—•— Фактична урожайність


Повернутися на початок книги
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 
15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 
30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 
45 46 47 

Загрузка...

■Вирівняний динамічний ряд, який відображає короткострокову цикпічність

*Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову циклічність Парабодічний тренд

62

Рис.2.1. Динаміка урожайності зернових у цілому по Україні

Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

На рис. 2.1 досить чітко видно, що фактична урожайність з певною періодичністю знаходиться то вище, то нижче встанов-леної лінії тренда. Це дозволяє зробити припущення про на-явність циклічної компоненти в її динаміці. Вирівнювання ди-намічного ряду урожайності за допомогою розробленої нами функції дозволило підтвердити дану тезу. Математичною оброб-кою даних динамічного ряду було встановлено таку функцію:

У = -0,0182Х2 + 1,0287Х + 12,699 –

0,066(Х + 15,374)sin(22,301(Х – 4,358)) +

0,063(Х + 13,499)sin(90,662(х + 0,401)).     (2.2)

Функція 2.2 складається з трьох частин: параболічного трен-да та двох гармонік, які відображають два типи гармонічних коливань, властивих динаміці зернових культур в Україні. Пер-ша гармоніка [-0,066(Х + 15,374)sin(22.301(Х – 4,358))] свідчить про наявність середньострокових циклічних коливань урожай-ності зернових з тривалістю циклу 16,1 року (360 : 22,301). Уведення цієї гармоніки до трендової функції дозволило змен-шити середньоквадратичне відхилення фактичних рівнів уро-жайності від розрахункових до 2,8 ц/га і коефіцієнт залишко-вої варіації до 11,8%.

Графічне зображення цього типу коливань і параметри функції 2.2 свідчать про те, що середньострокові циклічні ко-ливання урожайності зернових культур мають тенденцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду макси-мальний рівень таких циклічних відхилень складав близько 1 ц [0,066(1 + 15,374)], то в кінці досліджуваного періоду він зріс майже до 4 ц [0,066(45 + 15,374).

Друга гармоніка функції 2.2 свідчить про наявність у ди-наміці урожайності зернових культур в Україні короткостроко-вих циклічних коливань з тривалістю циклу близько чотирьох років (360 : 90,662). Даний висновок підтверджують і попередні наші дослідження [228, 242]. Урахування в трендовій функції короткострокових циклічних коливань зменшило середньок-вадратичне відхилення фактичних рівнів урожайності від роз-рахункових до 2,2 ц і коефіцієнт залишкової варіації до 9,3 %.Економічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

Короткострокові циклічні коливання також мають тенден-цію до зростання від 1 ц [0,063Ч(1 + 13,499)] на початку дослід-жуваного періоду до 4 ц [0,063Ч(45 + 13,449)] у кінці.

Циклічні коливання урожайності зернових культур значною мірою формують тенденції зміни їх валових зборів.

Поряд із зерновим виробництвом важливе значення для економіки сільськогосподарських підприємств, для задоволен-ня потреб населення в продуктах харчування та для формуван-ня експортного потенціалу країни має виробництво соняшни-ку. Тому дуже важливо визначити тенденції зміни урожайності цієї культури.

Загальну тенденцію зміни урожайності соняшнику в Ук-раїні за 1958-2003 рр. відображає така парабола другого поряд-ку (рис. 2.2):

У = - 0,0092Х2 + 0,365Х +12,167,  (2.3)

де У – урожайність соняшнику, ц/га;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Наведене рівняння свідчить, що урожайність соняшнику в досліджуваному періоді мала тенденцію до зростання, але темп зростання поступово уповільнювався, з кінця 70-х років уро-жайність набула тенденції до зниження.

На рис. 2.2 досить виразно видно наявність у динаміці уро-жайності соняшнику короткострокових і середньострокових циклічних коливань, які відображаються такою функцією:

У = - 0,0092Х2 + 0,365Х +12,167 –

0,022(Х+53,491)sin(20,444(Х + 0,471)) +

0,0007(х + 1319,542)sin(164,313(Х – 0,165)).         (2.4)

Параметри першої гармоніки свідчать про наявність серед-ньострокової циклічності в динаміці урожайності соняшнику в цілому по Україні з тривалістю циклу 17,6 року (360 : 20,444). Включення цієї гармоніки до трендової функції підви-щило надійність апроксимації, оскільки зросло значення коеф-іцієнта детермінації та зменшилися середньоквадратичне відхи-лення фактичних значень урожайності від розрахункових іРозділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

20

15

10

5 -

0

 

тТ2     

К = 0,70

1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003

Роки