Статистика результатів діяльності промислового підприємства

 

Приріст валової продукції об'єднання за рахунокросту продуктивності праці:

DQw = N1*(W1 – W0), (тис. грн.)

DQw = 3660*(13,73-14,89) = -4245,6тис.грн

 

Приріст валової продукції об'єднання за рахунок збільшення середньоспискової чисельності:

DQN = W0*(N1 – N0), (тис. грн.)

DQN = 14,89*(3630-3660) = -446,7 тис.грн.

 

DQ = DQw+DQN , (тис. грн.)

DQ = (-4245,6)+(-446,7)= -4692,3 тис.грн.

 

3. 4.

                                                                                        Таблиця 3.3

Номер заводу	Середня заробітна плата, тис. грн. /чол.
	Базис. період Зо	Факт. за звітний рік З1
1	0,20	0,20
2	0,18	0,19
3	0,16	0,15
Разом	0,54	0,54

Середня заробітна плата розраховується за формулою:

, тис. грн.

де ФЗПi – середньомісячний фонд заробітної плати і-го підприємства, тис. грн.

 

 

а) Індекс перемінного складу ФЗП Iз пер звітного періоду до базисного періоду:

Iз пер = ΣЗ1 / ΣЗ0

 

Iз пер = 0,54/0,54 = 1

 

б) Індекс постійного складу ФЗП Iз постзвітного періоду до базисного:

Iз пост = (åЗ1g1) / (åЗ0g1).

 

Iз пост = = 650,3529/650 = 1,0006

в) Індекс структурних зрушень ФЗП Iзстр звітного періоду до базисного:

Iзстр = (åЗ0g1) / (åЗ0g0).

 

Iзстр = 650/601,0688=1,08

 

 

3. 5.

а) Економія ФЗП без обліку виконання плану по валовій продукції:

DФЗП = ФЗПф – ФЗПn , (тис. грн.)

 

DФЗП = 653,3-650 = 3,3 тис.грн.

 

б) Економія ФЗП з урахуванням виконання плану по валовій продукції:

DФЗПвп = ФЗПф – ФЗПп*(Qф/Qn), (тис. грн.)

 

DФЗПвп = 653,3-650*(17630/18631) = 38,22 тис.грн

 

 

3. 6.

Відхилення фактичного ФЗП від базисного:

DФЗП = ФЗПф – ФЗПб ,  (тис. грн.)

DФЗП = 3,3 тис.грн.

а) Зміна ФЗП за рахунок зміни середньорічної заробітної плати:

DФЗПЗ = Nф * (Зф – Зб) , (тис. грн.)

 

DФЗПЗ = 3660 * (0,54-0,54) = 0 тис.грн.

 

б) Зміна ФЗП за рахунок зміни чисельності працюючих:

DФЗПN = Зб * (Nф – Nб) , (тис. грн.)

 

DФЗПN = 0,54 * (3660-3630) = 16,2 тис.грн.

 

DФЗП=DФЗПз+DФЗПN

 

DФЗП = 0+16,2 = 16,2 тис.грн.

Висновок:

 

Таким чином, проаналізувавши дані про роботу трьох підприємств об’єднання, можна зробити висновок, що середня продуктивність праці зменшилась відповідно до базисного періоду(14,89 тис.грн./чол.) і дорівнює 13,73 тис.грн./чол. Щодо частки робочих по об’єднанню, то можна помітити невелике збільшення частки робочих (з 0,62 до 0,70) що вказує на незначні зміни в кількості працюючих.

Індекси перемінного складу (1,08), фіксованого складу (0,9) та структурних зрушень (1,12) відображають зміни в продуктивності праці за умови зміни тих чи інших показників. Отже найбільшим є індекс, що враховує зміну продуктивності праці під впливом зміни в структурі чисельності об’єднання. Найбільша економія праці спостерігається в результаті змін продуктивності праці на 1-ому заводі (194 чол.). Загальна економія праці по об’єднанню за двома факторами складає -249 чоловік.

Величина приросту валової продукції по об’єднанню дорівнює

-1001тис.грн. Приріст за рахунок росту продуктивності праці дорівнює

-4245,6 тис. грн.. Щодо приросту за рахунок збільшення середньоспискової чисельності то він дорівнює -446,7 тис.грн , а загальний приріст -4692,3 тис.грн, що звичайно є негативним показником.

Середня ЗП  за усіма 3-ма підприємствами не змінилась,і залишилась на рівні у 0,54 тис.грн/чол.. Економія ФЗП без обліку виконання плану по валовій продукції  дорівнює 3,3 тис.грн. ФЗП за рахунок середньорічної заробітної плати,не змінився,тому що заробітна плата залишилась на тому ж рівні.Зміна ФЗП за умови зміни чисельності працюючих дорівнює 16,2 тис.грн.

 

                                          Задача 4. Статистика цін

За даними реалізації продукції п`яти видів на двох територіальних ринках визначити:

1. показники варіації фактичних і базисних цін у першому регіоні (розмах варіації, середнє лінійне відхилення, дисперсію, середнє квадратичне відхилення, коефіцієнт варіації);
2. територіальну варіацію цін;
3. динаміку цін на основі індексного методу (індекси: змінного складу, постійного складу, структурних зрушень, Ласпейреса, Пааше, Еджворта-Маршала, Фішера);
4. загальне зростання цін.

Рішення

 

1) Розбіжність цін характеризується наступними показниками варіації:

 – розмах варіації:

 

Рр= p max – p min

 

– середнє лінійне (l) і середнє квадратичне (d) відхилення:

 

          .

 

– коефіцієнт варіації:

 

 

 

 

 

 

                                                                                                Таблиця 4.1

Товар	Обсяг ПР	Обсяг ЗР 1	Цена ПР	Цена ЗР 1
А	630	657	1340	1250
Б	330	280	800	957
В	580	560	1320	1487
Г	840	857	2590	2348
Д	730	715	6940	6852
Разом	3110	3069	12990	12894

Рпопер = 6940-800 = 6140

Рзв = 6852-957 = 5895

 

 

РсрПР = 2598 грн; РсрЗР = 2578,8 грн.

lпр = = 1705,305;       lзр = = 1691,648

Ср.квадр ПР = = 2322,4 ;

Ср.квадр ЗР = = 2259,32

Коэф.вар ПР = *100 = 89,39 ;

Коэф.вар ЗР = *100 = 87,61

 

У першому регіоні середня ціна реалізації 5 видів продукції зменшилась з 2598 грн. до 2578,8 грн.. Різниця між максимальною і мінімальною ціною у звітному році складає 5895 тис. грн., а у попередньому 6140 тис. грн. Середнє квадратичне відхилення у звітному році  2259,32тис. грн, Коефіцієнт варіації 0,88 > 0,15, тобто ціни у регіоні є неоднорідними.

 

2) Територіальна варіація цін

                                                                                                 Таблиця 4.2

Товар	ір 1	ір 2	pсрq1	pcpq2	ір1(pсрq1)	Ір2(pcpq2)
А	0,52	0,48	1636740	1694272	851104,8	813250,4
Б	0,31	0,37	857340	722064	265775,4	267163,7
В	0,51	0,58	1506840	1444128	768488,4	837594,2
Г	0,99	0,91	2182320	2210032	2160497	2011129
Д	2,67	2,66	1896540	1843842	5063762	4904620
Разом	-	-	8079780	7914337	9109627	8833757

 

Територіальний індекс цін регіону:

 

 

pl – показник рівня цін i товару для кожного регіону (l);

 –  середній по території рівень  цін i товару.

 

І1р = = 1,13 ; І2р= = 1,12

 

Попарне порівняння територіальних індексів:

 

= = 1,01

 

Територіальний індекс цін показує,  що у першому регіоні ціна вища за середню на 1% ніж у другому. Також, ціни у першому регіоні більше цін другого на 1%.

 

 

3) Вивчення динаміки  цін на основі індексного методу

– індивідуальний (однотоварний) індекс цін:

 

 

де   р1, р0– ціни на товар у базисному і звітному періодах.

Таблиця 4.4. Індивідуальний індекс цін

 

Товар	А	Б	В	Г	Д
ір1	0,52	0,31	0,51	0,99	2,67
ір2	0,48	0,37	0,58	0,91	2,66

 

При вивченні динаміки середньої ціни товару по різних територіях і субринкам застосовується індекс середньої ціни перемінного складу:

 

 

 –  середня ціна продукції по  територіях, субринкам у базисному і звітному періодах;

р0, р1 – ціна продукції на визначеному субринку або території в базисному і звітному періодах;

g0, g1 – частка проданої продукції в базисному і звітному періодах (на визначеній території або субринку).

 

Іпер1 = = = 1,007;  Іпер2 = = = 0,5

Найважливішими складовими, котрі визначають грошові витрати населення на покупку товару, є рівень цін на цей вид товару і структура його продажу. Вплив цих факторів на зміну середньої ціни товару відбивають індекси постійного складу і структурних зрушень:

 

Іпост1 = = 1,006;  Іпост2 = = 0,65

 

  Істр1 = = 1,001; Істр2 = = 0,79

 

Між зазначеними індексами існує такий взаємозв'язок:

 

Іпер1 = 1,006 * 1,001 = 1,007

Іпер2 = 0,65*0,79 = 0,5

 

4) Агрегатний індекс цін – формула Ласпейреса:

 

Ілр1 = = 1,006;  Ілр2 = = 0,5

 

Формула Пааше:

 

Іпр1= = 1,006;   Іпр2  = = 0,65

 

Формула Еджворта-Маршалла:

 

ІЭ.М.1 = = 1,006;  ІЭ.М.2 = = 0,6

Індекс Фішера:

 

Іфр1 = = 1,0059 = 1,006

Іфр = = 0,57 = 0,6

 

Висновок:

Підводячи підсумки дослідження п’яти видів продукції, можна зробити висновок, У першому регіоні середня ціна реалізації 5 видів продукції зменшилась з 2598 грн. до 2578,8 грн.. Різниця між максимальною і мінімальною ціною у звітному році складає 5895 тис. грн., а у попередньому 6140 тис. грн. Середнє квадратичне відхилення у звітному році  2259,32тис. грн, Коефіцієнт варіації 0,88 > 0,15, тобто ціни у регіоні є неоднорідними.

 

Якщо порівнювати регіони попарно,то можна помітити,що у цих регіонах не велика різниця у кількості проданого товару та у рівні цін, при цьому об’єм продажу у другому регіоні нижче. Індекси постійного складу і структурних зрушень відбивають вплив тих чи інших факторів на рівень середньої ціни товару. Обидва індекси показують, що грошові витрати більше у першому регіоні.

 

На основі визначених індексів можна зробити висновок, що рівень споживання залишився незмінним, та споживчі витрати в поточному році не змінилисьв порівнянні з базисним.

 

На основі індексу Пааше можна зазначити, що то сума фактичних витрат населення на купівлю товарів на 0,65% більше суми грошей, яку населення повинне було б заплатити за ці ж товари.

 

Отже, можна зробити висновок,що більш вигідними є ціни другого регіону, тому що ціни другого регіону  мають не велику розбіжність відносно базисного періоду і як наслідок -  це обсяг продажу товарів.

 

Задача 5. Статистика ефективності промислового виробництва

По виробничому об'єднанню є планові і фактичні дані за звітний рік і фактичні дані за базисний рік, що включають основні техніко-економічні показники і повну собівартість товарної продукції .

Визначити:

1. Чисту продукцію промисловості, чисту й умовно-чисту продукцію підприємства. Проаналізувати, по якому елементі чистої продукції відбулися найбільші відхилення від плану.

2. Показники ефективності промислового виробництва і темпи їх динаміки представити в розрахунковій таблиці. Необхідно скласти аналітичну записку до отриманих даних, у якій відзначити як позитивні, так і негативні явища динаміки показників, пояснити їх причини. Обсяг аналітичної записки повинний складати 2-3 стор. Перевірити дотримання умов ефективності на основі індексного аналізу.