Сельскохозяйственных организациях России

Динамика объемов и затрат на производство продукции в

* на 1000 шт^.

Продукция, представленная в таблице, является качественно разнородной и в сопоставимый вид ее можно привести по ценам p₀. В итоге получим агрегаты стоимости продукции в сопоставимых ценах: в отчетном 2005 г. млрд. руб. и в базисном 2004г. млрд. руб. Затраты на всю продукцию q по себестоимости z составят: и млрд. руб., а затраты труда, соответственно, и млн. человеко-часов. Все эти агрегаты легко определяются как накопленные суммы произведений q на z и q на t по всему перечню изучаемых продуктов.

При анализе себестоимости, как затрат в стоимостной форме на единицу продукции, можно получить средние показатели затрат на 1 руб. продукции :

в 2005г. руб. и в 2004г. руб.

Тогда индекс средних затрат на 1 руб. продукции составит .

Следовательно, средние затраты на 1 руб. продукции, взятой в сопоставимых ценах базисного года, возросли в отчетном году на 1,119 – 1,000 = 0,119 руб. или на 11,9 %.

Изменение себестоимости в среднем по всем продуктам оценивается агрегатным индексом себестоимости как индексом качественного признака:

Как видно, себестоимость продукции повысилась в среднем несколько сильнее (на 12,0 %), чем средние затраты на 1 руб. продукции (на 11,9 %), что связано с изменением структуры продукции.

Производительность труда характеризуется показателями затрат труда на единицу продукции t. Чем они ниже, тем выше производительность, то есть t – это обратный показатель производительности труда. Прямым показателем производительности труда является выход продукции на единицу времени V. В среднем по всем продуктам выход продукции в стоимостном выражении на 1 человеко-час труда составил:

В 2004г. руб. за 1 чел.- час;

В 2005г. руб. за 1 чел.- час.

Индекс среднего уровня производительности, называемый стоимостным индексом производительности труда, равен

, то есть средний уровень производительности труда повысился в сельскохозяйственных организациях России за 2 года на 12,9 %.

Изменение производительности труда в среднем, как и себестоимости оценивается агрегатным индексом производительности труда (I_{производительности труда трудовой}) . Затраты труда на фиксированный объем продукции q₁ в отчетном году был ниже, чем в базисном на 1412,4 – 1600,3 =-187,9 млн. чел.- часов, следовательно производительность труда возросла на 13,3 %.

Отличие трудового индекса производительности труда 1,133 от стоимостного индекса среднего уровня 1,129 обусловлено изменениями в структуре продукции, как и при сравнении индексов себестоимости.

При оценке различий в структуре продукции и ее влияния на величину индекса следует иметь в виду, что уровни производительности труда и себестоимости по качественно разнородным продуктам несопоставимы между собой. Так, например, затраты на 1 руб. произведенного молока составляют z₀:р₀ =507:566=0,896 руб., а на 1 руб. прироста крупного рогатого скота 4978:2456=2,027 руб. Повышение удельного веса молока в общем объеме производства будет снижать средние затраты, а прироста повышать их. Это в такой же мере относится и к прямым показателям производительности р₀:t₀. По молоку он равен 566:6,22=91,0 руб. за 1 чел.-ч, по приросту крупного рогатого скота 2456:48,0=51,2 руб. Поэтому соотношения индексов среднего уровня и средних индексов признака являются не фактором роста, а показателем несопоставимости совокупности за два периода.

Индексы средних уровней затрат на 1 руб. продукции и производительности труда рассчитываются относительно легко, поскольку обычно непосредственно получают абсолютные показатели стоимости продукции , затрат и по данным отчетности. Но поскольку уровни себестоимости и производительности труда по отдельным продуктам несопоставимы между собой, индексы средних уровней рекомендуется применять лишь при отсутствии значительных различий в структуре продукции и затратах труда. Для более точной оценки различий на практике используют в первую очередь агрегатные индексы фиксированного состава себестоимости продукции и индекс производительности труда трудовой , по которым кроме относительного уровня изменения определяют также экономию или перерасход затрат как разность между числителем и знаменателем формулы индексов.

5. Индексный анализ общего объема сложных явлений

Абсолютные показатели объема отдельных явлений получают в результате сводки данных статистического наблюдения как сумму значений признаков X_i по единицам совокупности N. По группе объектов общий объем явления представляет собой обычно агрегат , где N - количественный признак - число единиц совокупности (численность населения, число предприятий, объемы используемых ресурсов Q (земли, животных, машин, оборудования, сырья и материалов), объемы произведенной и реализованной продукции q и т.п., а X - значения признаков этих единиц - качественные признаки разного вида. Отчетные агрегаты и подлежат оценке путем сопоставления с базисными агрегатами и и расчета индексов общего объема явлений и .

Эти индексы являются индексами переменного состава, которые в процессе анализа разлагаются на индексы постоянного (фиксированного) состава. Это позволяет оценить влияние на общее изменение объема явлений отдельных факторов: числа единиц совокупности, значения качественного признака и структуры совокупности. В итоге общий индекс объема I_w разлагается на составляющие его индексы:

.

По совокупности качественно разнородных элементов может быть получено лишь два индекса - . Это было рассмотрено в 5.2 на примере анализа выручки от реализации продукции (табл.7.1), где индекс выручки был разложен по схеме .

Эти индексы равнялись 1,213=1,023х1,186. По совокупности элементов, поддающихся суммированию в натуральном или условно натуральном выражении, рассчитываются все три составляющие индексы. Рассмотрим их содержание и порядок расчета на типичном для сельского хозяйства общем объеме явления и очень важном для животноводства ресурсе - валовом сборе кормовых культур. Сопоставляются данные по сельскохозяйственным организациям России за два смежных года. урожайность для сопоставимости взята в кормовых единицах (табл. 5.5).

5.5 Динамика валового сбора кормовых культур в сельскохозяйственных организациях России

Индекс валового сбора показывает, что валовой сбор кормовых культур в 2005 году был больше по сравнению с взятым за базу сравнения 2004 г. в 0,925 раза, или на 7,5 %. Этот индекс переменного состава разлагается на два индекса фиксированного состава:

. Он равен . За счет урожайности валовой сбор увеличился на 2,3 %, а из-за изменения размера и структуры посевов уменьшился на 9,6 %. Индекс размера посевной площади , а индекс структуры посевов . Таким образом, индекс валового сбора разложен на три составляющих его индекса: . .= 0,925.

Убранные площади сократились по всем кормовым культурам и угодьям, а урожайность повышена по всем культурам за исключением однолетних трав. Ухудшение структуры, уменьшившее валовой сбор кормов на 0,9 %, выразилось в сильном сокращении наиболее урожайных культур –кукурузы на зеленую массу и кормовых корнеплодов.

В том случае, если непосредственное суммирование числа единиц совокупности S неприемлемо (например, поголовье разных видов животных, виды кормов, тракторы разных марок и т.п.), общую их численность определяют в условно-натуральном выражении (условное поголовье животных, корма в кормовых единицах, эталонные тракторы и т.п.) как , где К – коэффициенты соизмерения. Тогда индекс численности будет иметь вид .

Для элементов совокупности, поддающихся непосредственному суммированию, разложение индексов общего объема явления может быть проведено и по другой схеме с использованием средних уровней признака и их разложения, рассмотренной в предыдущем параграфе:

, где средние урожайности ц кормовых единиц с 1 га, ц и ц кормовых единиц. Соответственно

При индексном анализе общего объема сложных явлений наряду с относительным может быть установлено также абсолютное изменение общего объема за счет отдельных факторов. Общий прирост млн. центнеров обеспечен за счет:

- прироста урожайности кормовых млн. ц. Он также равен млн. ц;

- прироста площади посева кормовых культур и угодий млн. ц;

- структуры посевных площадей кормовых культур и угодий млн. ц.

Из общего уменьшения сбора кормов -20,2 млн. ц, взятого за 100%, -23,7 млн., или -117,3 % связано с сокращением убранных площадей, +5,5 млн. ц или +27,2 % с ростом урожайности кормовых культур и –2,0 млн. ц (-9,9 %) с ухудшением структуры посевных площадей.

Рассмотренная схема индексного анализа общего объема явления может применяться при изучении изменения валовой продукции животноводства (молока, мяса, шерсти, всей продукции в стоимостном выражении) в зависимости от численности поголовья, его продуктивности и структуры. При изучении затрат на корма при производстве 1 ц отдельных продуктов животноводства или на 1 голову животных общий индекс разлагается аналогично на индекс количества затраченных кормов в кормовых единицах, индекс стоимости единицы кормов и индекс их структуры.

Общий объем явления может определяться не двумя сомножителями, а тремя и более. В этом случае схема разложения индексов усложняется, но общий принцип их построения сохраняется: индексы качественных признаков определяются при весах отчетного периода, а количественных - при весах базисного. Допустим, изучается объем выполненных работ W в зависимости от числа машин N, числа отработанных каждой машиной машино-дней T и дневной выработки X. Тогда общий индекс может быть разложен по схеме:

Подобным образом может изучаться объем выпущенной продукции в зависимости от числа работников N, числа отработанных одним работником дней или часов T, дневной или часовой производительности труда X и т. п. Агрегатные индексы с 3-4 сомножителями могут быть сведены и к двум сомножителям, например, дневной или часовой выработке X и общему числу отработанных дней или часов N*T=Q, тогда могут быть разложены две системы индексов с сомножителями и Q.

Дата добавления: 2014-01-20; Просмотров: 305; Нарушение авторских прав?; Мы поможем в написании вашей работы!