Wydajność pracy a wyposażenie PGR w środki trwałe

Henryk Płudowski, Tadeusz

Wierzbicki

Wydajność pracy a wyposażenie PGR

w środki trwałe

Annales Universitatis Mariae Curie-Skłodowska. Sectio H, Oeconomia 9, 251-267

U N I V E R S I T A T I S M A R I A E C U R I E - S K Ł O D O W S K A L U B L I N — P O L O N I A

VOL. IX, 16 SECTIO H 1975

In stytu t E konom iki i O rganizacji R olnictw a W ydział Z ootech n iczn y AR w L ublinie

H e n r y k P Ł U D O W S K I , T a d e u s z W I E R Z B I C K I

W ydajność pracy a wyposażenie PGR w środki trw ałe

Производительность труда и оснащение госхозов основными средствами производства

Die Arbeitsleistung uind die Ausstattung von Dauermitteln in dein Staatlichen Gütern

P rzem iany zachodzące obecnie w gospodarce narodow ej, u w arun ko ­ w ane szybką industrializacją kraju, w yw ierają decydujący w pływ na dynam ikę rozw oju rolnictw a, przyczyniając się jednocześnie do przem ie­ szczania zasobów siły roboczej z rolnictw a do zawodów pozarolniczych. W latach 1946— 1970 liczba ludności aglom eracji m iejskich w zrosła ponad dw ukrotnie. Okres ten charakteryzow ał się rów nież w yraźnym spadkiem zatrudnienia w rolnictw ie, o czym mogą świadczyć przedstaw ione liczby: w r. 1960 rolnictw o zatrudniało 38,4% ogółu pracujących, natom iast w r. 1970 już tylko 29,5% (23). W dalszym ciągu obserw uje się w zrastające tem po odpływ u ludności w iejskiej do zawodów pozarolniczych, co nie­ w ątpliw ie w pływ a n a stosunkowo szybki spadek istniejących zasobów pracy w rolnictw ie (1, 10, 11, 14, 19, 21). Należy rów nież zwrócić uw agę na fakt, że zjaw isku tem u tow arzyszy starzenie się i fem inizacja siły roboczej w rolnictw ie. Szybkie przem ieszczanie się ludności czynnej za­ wodowo z rolnictw a do innych działów gospodarki narodow ej w w ielu regionach k raju może być barierą dalszego w zrostu produkcji rolniczej (14, 21). Szczególnie dotkliw ie mogą to odczuwać państw ow e gospodarstw a rolne, k tó re w większości .położone są w regionach charakteryzujących się niedoborem siły roboczej. W przyszłości podobna sytuacja może zaistnieć w całym rolnictw ie (16, 18). W nowo pow stających w arunkach ekonomicz­ nych rolnictw o m usi sprostać zadaniom staw ianym przed nim przez całą gospodarkę narodow ą, głównie w zakresie pokrycia popytu na środki żyw ­ nościowe. Istotną rolę w tym zakresie wyznacza się państw ow ym gospo­ darstw om rolnym , w których przew idyw any jest w zrost produkcji o około

43%, czyli d w u k ro tn ie wyższy niż w całym rolnictw ie (4). Możliwości zw iększenia zatru d n ien ia w ty m sektorze rolnictw a są z wielu względów ograniczone. N asuw a się więc problem podniesienia w ydajności pracy oraz jej su b sty tu c ji przez pracę uprzedm iotow ioną. Dotychczas w ydajność pracy w roln ictw ie była stosunkow o niska w porów naniu z innym i działam i gospodarki narodow ej (19). Konieczność kilkakrotnego jej zwiększenia zarów no w sektorze państw ow ym , jak i w całym rolnictw ie staje się przedm iotem licznych badań naukow ych (8, 9, 10, 14, 15). Osiągnięcie tego celu może być realn e, gdy dopływ technicznych środków produkcji

do rolnictw a będzie w pełni rekom pensow ał odpływ pracy żywej.

W kontekście dotychczasow ych rozw ażań w ydaje się, że istnieje konieczność badań poziom u i efektyw ności technizacji rolnictw a. Problem zależności m iędzy pracą żyw ą a uprzedm iotow ioną jest więc nie tylko aktualny, ale z biegiem czasu nabiera większego znaczenia w całym ro l­ nictw ie (15, 16).

W polskim i zagranicznym piśm iennictw ie spotyka się często stw ier­ dzenia o w pływ ie w yposażenia w środki trw ałe na w ydajność pracy. Od­ czuwa się jed nak b ra k danych em pirycznych w skazujących na związki m iędzy ty m i cecham i, co było powodem podjęcia niniejszego opracow ania.

METODYKA BADAŃ I OPRACOWANIA DANYCH WYJŚCIOWYCH

W opracow aniu w ykorzystano dane z 100 PG R badanych przez IER w latach 1968/69— 1971/72 (24, 25, 26, 27). Rozmieszczenie ty ch gospo­ darstw w k ra ju jest praw ie p roporcjonalne do liczby gospodarstw w ystę­ pujących w poszczególnych w ojew ództw ach. N iektóre dane c h a ra k te ry ­ zujące badane gospodarstw a w porów naniu z całą zbiorowością podano w tabeli 1. Z tabeli tej, jak rów nież z m ateriałów IER w ynika, że badane gospodarstw a c h a ra k te ry z u ją się korzystniejszym i w skaźnikam i. Jed nak różnice w skaźników n a korzyść badanych gospodarstw nie są tak duże, aby m ogły one powodow ać inny c h a ra k te r w arunków i prawidłowości, jakie w y stęp u ją w całej zbiorowości.

Podczas przygotow yw ania m ateriału wyjściowego do obliczeń sta ty ­ stycznych zm niejszono liczbę gospodarstw w latach: 1968/69 i 1969/70 do 1994, a w 1970/71 do 1993 i w 1971/72 do 1992. W yelim inow ano n iektóre m ałe gospodarstw a oraz gospodarstw a z dużym udziałem produkcji w a­ rzyw niczej, sadowniczej i chm ielarskiej. Przygotow ane dane liczbowe nie objęły rów nież przem ysłu rolnego, którego w skaźniki w m ateriałach IER są w yodrębnione. Chodziło bowiem o badanie związków i zachodzących relacji w gospodrstw ach nie prow adzących specjalistycznych gałęzi pro­ dukcji.

niezbęd-T a b . 1. Nie kt ór e w sk a ź n ik i c h a ra k ter y zu ją c e b a d a n e gos podarstwa na tle o g ó łu PG R p o d le g ły ch W Z P G R E in ig e In d ex e de r unt ersuchten Wi rtschaften im V er g le ic h m it de r G e sa m th ei t d e r St aatlichen G ü te r vo n W o je w o d sc h a ft sv e r e in ig u n g de r Staatlichen G ü te r 1 9 7 1 /7 2 2 5 ,5 1 8 ,7 2 6 8 14 3 2 91 9 ₁₃,1 ₆5,3 46 2 7 9 2 5 9 6 9 5COT-H + 9 2 8 1 9 7 0 /7 1 CO O i l O © O ? CO 0 > CO CM »-T C S h CO t > O ) h CO CSI 1-H l > CM 43 70 0 2 1 9 0 2 9ODr—ł -2 2 6 W Z P G R 1 9 6 9 /7 0 2 2 ,5 13 ,9 2 3 2 14 5 2 7 3 8 1 2 ,8 5 8 ,0 42 0 0 0 19 9 5 2 9GD -2 6 2 1 9 6 8 /6 9 CQ o " N CO H C \] CM [ > o CO h c ö c q 13 ,0 5 6 ,6 41 12 5 1 88 ₅₁1 1 ,8 + 10 2 <u 1 9 7 1 /7 2 2 7 ,9 1 9 ,6 2 8 6 16 6 3 0 9 5T F COcm" t-h CO 51 8 3 4 2 7 6 6 9 3 + 9 2 8 Gospodarstwa b a ds 19 69 /7 0 1 9 7 0 /7 1 CM O CO N H O ^ C O N l f l * CM c o CO CO 1-H CO CM r H CO CM C O H 0 5 CO I O I C CO c o cm' c < f M H T f C ü " t H CO M h CO CM 48 86 2 49 0 6 8 22 0 2 3 8 63 2 67 0os c o + 28 4 + 3 4 3 19 6 8 /6 9 24 ,6 ' 18 ,5 34 7 18 7 2 9 1 9 ₁₃,1 ₆2,4 47 3 0 6 2 0 5 61 1 + 6 3 7 W sk aźn iki — P lo n 4 zb óż q /h a P lo n rz ep a k u q /h a P lo n b u ra k ów cukr owy ch q /h a P lo n zi em n ia k ó w q /h a M le cz no ść lit r /i k r o w ę Z ał og a na 10 0 ha U R O b sa d a b y d ła /1 0 0 ha UR Ś rod k i tr w a łe b r u tt o zł /l ha UR N PK w Iki g na 1 ha UR Ś re d n i o b sz a r g os p . w ha UR W skaźniki bo ni ta cj i g le b y W yn ik fi n a n so w y w zł /l ha UR U a *5 t-t <D 3 N 03 tr­ od *o_>> 8 cx N 05 U O CM CD CM io CM rf CM Pi ü Dh o o <u c N U ß o Ć o Jü S ’S 05 ffl £ ö 73 O Sh -N

nych wskaźników , m. in. ekonom iczną w ydajność pracy i jej uzbrojenie w środki trw ałe. Ekonom iczną w ydajność pracy w yrażono wielkością p rodukcji przy pad ającej na jednego pełnozatrudnionego. Posłużono się p rodukcją globalną w jednostkach zbożowych oraz produkcją końcową n etto i czystą w yrażoną wartościow o w cenach bieżących, k tó re przy analizie poziomej nie budzą zastrzeżeń. W artość środków trw ały ch b ru tto przeliczono na 1 ha użytków rolniczych i n a jednego pełnozatrudnionego. Posłużono się w artością środków trw ały ch b ru tto, gdyż ta w artość jest n ajb ard ziej ad ek w atn a do w yrażenia sta n u środków trw ały ch m ających w pływ n a rozm iary produkcji. W łaściwości technologiczne środków trw a ­ łych nie zm ieniają się w raz ze w zrostem am ortyzacji i spadkiem bieżącej w artości ty ch środków, np. obora niezależnie od stopnia jej zam ortyzow a­ nia posiada jednakow ą liczbę stanow isk aż do m om entu jej likw idacji. Obok w skaźników u jęty ch w ogólnej ilości środków trw ały ch do badań w yodręb­ niono dw ie grupy: bu d y n k i gospodarcze (bez budynków m ieszkalnych) i inw entarz m artw y.

W ykorzystanie środków trw ały ch z b rak u innych wskaźników przy ­ jęto określać wielkością p rodukcji p rzypadającej na 100 zł lub 1000 zł za­ angażow anych środków trw ałych. W skaźnik ten zbliżony jest do wskaź­ nika

wst = -^-Xioo

S t

podanego przez I. A d a m o w s k i e g o (1), gdzie Wst — oznacza w skaźnik w ykorzystania środków trw ałych, P k — produkcję końcową, St — w artość produkcyjnych środków trw ałych. Mimo że p rzy ję ty przez nas wskaźnik jest raczej w skaźnikiem produktyw ności środków trw ały ch i nie w pełni ad ekw atnym do w yrażenia stopnia w ykorzystania ty ch środków, to jednak z b rak u lepszych w skaźników może być in te rp re to w a n y w przybliżeniu jako stopień w ykorzystania określonych środków produkcji.

Zw iązki i zależności m iędzy opracow anym i w skaźnikam i badano przy pomocy m etod korelacji i regresji. Zastosow ano korelację i reg resję prostą, krzyw oliniow ą i w ieloraką, a p a ra m e try reg resji estym ow ano m etodą n a j­

m niejszych kw adratów . P rzy w eryfikacji statystycznej posłużono się testem t — S tud en ta. Obliczenia w ykonano w Zakładzie M etod N um erycz­ nych In sty tu tu M atem atyki UMCS w Lublinie.

CHARAKTERYSTYKA BADANYCH ZMIENNYCH

Zastosow anie m etod korelacji i reg resji pozwala na w ykazanie w ujęciu liczbowym zależności m iędzy poszczególnym i cechami, k tóre p rzyjęto oznaczać: Xi — produkcja globalna w jednostkach zbożowych na 1 pełno­ zatrudnionego, x 2 — prod uk cja końcowa n e tto w tys. zł na 1

pełnozotrud-nionego, x 3 — produkcja czysta w tys. zł na 1 pełnozatrudpełnozotrud-nionego, x 4 — środki trw ałe b ru tto w tys. zł/ha UR, x 5 — budynki gospodarcze w tys. zł/ha UR, x 6 — inw entarz m artw y w tys.zł/ha UR, x7 — środki trw ałe b ru tto w tys. zł na 1 pełnozatrudnionego, x8 — budynki gospodarcze w tys. zł na 1 pełnozatrudnionego, x 9 — inw entarz m artw y w tys. zł na 1 pełnozatrudnionego, x i0 — produkcja globalna w jednostkach zbożowych na 1000 zł oraz produkcja końcowa n etto i czysta w złotych na 100 zł środków trw ałych, Xn — produkcja globalna w jednostkach zbożowych na 1000 zł oraz produkcja końcowa n etto i czysta w złotych na 100 zł budynków gospodarczych, x i2 — produkcja globalna w jednostkach zbo­ żowych na 1000 zł oraz produkcja końcowa netto i czysta w złotych na 100 zł inw entarza m artw ego. P rzy jęte oznaczenia zm iennych będą p rze­ strzegane w całości niniejszego opracowania. C h arakterysty kę statysty cz­ ną wyszczególnionych zm iennych (średnie ary tm etyczne i współczynniki zmieności) przedstaw iono w tabeli 2.

Tab. 2. Charakterystyka statystyczna zmiennych Die statistische Charakterisierung der Variablen

Zmienne śred n ie arytmetyczne

Współczynniki zmienności w procentach 1968/69 1969/70 1970/71 1971/72 1968/69 1969/70 1970/71 1971/72 Xi 408,87 401,32 439,31 551,66 18,23 18,92 16,41 16,80 x 2 56,53 56,12 60,53 84,13 25,71 25,42 24,82 21,23 x3 29,21 27,21 28,92 42,68 41,72 50,71 42,14 43,01 X 4 44,68 45,24 45,09 48,79 31,37 29,26 27,47 29,67 X 5 21,84 22,58 22,29 23,57 38,82 37,28 35,12 35,38 X6 7,91 8,21 8,15 8,80 20,98 21,68 20,12 23,40 X 7 382,56 401,94 408,09 514,86 22,50 22,80 20,90 20,50 X 8 186,80 200,07 201,34 249,45 32,20 32,71 29,02 29,20 X 9 68,73 73,53 74,38 93,46 16,20 17,00 13,92 16,53 XioPg 1,10 1,02 1,11 1,10 21,80 21,50 18,19 20,90 XioPkn 15,30 14,47 15,24 17,05 30,52 31,50 27,14 27,00 XioPc 7,93 7,14 7,29 8,75 46,61 53,62 44,73 44,25 XUP e 2,38 2,17 2,31 2,36 21,80 21,50 18,90 20,91 x llPkn 32,59 30,49 31,88 36,71 36,63 37,70 30,31 34,35 Xu P c 16,88 14,95 15,19 18,72 52,50 58,92 48,91 48,90 Xl2Pg 6,03 5,52 6,00 6,00 19,21 20,00 20,00 18,35 Xi2Pkn 83,83 77,48 82,68 92,01 28,61 29,22 28,36 22,10 Xi2P c 43,22 38,22 39,74 46,68 44,20 51,42 46,23 39,50 n 94 94 93 92 94 94 93 92

n — liczebność gospodarstw w poszczególnych latach, Pg — produkcja globalna w jednostkach zbożowych, Pkn — produkcja końcowa netto w złotych, Pc — pro­

dukcja czysta w złotych.

M ateriał liczbowy zamieszczony w tej tabeli w ykazuje zm iany zacho­ dzące w w artościach poszczególnych cech. Zróżnicowanie przedstaw ionych wskaźników w y stęp u je we wszystkich badanych latach. T endencje w zro­ stow e m ają w skaźniki w ydajności pracy w yrażone produkcją globalną w jednostkach zbożowych, końcową netto i czystą (xb x 2, x3). Szczególnie

w yraźny w zrost w ydajności pracy uwidocznił się w ostatnim roku gospo­ darczym , na co m iało m. in. w pływ w prow adzenie od 1 lipca 1971 r. no­ w ych w arunków ekonom icznych dla PGR. T endencje w zrostow e w ykazały rów nież w skaźniki w yrażające w artość środków trw ały ch b ru tto przy p a­ d ających na 1 ha UR. Średnie w skazyw ały na większy udział budynków gospodarczych w środkach trw ałych, m niejszy zaś inw entarza m artw ego, g ru p y te m iały jednak podobne tendencje w zrostow e do środków trw ałych b ru tto ogółem. W yraźny w zrost technicznego uzbrojenia pracy, któ re na p rzestrzen i badanego okresu wzrosło o około 1/3 w stosunku do roku wyjściowego 1968/1969, bardzo w yraźnie uwidocznił się w roku gospodar­ czym 1971/1972, zarów no w budynkach gospodarczych jak i w inw entarzu żywym . Należy to przypisać oddaniu nowych inw estycji budow alnych (głównie obór) oraz w zrostow i uzbrojenia gospodarstw w m aszyny o w ięk­ szych g ab arytach (np. kom bajny Bizon). W badanym okresie w ystąpiło bardzo w yraźnie korzystne zjaw isko w zrostu produktyw ności środków trw ały ch , szczególnie w grupie inw entarza m artw ego.

W skaźniki zamieszczone w tabeli 2 w ykazują stosunkow o dużą zm ien­ ność. W spółczynniki zm ienności we w szystkich latach były wysokie i nie ulegały w ty m okresie zasadniczym zmianom. P rzedstaw iona zmienność badanych cech pozwoliła przy m etodzie korelacji i reg resji na badanie współzależności i związków zachodzących m iędzy rozpatryw an ym i w skaź­ nikam i.

WYPOSAŻENIE GOSPODARSTW W ŚRODKI TRWAŁE A WYDAJNOŚĆ PRACY

Badanie zależności m iędzy w yposażeniem gospodarstw w środki trw ałe w tys. zł/ha UR a w ydajnością pracy określoną różnym i kategoriam i pro d u k cji rozpoczęto od poszukiw ania związków m iędzy tym i w skaźni­ kami. Obliczone współczynniki korelacji prostej m iędzy badanym i cechami okazały się bardzo niskie i w większości nieistotne. Są więc podstaw y do w nioskow ania, że sam fak t w yposażenia w środki trw ałe nie w yjaśnia jeszcze uzyskiw anego poziomu w ydajności pracy. Inform acje te przyczy­ niły się do w łączenia dodatkow ej zm iennej w yrażającej produktyw ność środków trw ałych. Dla uzyskania inform acji o związkach zachodzących m iędzy tą cechą a w ydajnością pracy obliczono rów nież w spółczynniki korelacji prostej, które okazały się w większości istotne. K ieru jąc się w ystępującym i zw iązkam i m iędzy w ydajnością pracy a produktyw nością środków trw ałych, do dalszych badań w ykorzystano m etodę regresji pro ­ stej i w ielorakiej. W spółczynniki korelacji w ielorakiej m iędzy w ydajnością pracy a w yposażeniem w środki trw a łe b ru tto i ich produktyw nością, za­ m ieszczone w tabeli 3, w skazują na istotność związków m iędzy tym i cechami. Można więc śm iało powiedzieć, że w pływ środków trw ały ch na

w ydajność pracy jest niew ątpliw y, ale uw arunkow any efektam i zaanga­ żowania tych środków. Ścisłość związków m iędzy badanym i cecham i w zra­ sta w m iarę oczyszczania produkcji globalnej i jest ona najw yższa przy produkcji czystej, gdzie cechy w ykazują w zajem ne związki w granicach 90%. K ierując się siłą związków m iędzy tym i cecham i obliczono regresję w ieloraką prostoliniową. U zyskane fun k cje m ają podobny przebieg w e w szystkich kategoriach produkcji. W produkcji końcowej netto i czystej, reg resja w dużym stopniu w yjaśnia zależności m iędzy badanym i zm ien­ nym i, co potw ierdzają średnie błędy oceny. Najwyższe błędy oceny re g re ­ sji obserw uje się w produkcji globalnej w yrażonej w jednostkach zbożo­ wych, co w skazuje na stosunkow o duży w pływ innych czynników nie uw zględnionych w m odelu funkcji.

Tab. 3. Regresja i korelacja między wydajnością pracy tej, x 2, x3) a wyposażeniem w środki trwałe (x4) i ich wykorzystaniem (xl0)

Die Regression und Korrelation zwischen der Arbeitsleistung (x1} x 2, x3) und der Ausstattung mit Dauermitteln (x4), und der Ausnutzung derselben (xl0)

L ata W spółczynnik

gosp o- korelacji

d arcze w ielok rotn ej R

R egresja Średni

błąd oceny regresji X '=a+b4X 4 + b10Xi0, X '= a -f-b 10x l0

I. W ydajność pracy i produktyw ność środków trw ałych w yrażona balną w jedn. zbożow ych

produkcją glo-1968/69 0,507 1969/70 0,289 1970/71 0,576 1971/72 0,405 X ' = 138,63 +11,53x4 + 183,21X10 X '=303,16+98,16xi0 X '=128,66+ 1,97x4+200,62x10 X '=358,13 + 166,53xio 65,21 72,62 61,86 84,98 II. W ydajność pracy i produktyw ność środków trw ałych w yrażona produkcją k o ń ­

cow ą netto 1968/69 0,781 1969/70 0,760 1970/71 0,796 1971/72 0,678 x ' — 3,12+0,35x4+ 2 ,4 7 x iO X '= 3,08 + 0,34x4 + 2,61xi„ X '= -1 ,8 0 + 0 ,4 2 x 4 + 2 ,84xio X '= 19,67 + 0,32x4+2,86xio 9.25 10,18 9.26 13,37 III. W ydajność pracy i produktyw ność środków trw ałych w yrażona produkcją czystą

1968/69 0,897 1969/70 0,905 1970/71 0,915 1971/72 0,878 X '= -3 ,6 5 + 0,21x4+2,97xio X ' = —4,69 + 0,20x4 + 3,21xm X ' — - 6 , 2 9 + 0,2 4 x 4+3,37xjo X '= - 6,48+ 0,25x4 +4,24xm 5,49 5,96 4,90 8,94

Z opracow anych funkcji wynika, że cząstkowe w spółczynniki reg resji bI0, mówiące, o ile w zrasta wydajność pracy, gdy produktyw ność środków trw ałych w zrośnie o jednostkę, przy jednoczesnym uw zględnieniu w p ły ­ w u w yposażenia w te środki, są znacznie wyższe od w spółczynników b4, m ówiących o wielkości w pływ u tego wyposażenia na w ydajność pracy. Szczególnie uw idacznia się to przy produkcji globalnej, gdzie w spom niane w spółczynniki różnią się m iędzy sobą najbardziej. Potw ierdza to większą zależność w ydajności pracy od produktyw ności środków trw ały ch niż samego wyposażenia.

A naliza związków m iędzy w ydajnością pracy a wyposażeniem w b u ­ dynki gospodarcze, jako jedn ym z głów nych składników środków trw ałych, w y kazuje m niejszą ścisłość ty ch zw iązków od om aw ianych przy środkach trw ały ch b ru tto ogółem. W spółczynniki korelacji w ielokrotnej (tab. 4) w ykazują w zrost w poszczególnych kategoriach produkcji, podobnie jak poprzednio. Zróżnicow anie fu n k cji w ystąpiło tylko p rzy w skaźniku w y ra ­ żonym p ro d u kcją globalną, a p rzy w yrażeniu in ny m i kategoriam i p ro ­ d ukcji w e w szystkich latach fu n k cje m ają postać krzyw olniow ą, p rzy czym

krzyw oliniow ość n a jw y raźn iej w ystąpiła m iędzy w ydajnością pracy

a w skaźnikiem w yposażenia gospodarstw w b udynki gospodarcze. Można powiedzieć, że re g re sja krzyw oliniow a w e w spom nianych kategoriach p rodukcji w dużym stopniu w yjaśn ia c h a ra k te r związków m iędzy b ada­ nym i cecham i i w skazu je na ograniczone możliwości oddziaływ ania b u ­ dynków na w ydajność pracy, co m a związek z bardziej pracochłonną pro­ dukcją zwierzęcą, gdyż ten dział produkcji, jak dotychczas, jest w m niej­ szym stopniu zm echanizow any niż pro du kcja roślinna.

Tab. 4. Regresja i korelacja między wydajnością pracy (x1( x 2, x 3) a wyposażeniem w budynki gospodarcze [w tys. zł/ha UR (x5)] i ich wykorzystaniem (xu) Die Regression und Korrelation zw ischen der A rbeitsleistung (x1; x 2, x3) un,d der Ausstattung mit W irtschaftsgebäuden (in Tausenden Zlotys) pro 1 ha vom Nutzbo­

den (x5) und der Ausnutzung der Gebäuden (xn)

Lata W spółczynnik Begresia

gospo- korelacji

darcze w ielokrotnej R X '= a + b 5x5X '= a + b5x 5 - c 5x 52 +'bux n + b n x u, X '^ a + b n X n błąd oceny regresji I. W ydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją glo­

balną w jedn. zbożowych

1968/69 0,349 1969/70 0,289 1970/71 0,427 1971/72 0,2h1 X '= 142,85 + 11,lilx5-0 ,1 5 4 x 52+45,69xlt 71,30 X '= 224,68+ 3,22x5+47,84xu 73,83 X '= 71,87 + 14,99x5-0,206x52 + 63,94x11 66,65 X '= -2 7,61 + 29,97xn 90,82

II. W ydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją koń­ cową netto 1968/69 0,729 1969/70 0,705 1970/71 0,773 1971/72 0,609 X '= -9 ,1 9 + 2 ,23 x 5 -0 ,028x52+0,93x11 10,19 X '— - 1 ,3 0 +2,44x5-0 ,0 3 0 x 52 + l,04xn 11,16 X '= —18,44+2,56xs—0,028x52 + l,18xu 10,47 X '= + 8 ,6 8 + 2 ,30x5-0,029x52+ l,0 7 x n 14,51 III. W ydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją czystą

1968/69 0,867 1969/70 0,869 1970/71 0,885 1971/72 0,832 X '= —!l4,29 + l,56x5—0,019x52 + l,19x11 6,36 X '— -1 5 ,0 5 + l,38x5-0 ,0 1 5 x 52+ l,35xu 6,99 X /= -1 5 ,6 8 + l,35x5-0 ,0 1 4 x 52 + l,47xu 5,79 X '= -1 8 ,2 3 + l,69x5-0 ,0 2 0 x 52 + l,69x11 10,41 1 W spółczynnik korelacji prostej między x : i xn.

Oprócz dotychczas om aw ianych środków trw ały ch badano rów nież zw iązki m iędzy w ydajnością p racy a inw en tarzem m artw ym , k tó ry jest g ru p ą środków trw ały c h oddziałującą bezpośrednio n a przebieg p racy i jej

w ydajność. Na podstaw ie obliczeń stw ierdzono niskie związki m iędzy tym i zm iennym i, a w spółczynniki reg resji w ielokrotnej okazały się zupełnie nieistotne. Istotna siła związków m iędzy w ydajnością pracy a p ro d u k ty w ­ nością tej g ru p y środków przyczyniła się do obliczenia dla tych zm ien­ nych reg resji prostej (tab. 5). W spółczynniki tej reg resji okazały się w e w szystkich przypadków istotne, a średnie błędy oceny reg resji w skazy­ w ały n a stosunkow o wysoki stopień w yjaśnienia ty ch zależności. Z obser­ w acji związków m iędzy inw entarzem m artw ym a w ydajnością pracy m ożna wnioskować, że w poszczególnych gospodarstw ach następow ał n ie ­ proporcjonalny przyrost inw en tarza m artw ego do uzyskiw anej w y d a j­ ności pracy. W ydajność pracy w zrastała natom iast w raz z ich p ro d u k ty w ­ nością, co w skazyw ało na potrzebę racjonalnej gospodarki środkam i trw a ­ łymi. Z przedstaw ionych badań w ynika, że nie m ożna przyjąć w skaźnika wartościow ego ujęcia środków trw ałych w przeliczeniu na 1 ha UR, jako w skaźnika w yjaśniającego w w iększym stopniu poziom w ydajności pracy w państw ow ych gospodarstw ach rolnych. W ydaje się, że bardziej ad e­ k w atn y będzie w skaźnik u zbrojenia pracy w środki trw ałe, czyli środki trw ałe w przeliczeniu na 1 pełnozatrudnionego, czemu poświęcono n a ­ stępny rozdział niniejszej pracy.

Tab. 5. Regresja prosta i korelacja między wydajnością pracy (x1; x 2, x 3) a produk­ tywnością inwentarza m artwego (xi2)

Die einfache Regression und Korrelation zwischen der A rbeitsleistung (xi, x 2, x 8) und der Produktivität des toten Inventars (x12)

Lata W spółczynnik Regresja Średni

gospo- korelacji prostej ...

darcze <r X — a + b12x12

błąd oceny regresji I. W ydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją

glo-balną w jedn. zbożowych

1968/69 0,580 X '=371,75 + 37,12xi2 60,65

1969/70 0,623 X ' = 358,98+42,34x12 59,21

1970/71 0,709 X '=396,77+42,55x12 65,52

1971/72 0,542 X '= 506,06+45,60x12 61,01

II. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją koń-cową netto

1968/69 0,772 X'=56,07 + 0,47x12 9,26

1969/70 0,794 X ' = 55,59+ 0,54x12 9,37

1970/71 0,860 X '=59,98+0,55x12 9,16

1971/72 0,688 X'=83,53 + 0,60x12 10,94

III. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją czystą

1968/69 0,894 X ' = 28,64 + 0,57x12 5,47

1969/70 0,924 X '=26,56+0,65x12 5,28

1970/71 0,952 X '=28,23+0,62x12 5,67

UZBROJENIE PRACY W ŚRODKI TRWAŁE A JEJ WYDAJNOŚĆ

Stosunkow o niska siła związków, jaka w ystąpiła przy badaniu zależ­ ności m iędzy w artością środków trw ały ch na 1 ha UR a w ydajnością pracy, w skazuje na konieczność w prow adzenia innego w skaźnika w yraża­ jącego w yposażenie gospodarstw w środki trw ałe. P rz y ję to więc wskaźnik bezpośrednio w iążący się z pracą, czyli w skaźnik uzbrojenia pracy żywej w środki trw ałe. W yrażono go w tysiącach złotych środków trw ały ch na 1 pełnozatrudnionego.

W spółczynniki korelacji p rostej (r) m iędzy uzbrojeniem pracy w om a­ w iane środki p ro d uk cji i jej w ydajnością są w większości istotne. Isto t­ ność ta szczególnie uw idacznia się przy w yrażan iu w ydajności p racy p ro ­ dukcją globalną w jed no stkach zbożowych (xi), co świadczy o istnieniu związków m iędzy ty m i cecham i, a wyższe w spółczynniki korelacji prostej w skazują n a w iększe pow iązanie m iędzy ty m i w skaźnikam i w stosunku do ro zp atry w an ych w poprzednim rozdziale. N ależy spodziewać się, że użycie w skaźników uzbro jenia pracy w środki trw a łe będzie bardziej od poprzednich p rzy d atn e do w y jaśnien ia zależności m iędzy w ydajnością pracy a środkam i trw ałym i.

Na podstaw ie obliczonych w spółczynników korelacji cząsteczkow ej za­ obserw ow ano, że zależność m iędzy uzbrojeniem p racy a jej w ydajnością

Tab. 6. Regresja i korelacja między wydajnością pracy (xj, x 2, x 3) a uzbrojeniem pracy w środki trw ałe brutto ogółem (x7) i ich produktywnością (xl0)

Die Regression und Korrelation zwischen der A rbeitsleistung (x1; x 2, x 3) und der Ausrüstung der Arbeit m it Dauermitteln, brutto gesamt (x7) und der Produktivität

derselben (xl0) Lata W spółczynnik gospo- korelacji darcze wielokrotnej R Regresja Średni X a+ib7x 7 c7x 72+ b10x 1() regresji I. W ydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją glo­

balną w jedn. zbożowych

1968/69 0,985 1969/70 0,831 1970/71 0,966 1971/72 0,964 X ' = - 655,41+2,37x7-0 ,0 0 1 x 72 + 370,40xlo 13,01 X '= -434,70 + l,82x7—0,001x72 +295,73x10 13,65 X ' = -521,34 + 1,95x7-0 ,0 0 1 x 72 +337,87x10 19,18 X ' = - 5 9 2 ,7 5 + l,42x7-0,0003x72+470,34x10 25,42 II. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją koń­

cową netto 1968/69 0,980 1969/70 0,954 1970/71 0,978 1971/72 0,938 X ' = - 8 2 ,5 2 +0,31x7-0,0002x72 +3,49x10 2,93 X ' = - 8 7 ,7 1 +0,32x7-0,0002x72 +3,69x10 4,74 X '= — 93,83+0,33x7-0,0002x72 +3,82x10 3,21 X /== —97,47 + 0,24x7—0,00004x72+4,72x10 6,33 III. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją czystą

1968/69 0,970 1969/70 0,967 1970/71 0,976 1971/72 0,943 X ' = —45,95+0,18x7—0,0001x72 + 3,51x10 3,04 X ' = —49,07 + 0,18x7—0,0001x72 + 3,79x10 3,58 X ' = - 5 1 , 5 1 + 0 ,18X7-O,OOOIX72 + 3,96x10 2,72 X '= —58,55+0,15x7—0,00007x72+ 4,99x10 6,22

ma c h a ra k te r krzyw oliniow y. Zaobserwowano, iż zjaw isko krzyw oliniow o- ści tego związku uw y d atn ia się w m iarę oczyszczania produkcji globalnej. Zależność krzyw olinow a w ystępująca m iędzy tym i cecham i w skazuje, że w m iarę w zrostu technicznego uzbrojenia krańcow e p rzyrosty w ydajności pracy m aleją, co m a związek z ekonomiczną efektyw nością w zrostu w ypo­ sażenia gospodarstw w środki trw ałe. Zachodzi więc konieczność, podobnie jak poprzednio, włączenia do przyjętego m odelu produktyw ności środków trw ały ch jako dodatkow ej zm iennej. W prow adzenie tej zm iennej zdecydo­ w anie popraw iło ścisłość związków m iędzy w ydajnością pracy, a technicz­ nym uzbrojeniem i efektyw nością środków trw ałych. P o tw ierd zają to w spółczynniki korelacji w ielokrotnej podane w tabelach 6, 7 i 8. M ożna więc wnioskować, że w pływ uzbrojenia pracy w środki trw ałe na jej w ydajność uzależniony jest w dużym stopniu od efektyw nego w ykorzy­ stania tych środków.

Tab. 7. Regresja i korelacja między wydajnością pracy (x1; x2, x3) a uzbrojeniem pracy w budynki gospodarskie (x8) i ich produktywnością (x:i)

Die Regression und Korrelation zwischen der Arbeitsleistung (x1( x 2, x3) und der Ausrüstung der Arbeit mit den Wirtschaftsgebäuden (xg) und der Produktivität

derselben (xu) Lata Współczynnik gospo- korelacji darcze wielokrotnej R Regresja Średni X '= a + b8x 8—c8x82+ bu xu błąd oceny _regresji I. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją glo­

balną w jedn. zbożowych 1968/69 1969/70 1970/71 1971/72 0,921 0,918 0,956 0,746 X' = - 606,52+4,89x8-0 ,0 0 7 x 82+ 157,15xu X '= — 530,07+4,03x8—0,005x82+il61,87x11 X '= - 591,47 +4,47x8-0 ,0 0 6 x 82+ 167,34xn X '= -280,89 +2,25x8—0,002x82 + 156,92x11 29,64 30,77 21,57 63,26 II. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją koń­

cową netto 1968/69 1960/70 1970/71 1971/72 0,949 0,928 0,970 0,807 X '= —75,77+0,65x8—0,001x82 + l,4 7 x u X '= —83,25+0,64x8—0,0009x82+ l,6 7 x n X '= -1 0 2 ,5 0 + 0 ,75x8-0 ,0 0 1 x 82 + l,8 4 x n X '= -57,50 +0,41x8-0,0004x82+ l,7 2 x n 4,69 6,58 3,76 10,81 III. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją czystą

1968/69 1969/70 1970/71 1971/72 0,944 0,936 0,957 0,891 X '= -42,53 +0,37x8-0,0006x82+;l,48xil X '= -3 9 ,4 6 +0,30x8-0,0004x82+ l,66xn X ' = -4 8 ,6 5 + 0 ,38x8-0,0006x82+ l,7 5 x n X ' = —43,88+0,26x8—0,0003xB2+2,10x11 3,04 4,99 3,62 8,53

Po uw zględnieniu w spom nianej zależności krzyw oliniow ej i obydw u zm iennych niezależnych zastosowano funk cję w ielokrotną krzyw oliniow ą. Obliczone fun kcje dla poszczególnych lat i różnie w yrażonej w ydajności pracy przedstaw iono w tabelach 6, 7 i 8. Cząstkowe w spółczynniki reg re sji opracow anych fu n k cji są we w szystkich przypadkach istotne przy praw d o­ podobieństw ie 0,99. Średnie błędy reg resji okazały się stosunkow o m ałe.

W skazuje to na w ysoki stopień w yjaśnienia w ydajności pracy przez uw zględnione w m odelu zm ienne. Najw yższe średnie błędy oceny obser­ w uje się p rzy zależnościach m iędzy w ydajnością pracy a wyposażeniem w b udy n k i gospodarcze. W ielkości średnich błędów oceny reg resji m aleją w k ieru n k u pro d uk cji czystej, co w skazuje na zm niejszający się wpływ oddziaływ ania innych czynników nie objętych badaniam i.

Tab. 8. Regresja i korelacja między wydajnością pracy (x*, x 2, x3) a uzbrojeniem pracy w inwentarz m artwy (x9) i jego produktywnością (x12)

Die Regression und Korrelation zwischen der Arbeitsleistung (x1; x 2, x 3) und der Ausrüstung der Arbeit mit dem toten Inventar (x9) und der Produktivität dessel­

ben (xl2) Lata ч gospo­ darcze w I. Wydajność balną w je« 1968/69 1969/70 1970/71 1971/72 II. Wydajność cową netto 1968/69 vVspółczynni' korelacji wielokrotnej pracy i prc dn. zbożowy 0,989 0,973 0,978 0,988 pracy i prc 0,986 к R >duktywnoś( ch X ' = - X ' = - x ' = — x ' = — iduktywnoś( X ' = -Regresja X '= a + b9x 9—c9x92+ b12x 12

5 środków trwałych wyrażona pro 746,91 + 16,38x9~ 0,08x92 + 66,19x12 496,94+ 8,60x9-0 ,0 2 x 92 + 70,28x12 599,72 + 12,22x9- 0 ,0 4 x 92 + 63,93x12 891,87 + 13,02x9-0 ,0 3 x 92 + 92,l l x 12 : środków trwałych wyrażona pro<

128,56+ 2,94x9-0 ,0 2 x 92 + 0,67x12 Średni błąd oceny regresji dukcją glo-11,38 17,98 15,43 14,81 iukcją koń- 2,51 1969/70 0,970 x ' = -- 74,58 + 1,35x9 - 0,004x92 + 0,6 9 x 12 3,83 1970/71 0,986 x'== --100,74 +2,02x9— 0,008x92+ 0 ,6 8 x 12 2,53 1971/72 0,963 x ' = --140,7 6 + 2 ,0 9x9- 0 , 0 0 6x92+ 0 ,9 2x i2 4,95 III. Wydajność pracy i produktywność środków trwałych wyrażona produkcją czystą

1968/69 0,970 x ' = —69,04 + l,6 4 x 9- 0,0 0 9 x 92+ 0 ,6 7x i2 3,00

1969/70 0,979 x ' = —35,37 + 0 ,5 6x9—0,001x92+ 0 ,7 3x12 2,90

1970/71 0,987 x ' = —67,41 + 1 ,42x9 - 0,00 6 x 92+ 0,72x12 1,97

1971/72 0,958 _{x '= —}81,15 + 1,24x9—0,004x92+ 0 ,9 6 x i2 5,40

Na podstaw ie opracow anych reg re sji dokonano graficznej analizy w y­ branych funkcji. Ze w zględu na ich liczebność oraz stosunkow o duże po­ dobieństw o, analizę graficzną przedstaw iono tylko dla fu nkcji środków trw ały c h b ru tto ogółem w ostatnim roku gospodarczym (ryc. 1, 2, 3).

Z przedstaw ionych w ykresów i danych zam ieszczonych w tabelach 6, 7 i 8 w ynika, że n ajw y raźn iej krzyw oliniow ość w ystąpiła przy w ydajności pracy określonej pro d u k cją czystą (ryc. 3), a m niej w yraźnie przy określe­ niu pro d u k cją globalną w jednostkach zbożowych (ryc. 1).

G raficzna analiza fu n k cji w skazuje, że na sk u tek w zrostu w ykorzy­ stania środków trw ały c h cząstkow a reg re sja parabaliczna m iędzy w yd aj­ nością pracy a jej u zbrojeniem w środki trw ałe przebiega coraz wyżej. Z tego w ynika, że w pływ u zb ro jenia pracy n a jej w ydajność jest n iew ą t­ pliw y, ale w pow ażnym stopniu uzależniony od efektyw ności w ykorzy­ stania ty ch środków. N ajw iększy k ą t nachylenia płaszczyzny w ydajności pracy do płaszczyzny czynników {podstawy fig u r n a w ykresach) w ystąpił

po p rzek ątn ej płaszczyny w ydajności pracy. Można więc powiedzieć, że układ czynników znajdujących się na przek ątnej płaszczyzn jest n a jb a r­ dziej efektyw nym i stym ulującym w ydajność pracy. Oznacza to, że w zrost

Ryc. 1. Graficzna analiza regresji między wydajnością pracy wyrażoną produkcją globalną w jednostkach zbożowych (x^ a uzbrojeniem pracy (x7) i ich produk­

tywnością (x10)

Die graphische Analyse der Regression zwischen der Getreideeinheiten von der Globalproduktion gem essenen Arbeitsleistung i(xi) und der Arbeitsausrüstung (x7)

sow ie ihrer Produktivität

Ryc. 2. Graficzna analiza regresji między wydajnością pracy wyrażoną produkcją końcową netto w tysiącach złotych (x2) a uzbrojeniem pracy w środki trw ałe (x7)

i ich produktywnością (x10)

Die graphische Analyse der Regression zwischen der in Tausenden Zlotys von der finalen Nettoproduktion gerechneten Arbeitsleistung (x2) und der Anbsitsausrüstung

Ryc. 3. Graficzna analiza regresji między wydajnością pracy wyrażoną produkcją czystą w tysiącach złotych (x3) a uzbrojeniem pracy w środki trw ałe (x7) i ich

produktywnością (x10)

Die graphische Analyse der Regression zw ischen der in Tausenden Zlotys von der Nettoproduktion gerechneten A rbeitsleistung (x3) und der Arbeitsausrüstung mit

Dauer m itteln (x7) sowie ihrer Produktivität

u zbrojenia p racy w inien iść w parze z produktyw nością środków trw ałych, co pozwoli u trzy m ać n ajb ard ziej dynam iczny w zrost jej w ydajności.

P ierw sze pochodne w szystkich fu n k cji zam ieszczonych w tabelach 6, 7 i 8 w ykazują, że ek strem a tych fu n k cji z n ajd u ją się poza m ożliwościami techniczno-ekonom icznym i na obecnym etapie rozw oju państw ow ych gopodarstw rolnych. P rzykładow o dla środków trw ały ch b ru tto ek strem um fun k cji w y stęp u je dopiero w granicach 770 tys. do 2 900 tys. zł ( w o stat­ nim roku gospodarczym ) na 1 pełnozatrudnionego w zależności od k a te ­ gorii produkcji, w jak iej w yrażona jest w ydajność pracy. W artości te k ilk ak ro tnie w y k raczają poza obszar zm ienności analizow anych danych, k tó re zaw arte są w przedziale od 229 do 838 tys. zł n a pełnozatrudnionego. Z tego w ynika, że obecne w yposażenie państw ow ych gospodarstw rolnych leży jeszcze daleko przed ek strem aln ym i w artościam i funkcji. Istnieją zatem przesłan k i do stw ierdzenia, że w zrost w yposażenia w środki trw ałe m a obcenie i będzie m iał w przyszłości duży w pływ na w zrost w ydajności pracy w rolnictw ie. W zrost w ydajności p racy przy nie zm ieniającym się zasobie użytków rolniczych, będzie powodow ał w zrost produktyw ności ziem i i w zrost w olum enu pro du kcji rolniczej. Chodzi jednak o to, aby w ydajność p racy w zrastała szybciej niż następow ać będzie zm niejszanie się ludności zawodowo czynnej w rolnictw ie.

UWAGI I WNIOSKI

1. Stw ierdzono stosunkow o luźne zw iązki m iędzy w ydajnością pracy

a w yposażeniem gospodarstw w środki trw ałe, w yrażonym w artościow o na 1 ha użytków rolnych. Oznacza to, że w tak im ujęciu w skaźnik w y­

posażenia gospodarstw w środki trw ałe nie w yjaśnia w ydajności pracy żyw ej, gdyż jest ona zależna od stopnia zm echanizowania poszczególnych procesów pracy i w ykorzystania posiadanych technicznych środków p ro ­ dukcji.

2. Z p u n k tu widzenia wydajności pracy żywej, bardziej adekw atny okazał się w skaźnik uzbrojenia pracy w środki trw ałe, w yrażony w a rto ­ ściowo na 1 pełnozatrudnionego.

3. W ykazano, że w ydajność pracy żyw ej była w dużym stopniu uza­ leżniona od produktyw ności środków trw ałych. Oznacza to, że sam fak t posiadania środków trw ały ch nie jest czynnikiem dynam izującym w y d a j­ ność pracy, lecz czynnikiem takim stanie się wówczas, gdy środki trw ałe będą efektyw nie w ykorzystane.

4. W łączenie do m odelu uzbrojenia pracy w środki trw a łe i ich pro ­ duktyw ności w yjaśniło w ydajność pracy w badanych gospodarstw ach w około 90%. Można więc przyjąć, że w ydajność pracy była fu nkcją jej uzbrojenia i produktyw nego w ykorzystania środków trw ałych.

5. M iędzy uzbrojeniem pracy w środki trw ałe a jej w ydajnością stw ie r­ dzono w ystępow anie zależności krzyw oliniow ej kształtu parabolicznego. Nie oznacza to jednak, że zm niejszanie się krańcow ych przyrostów w y d a j­ ności pracy na sk u tek w zrostu jej uzbrojenia było tak duże, że należy się liczyć z ty m zjaw iskiem na obecnym etapie rozw oju PGR. E kstrem alne w artości fu n k cji znacznie w ykraczały poza obszar badanej zm ienności i w ystępow ały przy 770—2 900 tys. zł środków trw ały ch n a p ełn o zatru d ­ nionego. Są to w artości w ykraczające poza możliwości techniczno-ekono­ m iczne na obecnym etapie rozw oju rolnictw a w Polsce.

BIBLIOGRAFIA

1. A d a m o w s k i Z . : Ekonomika i organizacja przedsiębiorstw rolniczych, Lublin 1968.

2. A n d r e a e B.: Sposoby prowadzenia gospodarstw rolniczych, PWRiL, Warszawa 1.966.

3. B l o h m G.: Ekonomika i organizacja gospodarstw rolniczych, PWRiL, Warszawa 1961

4. G ł o w a c k i K.: Główne kierunki rozw oju państwowych gospodarstw rolnych, „Nowe Rolnictwo”, 1973, nr 9.

5. H e a d y E. O., J e n s e n H. R.: Ekonomiczne zasady zarządzania gospodarstwem rolniczym, PWRiL, Warszawa 1965.

6. H e r e r W.: Procesy wzrostu w rolnictwie, PWE, Warszawa 1970.

7. J e l e ń s k i E., N a ł ę c z Z. J.: Rozwój pań stw ow ych gospodarstw rolnych w la­ tach 1951—1972, Studia i Materiały, z. 400, IER, Warszawa 1973.

8. K i e r u l Z.: Ekonomika i organizacja gospodarstw rolniczych, PWRiL, Warsza­ wa 1973.

9. M a n t e u f f e l R.: Problemy określania wydajności pracy w rolnictwie, „Ekono­ m ista”, 1955, nr 2.

10. M a n t e u f f e l R.: Wydajność pracy w rolnictwie, „Zagadnienia Ekonomiki R olnej”, 1959, nr 6.

1 1. M a n t e u f f e l R.: Ekonomika i organizacja pracy w y kon aw cze j w rolnictwie, PWRiL, Warszawa 1971.

12. M a r s z a ł к o w i с z Т.: Metody statystyczne w badaniach ekonomiczno-rol­ niczych, PWN, Warszawa 1972.

13. P i e t r a s z e w s k i A.: Czynniki kształtujące wysokość środków trwałych w pań stw ow ych gospodarstwach rolnych, „Roczniki Nauk Rolniczych”, t. 78, seria G, z. 2, 1966.

14. P ł u d o w s k i H.: Wydajność pracy a produktyw ność ziemi w warunkach pań stw ow ych gospodarstw rolnych, Ann. Univ. Mariae Curie-Skłodowska, sectio E, vol. X X V III/X X IX .

15. P ł u d o w s k i H.: Wydajność pracy a wyniki ekonomiczne w p a ń stw o w y m przedsiębiorstw ie rolniczym, „Roczniki Nauk Rolniczych”, t. 80, seria G, z. 3. 16'. P ł u d o w s k i H.: Kierunki badań i rozw oju nauki o organizacji pracy w rol­

nictwie. Referat powielony w PAN, W arszawa 1973.

17. P ł u d o w s k i H.: Zagadnienie zależności krzywoliniowych w badaniach rol­ niczych, „Hodowla Roślin i N asiennictw o”, 1972, nr 2.

18. R y c h l i k Т.: S y s te m y ekonomiczne państw ow ych gospodarstw rolnych, „Zagadnienia Ekonomiki R olnej”, 1969, nr 4.

19. R y c h l i k Т.: Drogi intensyfikacji produkcji rolniczej i podniesienia w y d a j ­ ności pracy w rolnictwie, „Ekonomika Rolnictwa i Polityka Rolna”,1962, t. 1. 20. S z u l c B.: S ta ty s ty k a dla ekonomistów, PWE, Warszawa 1967.

21. T o m c z a k F.: Ekonomika rolnictwa, Warszawa 1969.

22. W e i n s c h e n c Ł : O ptym alna organizacja gospodarstwa rolniczgo, PWRiL, Warszawa 1967.

23. W y d e r k o A.: Zatrudnienie w rolnictwie w świetle NSP i ankiety IER, „Zagad­ nienia Ekonomiki R olnej”, 1973, nr 2.

24. Wskaźn iki ekonomiczne 100 PGR 1968/1969, praca zbiorowa pod kier. E. Jeleń- skiego, Studia i Materiały, z. 249, IER, Warszawa 1970.

25. Ibid., z. 300. 26. Ibid., z. 340. 27. Ibid., z. 370. Р Е З Ю М Е Изучалась зависимость меж ду производительностью труда и оснащением госхозов основными средствами. Основой для исследований послужили данные, собранные в 1968/69—1971/72 гг. в ста госхозах. При помощи методов корреляции и регрессии изучались взаимосвязи меж ду капиталовложениями в основные средства производства брутто в тыс. зл/ 1 га сельскохозяйственных угодий, т ех­ ническим вооружением труда этими средствами в тыс. зл,/1 га полностью заня­ того и производительностью труда в трех категориях продукции: валовой, в зер ­ новых единицах, финальной, нетто и чистой, в тыс. зл/ 1 га полностью занятого. Установлена меньшая зависимость меж ду производительностью труда и ос­ новными средствами, пересчитанными на 1 га сельскохозяйственных угодий, чем на 1 га полностью занятого работника. Включение добавочной величины продуктивности основных средств значительно улучшило силу связи меж ду изучаемыми признаками, что свидетельствует о необходимости рационального использования основных средств производства. Множественная прямолинейная

регрессия чаще всего выражала функции, объясняющие производительность труда основными средствами и их продуктивностью, а множественная криво­ линейная регрессия выражала функции, объясняющие эту производительность оснащением труда основными средствами. Однако крайние приросты произво­ дительности труда по мере роста его оснащения уменьшались медленно, а экс­ тремальные значения функции находились вне изучаемой области изменчи­ вости. Отсюда следует вывод, что на современном этапе развития госхозов уве­ личение производительности труда зависит от роста его технического оснащения и эффективного использования основных средств. Z U S A M M E N F A S S U N G

In der Bearbeitung werden die Zusammenhänge zwischen der Ausstattung von Dauermitteln und der Arbeitsleistung in Staatlichen Gütern untersucht. Die Untersuchungen igründen sich auf die Materialien von den 100 Staatlichen Gütern, die von Institut der Agrarökonomie in den Wirtschaftsjahren 1968/69—1971/72 unter­ sucht worden sind.

Mit der Korrelations- und Regresisionsmeithoden wurden die gegenseitigen Abhängigkeiten zwischen der Rohausstattung von Dauermitteln in Tausenden zł/l ha von Nutzboden sowie der Ausrüstung der Arbeit von solchen Mitteln in Tausenden zł/l voll Beschäftigte und die Arbeitsleistung in drei Produktionskate­ gorien: der globalen in Getreideeinheiten, der finalen netto und der reinen Pro­ duktion in Tausenden zł/l voll Beschäftigte, untersucht.

Man hat festgestellt, dass ein geringer Zusammenhang der Arbeitsleistung mit den für 1 ha von Nutzboden gerechneten Dauermitteln, als mit denen für 1 voll Beschäftigten, besteht. Die Aufnahme der Zuschlagsvariable — der Produktivität der Dauerm ittel — hat beträchtlich die Wirkung des Zusammenhangs zwischen den untersuchten Merkmalen verbessert, was auf die N otwendigkeit der rationellen Ausnutzung der Dauermittel hinweist. Die Funktionen, die die Arbeitsleistung m it den Dauerm itteln und ihrer Produktivität erklären, kamen meistens mit der vielfachen Regression von gerader Linie zum Ausdruck, die Funktonen dagegen, die diese Leistung mit der Ausrüstung der Arbeit von Dauerm itteln und ihrer Produktivität erklären, hatten die Form der vielfachen Regression von Krummlinie. Die äussersten Zunahme von Arbeitsleistung verringerten jedoch gemächlich der Sterigerung seiner Ausrüstung gem äss, und die Extrem werte von der Funktionen fanden sich ausser dem untersuchten Variabilitätsbereich. Daraus geht es hervor, dass auf der gegen­ wärtigen Entwicklungsstufe der Staatlichen Gütern ist die Zunahme von A rbeits­ leistung in einem beträchtlichen Grade von der Steigerung ihr'er Ausrüstung und