Економічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві


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...

 

200

180

160

140

120

100

80

60

40

20

0

 

R2 =

Узал =

+ 0,383fx +

y = -0,1634x + 137,86

73,179)sin(8,213(x -12,399)) 0,408(x 4 4,329'sin(21,936(x -0,666))

2

Узал

= 0,04

K = 0,946;

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Роки

—♦— Фактичні індекси валової продукції сільського госпздарства

■ Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову циклічність у динаміід івдексів валової продукції

-*- Вирівняний динамічний ряд, який відображає довгострокову циклічність у динаміід івдексів валової продукідї

            Ліййний тренд

Рис. 2.5. Динаміка індексів валової продукції сільського господарства в усіх категоріях господарств в Україні

лістю циклу близько 44 років (360 : 8,213). Амплітуда довгост-рокових циклічних коливань має тенденцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимально можливі гар-монічні відхилення складали ±28,4 % [0,383(1 + 73,179)], то в кінці вони зросли до ±44,9% [0,383(44 + 73,179)].

Поряд з довгостроковою циклічністю в динаміці індексів ва-лової продукції сільського господарства виявляється середньос-трокова циклічність, яку відображає друга гармоніка функції 3.26Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

[- 0,408(Х + 4,329)sin(21,936(х -0,666))]. Тривалість середньост-рокового циклу складає 16,4 року (360 : 21,936). Цей показник у динаміці індексів валової продукції та строки початку і завер-шення окремих фаз циклів повністю збігаються з встановлени-ми параметрами середньострокової циклічності в динаміці ва-лового виробництва основних видів сільськогосподарської продукції. Середньострокові циклічні коливання в межах дос-ліджуваного періоду мають тенденцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимально можлива амплітуда середньострокових гармонічних коливань складала близько ±2 % [0,408(1 + 4,329)], то в кінці вона зросла майже до ±20 % [0,408(44 + 4,329)].

У формуванні загальних обсягів валового виробництва сільськогосподарської продукції України беруть участь як сільськогосподарські підприємства, так і підсобні господарства населення. В останні роки досить чітко виявляється тенденція до зростання питомої ваги продукції, виробленої в господар-ствах населення. У зв’язку з цим певній інтерес має досліджен-ня тенденцій зміни обсягів виробництва валової продукції саме в цих двох категоріях господарств. Такий аналіз дасть змогу визначити участь кожної категорії господарств у формуванні циклічності в динаміці валової продукції в цілому по Україні. На рис. 2.6 зображено динаміку базисних індексів валової продукції сільського господарства в сільськогосподарських підприємствах України за 1960-2003 рр.

Графічне зображення динамічного ряду індексів валової продукції по сільськогосподарських підприємствах дуже подібне до графічного зображення динамічного ряду індексів валової продукції в усіх категоріях господарств. Але є і свої відмінності. По-перше, обсяги виробництва валової продукції в сільськогос-подарських підприємств за період 1960-1989 рр. зросли більш ніж удвічі, а в усіх категоріях господарств – в 1,8 раза. По-друге, ви-робництво валової продукції сільськогосподарських підприємств за 1989-1999 рр. скоротилося у чотири рази, а в цілому по сільському господарству – приблизно в двічі. Тобто коливання обсягів виробництва в сільськогосподарськихЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

підприємствах більш вагоме, ніж в цілому по сільському госпо-дарстві. Унаслідок цього і циклічна компонента в динамічному ряду, який відображає динаміку виробництва валової продукції сільськогосподарських підприємств, виражена більш чітко.

 

200

150 -

100

50

0

 

+5,03'5)sin(7,678(x - 9,495))

4,569)^in(71,949(x- П 77.7.) Узал =: 0,069

R =

0,958;

 

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 Роки

 Фактичні базисні індекси валової продукції в

сільськогосподарських підприємствах

 Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову циклічйсть у дшиміиі івдексів валової продукідї Вирівняний динамічний ряд, який відображає довгострокову

цикдічйсть у дшвміці івдексів вадової продукції  

Рис. 2.6. Динаміка базисних індексів валової продукції сільського господарства в сільськогосподарських підприэмсатвах України

Закономірності зміни обсягів виробництва валової продукції сільськогосподарських підприємств відображає така функція:

У = 123,998 + 0,642Х + 2,192(Х + 5,036)sin(7,678(х – 9,495))–

0,583(Х + 4,569)sin(21,949(Х -0,722)),        (2.11)

де У – індекс валової продукції, % (1960 р. = 100); Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає 0,069, тобто фактичні значення індексів валової продукції відхиРозділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

ляються від розрахункових, обчислених за рівнянням 2.11, в середньому на 6,9 %.

Функція 2.11 складається з лінійного тренда, який відобра-жає довгострокову тенденцію зміни виробництва валової про-дукції сільськогосподарських підприємств, та двох гармонік, які відображають два типи циклічних коливань, властивих ди-наміці досліджуваного показника. Параметри першої гармоні-ки функції 3.27 [2,192(Х + 5,036)sin(7,678(х – 9,495))] відобра-жають довгострокову циклічність у динаміці виробництва валової продукції сільськогосподарських підприємств. Три-валість довгого циклу складає близько 47 років (360 : 7,678). Довгострокові циклічні коливання мають тенденцію до зростан-ня. Друга гармоніка функції 2.11 [– 0,583(Х + 4,569)sin(21,949(Х -0,722))] відображає середньострокову циклічність у динаміці виробництва валової продукції сільськогосподарських підприємств. Тривалість середньострокового циклу складає, як і в цілому по сільському господарству України, 16,4 року (360 : 21,949). Амплітуда циклічних коливань має тенденцію до зростання і є трохи вищою, ніж у динамічному ряду, який відоб-ражає динаміку виробництва валової продукції в усіх категор-іях господарств. Якщо на початку досліджуваного періоду мак-симально можливі гармонічні коливання досліджуваного показника складали ±3,2 %, то в кінці ±28,3 %.

Динаміка індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення за 1960-2003 рр. показана на рис. 2.7.

Передусім звертає на себе увагу принципова розбіжність у закономірностях зміни індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення. По-перше, в динаміці виробництва валової сільськогосподарської продукції госпо-дарств населення відсутнє істотне зниження у 1989-1999 рр. По-друге, за період 1960-1989 рр., як і до 1999 р. обсяги вироб-ництва валової продукції господарств населення зросли лише на 20 %. Значне зростання обсягів виробництва валової про-дукції у 2000-2003 рр. обумовлено істотним розширенням ре-сурсного потенціалу цих господарств у зв’язку з реформуван-ням сільськогосподарських підприємств на засадах приватноїЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

+ 98,222 +0,2f 5(x - 2,509)sin(10,961(x + 27,195)) 170

ІбОУ^

= 0,87^8; Узад = 0,047

T-»-*

Д

0,045(x+ 31,751)i>in(22,0()4(x - 1,215 150 ^

 130 120 110 100

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Роки

—♦ Фактичні івдекси валової продукідї сільського господарства

*          Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову циклічйсть у динаміці індексів валової продукції

*          Вирівняний динамічний ряд, який відображає довгострокову циклічйсть у динаміці івдексів валової продущії

            Лінійний тренд

...

Рис. 2.7. Динаміка індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення України

власності та частковою передачею їм певних площ сільськогос-по-дарських угідь і деякої частини матеріально-технічної бази. Тенденції зміни індексів валової продукції сільського госпо-дарства в господарствах населення відображає така функція:

У = 1,136Х + 98,222 + 0,255(Х -2,509)sin(10,961(Х + 27,195)) – 0,045(Х + 31,751)sin(22,064(Х -1,215)), (2.12)

У – індекс валової продукції, % ( 1960 р. = 100);

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає 0,047, що вказує на досить високий ступінь наближення розра-хункових значень індексів валової продукції до фактичних.Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

Параметри функції 2.12 також свідчать про довгострокову та середньострокову циклічність у динаміці індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення, але її прояв значно менший, ніж у динаміці валової продукції сільськогосподарських підприємств. Наприклад, якщо макси-мальна амплітуда середньострокових гармонічних коливань у динаміці валової продукції сільськогосподарських підприємств в кінці досліджуваного періоду складала ±28 %, то в динаміці валової продукції господарств населення – лише ±3 %.

Більш високу сталість розвитку сільськогосподарського ви-робництва в господарствах населення можна пояснити декіль-кома обставинами. По-перше, в переважній більшості госпо-дарств воно базується на застосуванні ручної праці з мінімальним рівнем її механізації. Унаслідок цього в господар-ствах населення на протязі більшої частини досліджуваного періоду не було проблеми з відтворенням основних засобів виробничого призначення. По-друге, в підсобних господарствах населення дуже обмежено використовуються

мінеральні добрива, пальне для виконання сільськогоспо-дарських робіт, корми промислового виробництва і т. ін. Тому вони значно менше страждають від посилення диспаритету цін на сільськогосподарську та промислову продукцію. По-третє, в період найбільшого спаду сільськогосподарського виробництва у 1989-1999 рр. в сільськогосподарських підприємствах дуже істотно знизилася кількість працюючих у суспільному секторі і швидкими темпами знижувалася реальна заробітна плата пра-цівників сільськогосподарських підприємств. Тому розвиток підсобного господарства для значної частини населення був одним з основних шляхів до виживання у той час. І чим мен-шим був дохід від участі у суспільному виробництві, тим більше зусиль треба було докладати в підсобному господарстві. Мож-на прогнозувати, що істотне підвищення реальної заробітної плати найманих працівників сільськогосподарських підприємств і підприємств інших галузей народного господар-ства буде супроводжуватися уповільненням темпів зростання, а може, і зменшенням обсягів виробництва сільськогосподарсь-

Економічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

кої продукції в господарствах населення. У цілому ж основною причиною циклічності відтворення валової сільськогосподарсь-кої продукції в усіх категоріях господарств є циклічні коливан-ня обсягів виробництва в сільськогосподарських підприємствах.

Обсяги валової продукції сільського господарства склада-ються з валової продукції рослинництва та валової продукції тваринництва. У зв’язку з цим певний науковий інтерес має з’ясування внеску галузей рослинництва та тваринництва у формування тенденцій зміни обсягів виробництва валової про-дукції в цілому по сільському господарству.

На рис. 2.8 наведено динаміку індексів валової продукції рослинництва в усіх категоріях господарств в Україні за 1960-2003 рр. Обсяги виробництва валової продукції рослинництва досить істотно коливаються по роках. Це обумовлено значною залежністю обсягів виробництва продукції рослинництва від погодних умов відповідного року.

Тенденції зміни індексів валової продукції рослинництва відображає така функція:

У = 131,886 – 0,064Х – 0,091(Х + 345,218)sin(7,025(Х + 16,397)) – 0,489(Х – 6,584)sin(22,714(Х – 1,835)) –

0,162(Х + 18,113)sin(90,661(Х + 0,754)),    (2.13)

де У – індекс валової продукції, % (1960 р. = 100);

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функцій складає 0,062, що свідчить про досить високий рівень наближення роз-рахункових значень індексів валової продукції до фактичних.

Функція 2.13 складається з лінійного тренда та трьох гар-монік, які відображають різні типи циклічних коливань у ди-наміці індексів валової продукції рослинництва. Перша гармо-ніка [– 0,091(Х + 345,218)sin(7,025(Х + 16,397))] свідчить про наявність у динаміці досліджуваного показника довгострокових циклічних коливань з тривалістю циклу 51 рік (360 : 7,025).

Параметри другої гармоніки функції 3.29 [– 0,489(Х – 6,584)sin(22,714(Х – 1,835))] відображають середньостроковуРозділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

 

200

180

160

140

120

100

80

60

40

20

y = 131,886 - 0,064x- 0,09l(x + 345,218)sin(7,025(x

+16,337)) - 0,489(x

6,584)sin(22,714(x- 1,335))

"

+ 18,l!.3)sii(9l)T

= 0,062

= 0,882; УЗ

0 H

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Роки