це вказує на те, що урожайність кукурудзи в умовах господарства має тенденцію до зниження.

В цілому урожайність, враховуючи потенційну для області можна вважати низькою і при збереженні особливостей її динаміки слід очікувати подальше зниження продуктивності культури, що виходячи з результатів кореляційного аналізу зумовить загальне зниження ефективності кормової бази господарства скорочення надоїв худоби та середньорічних приростів при відсутності достатньої кількості силосних культур в раціоні годування.

Після проведення різних видів групування важливо підтвердити результати, зокрема, факторного групування, що проводиться з метою виявлення факторів, що впливають на результативну ознаку.

Кореляційний аналіз є важливим елементом статистичного аналізу, що проводиться з метою встановлення тісноти зв'язку між ознаками.

Звичайно, що кореляційний аналіз статистичних показників повинен передбачати розрахунок повної палетки кореляційних залежностей. Проте ми зосередимось на визначенні однієї лише залежності вибравши як результативну ознаку урожайність цукрових буряків як факторну розмір затрат на 1 га посівів. Цукрові буряки відносяться до групи технічних культур. До цієї групи відносять і соняшник, проте вирощуванням соняшника в умовах Вінницького району займається небагато підприємств. Враховуючи це кореляційні та інші види аналізу зроблено на основі основної технічної культури в області - цукрових буряках.

Визначившись із показниками, що будуть братись для кореляційного аналізу побудуємо кореляційне поле (додаток 2).

Аналіз кореляційного поля дає змогу стверджувати, що залежність між ознаками є прямою, середньою за тіснотою зв'язку, істотною для даної кількості кореляційних пар (r=0,428).

Встановлену залежність можна пояснити тим, що отримання урожаю потребує відповідного рівня виробничих витрат на 1 га посівної площі культури. Будь-яке підвищення врожаю пов'язане з додатковими затратами кошт та людської праці, тому більші затрати (інтенсифікація технології вирощування культури) при їх ефективній реалізації забезпечують вищу її урожайність.

У випадку низьких його значень він демонструє загальну тенденцію - додаткові кошти не окупились приростом врожаю, тобто потрачені на заходи, що не сприяють реалізації продуктивного потенціалу культури.

3.4 Індексний аналіз

Індекс урожайності кормових культур розрахуємо дотримуючись загальної схеми:

Для розрахунку вказаних вище індексів складемо вихідну таблицю 10.

За отриманими результатами можна зробити висновок, що урожайність кормових культур за середнім індексом урожайності зросла в 1,36 рази порівняно з базовим періодом.

Зміни валового збору внаслідок зміни загальної площі посівів (Дn) становлять 8886.3 ц в сторону зменшення.

Зміни валового збору за рахунок зміни урожайності (Ду) -15511,2 ц.

Зміни валового збору внаслідок зміни структури посівів (Дd) 3822,4 ц.

Таблиця 10

Індексний аналіз урожайності та валових зборів окремих кормових культур (2004-2005 рр.)

Висновки і пропозиції

На основі статистичного аналізу вихідних даних по с.-г. підприємствах Вінницького району можна зробити слідуючі висновки:

Кормові культури мають важливе народногосподарське значення і в значній мірі визначають продуктивність тваринництва.

Результативне та факторне групування вказує на те, що господарства Вінницького району суттєво відрізняються по урожайності кормових культур. Межі варіювання урожайності знаходяться в межах від 28,7 до 286 ц/га. Це вказує на неоднорідність в реалізації продуктивного потенціалу кормових культур та часто про неефективне використання 1 га кормової площі. Свідченням цього є представлені в роботі вихідні дані за загальним виробництвом кормових одиниць та їх збалансованості кормовими культурами по видах.

Кореляційним аналізом встановлено, що урожайність кукурудзи на силос та зелений корм, що займають в структурі кормових культур головну роль впливають із середньою силою залежності з прямим характером на продуктивність тварин та загальне виробництво різних видів кормів. При цьому за факторним групуванням на урожайність кормових культур найбільший вплив здійснює рівень витрат на 1 га площі кормових культур та якість грунтів виражена в балах.

Аналіз рядів динаміки по урожайності кукурудзи на силос та зелений корм в господарстві “Мир” Вінницького району вказує на стабільне її зниження в останніх 10 років, що підтверджує раніше зроблені нами висновки.

Індексний аналіз площ, валових зборів та урожайності основних кормових культур в господарстві “Мир” за період 1998-1999 рр. свідчить про зростання урожайності кормових культур порівняно з базовим періодом при одночасному незначному зменшенні посівних площ окремих видів культур, що відображається на валових зборах кормових культур.

Список використаної літератури

Бутуцький О. А. Сільськогосподарська статистика з основами економічної статистики - К.: Вища школа, 1984.

Гаркавий В. К. Статистика. --К.: Вища школа, 1995. - 412 с.

Замосковний О. П. Статистика сельского хазяйства. - М.; Финансы и статистика, 1990.

Козаченко І. В. Статистика. -К.; Урожай, 1984.

Зинченко А. П. Практикум по общей теории статистики и сельськохозяйственной статистике. - М.: Финансы и статистика, 1988. - 328 с.

Вашків П. Г., Пастер П. І., Сторожук В. П., Є. І. Ткач Теорія статистики. - К.: Либідь, 2001 - 320 с.

Сергеев С. С. Сельскохозяйственная статистика с основами экономической статистики.-М.: Финансы и статистика, 1990.

Статистика. Методичні вказівки по виконанню курсового проекту для студентів обліково-фінансового факультету денної та заочної форми навчання. - Вінниця, ВДАУ, 2002 - 36 с.

Бухгалтерський звіт сільськогосподарського підприємства за 1996-2005 рр.

ДОДАТКИ

Продовження додатку 1

Шифри господарств, що використовувались в статистичній вибірці

Страницы: 1, 2, 3, 4, 5