—♦— Фактинні івдекси валової продукції рослиннищва


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...

" Виріввянийдинамічний ряд, якийвідображає короткострокову циклічність у динаміці індексів валової продущії

* Виріввянийдинамічний ряд, якийвідображає середньострокову циклічність у динаміці івдексів валової продукції

** Виріввянийдинамічний ряд, якийвідображає довгострокову циклічність у динаміці індексів валової продущії

Рис. 2.8. Динаміка індексів валової продукції рослинництва в усіх категоріях господарств в Україні

циклічність у динаміці валової продукції рослинництва. Три-валість середньострокового циклу складає близько 16 років (360 : 22,714), що повністю відповідає встановленій середньостро-ковій циклічності в динаміці валового виробництва основних сільськогосподарських культур. Середньострокові циклічні ко-ливання мають тенденцію до посилення.

Якщо на початку досліджуваного періоду максимальна ам-плітуда гармонічних коливань складала ±2,7 %, то в кінці пер-іоду вона зросла до 18,3 %. Строки настання окремих фаз сеЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

редньострокових циклів у динаміці валової продукції співпада-ють з відповідними строками початку та закінчення відповід-них фаз у динаміці основних сільськогосподарських культур. Третя гармоніка функції 3.29 [– 0,162(Х + 18,113)sin(90,661(Х + 0,754))] відображає короткострокові циклічні коливання обсягів виробництва валової продукції рослинництва. Тривалість корот-кострокових циклів складає близько чотирьох років (360 : 90,661). Така циклічність була виявлена в динаміці урожайності зернових культур і соняшнику (підрозділ 3.1). Амплітуда корот-кострокових циклічних коливань зростає в межах досліджувано-го періоду з ±2,9% до ±10,1 %.

Динаміку індексів валової продукції тваринництва в усіх категоріях господарств у цілому по Україні показано на рис. 2.9. На відміну від динаміки валової продукції рослинництва, зміни обсягів виробництва валової продукції тваринництва не мають таких різких перепадів по окремих роках. Причини цього яви-ща пояснювалися в підрозділі 2.1.

Тенденції зміни індексів валової продукції тваринництва в усіх категоріях господарств України відображає така функція:

У = -0,2484Х +137,3 + 0,662(Х + 44,103)sin(8,410(Х – 13,178)) – 0,517(Х + 3,179)sin(22,357(Х – 1,206)), (2.14)

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

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції 0,045 свідчить про досить точне відображення обраною лінією трен-да тенденцій зміни обсягів виробництва валової продукції тва-ринництва в Україні.

Функція 2.14 складається з лінійного тренда, який відобра-жає загальну тенденцію зміни досліджуваного показника, та двох гармонік, які відображають два типи циклічних коливань у динаміці обсягів виробництва валової продукції тваринницт-ва. Параметри першої гармоніки функції 2.14 [0,662(Х + 44,103)sin(8,410(Х – 13,178))] відображають довгострокову циклічність у динаміці обсягів виробництва валової продукціїРозділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

у = -0,2484х -іг

 

200

180

160

140

120

100

80

60

40

20

0

y =

 

„2 ~ ^

Узал -

+ 44,103)sin(^

+ 137,3 + 0,662(х

13,178))- 0,517(х + 3,179)sin(22,357(x - 1,206))

 = 0,С45

R = 0,96'»; V

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Роки

•          Факгичй івдекси валової продукції тваришпщгва

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

*          Вирівняний динамічний ряд, який відображає довгострокову

циклічність у дитміід індексів валової продукції

            Лінійнийтревд

Рис. 2.9. Динаміка індексів валової продукції тваринництва в усіх категоріях господарств в Україні

тваринництва з тривалістю циклу 43 роки (360 : 8,410). Довго-строкові циклічні коливання мають тенденцію до посилення. Друга гармоніка функції 3.30 [–0,517(Х + 3,179)sin(22,357(Х – 1,206))] відображає середньострокову циклічність у динаміці обсягів валової продукції тваринництва. Тривалість середньос-трокового циклу складає близько 16 років (360: 22,357).

Середньострокові циклічні коливання мають чітко вираже-ну тенденцію до посилення. Якщо на початку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань складаЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

ла ±2,2 %, то в кінці періоду зросла до ±24,4 %. Строки настан-ня окремих фаз середньострокового циклу співпадають зі стро-ками настання фаз аналогічних циклів у динаміці валового виробництва основних видів тваринницької продукції.

Певний інтерес має співставлення тенденцій зміни обсягів виробництва валової продукції сільського господарства в ціло-му по Україна з тенденціями її зміни в окремих регіонах. У зв’язку з цим розглянемо динаміку обсягів виробництва вало-вої продукції сільського господарства по сільськогосподарських підприємствах Харківської області за 1975-2003 рр. (рис. 2.10).

2500 i

2000

 1500

500

Т-» 2   ~ ~ГГг,           тт        /Л I ҐГ

2

К = 0,555^!; Узал = 0,165

-1,9054

29,181

У =

 

+ 1550,1

,222))

+ 18,41(>)sin(23,735(x

,631 (х -40

К = 0,5І4;

V:san = 0,

 

84

1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002

Роки

-•— Факгичний обсяг виробницгва валової продукції

■ Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову

цикпічність удинаміід виробнщтва валової продукцї

            Параболічний тренд

Рис. 2.10. Динаміка обсягів виробництва валової продукції по сільськогосподарських підприємствах Харківської області (в порівнянних цінах 2000 р.)

Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

Оскільки за досліджуваний період для вартісного вимірю-вання обсягів валової продукції використовувалися різні співставні ціни і навіть різні грошові одиниці, загальний обсяг виробництва валової продукції визначався за натуральними показниками по 12-ти основних видах продукції та з викорис-танням порівняльних цін 2000 р. Математична обробка даних такого динамічного ряду по сільгосппідприємствах Харківської області дозволила встановити таку функцію, яка відображає закономірності зміни обсягів виробництва валової сільськогос-подарської продукції:

У = -1,9054Х2 + 29,181Х + 1550,1 –

7,631(Х + 18,416)sin(23,735(Х – 4,222),      (2.15)

де У – валова продукція, млн. грн.;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає 0,107, тобто фактичні дані досліджуваного динамічного ряду в середньому на 10,7 % відхиляються від розрахункових, обчис-лених за обраною лінією тренда.

Оскільки період дослідження динаміки валової продукції сільськогосподарських підприємств Харківської області корот-ший за період дослідження в цілому по Україні, то як базу для побудови трендової кривої обрано параболу другого порядку, яка відображає загальну тенденцію зміни показника в межах досліджуваного періоду.

Графічне зображення динамічного ряду обсягів виробницт-ва валової продукції сільськогосподарськими підприємствами Харківської області та параметри першої гармоніки функції 2.15 [7,631(Х + 18,416)sin(23,735(Х – 4,222)] свідчать про наявність середньострокової циклічності в динаміці досліджуваного по-казника. Тривалість такого циклу складає 15,2 року, що є досить близьким до встановленої тривалості середньострокових циклів в динаміці обсягів виробництва валової продукції сільського господарства в цілому по Україні. Даний висновок підтверджу-ють і попередні наші дослідження [234]. СередньостроковіЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

циклічні коливання мають тенденцію до зростання. На почат-ку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань складала 148 млн грн., а в кінці періоду – 362 млн грн.

Цілком логічно припустити, що циклічні коливання обсягів виробництва валової продукції мають аналогічний відбиток на динаміці обсягів товарної сільськогосподарської продукції. Пе-ревірка цієї тези також здійснювалася на матеріалах сільсько-господарських підприємств Харківської області. Як і у випадку з валовою продукцією, для забезпечення порівнюваності показ-ників виробництва товарної продукції по роках, її обсяг у вар-тісному виразі визначався на основі натуральних показників обсягів продажу 12-ти основних видів сільськогосподарської продукції з наступною їх оцінкою в поточних цінах 2003 р.

Динаміку обсягів виробництва товарної продукції по сільськогосподарських підприємствах Харківської області за 1975-2003 рр. показано на рис. 2.11. У цього показника про-стежується середньострокова циклічність.

Математична функція, яка відображає тенденції зміни об-сягів виробництва товарної продукції по сільськогосподарських підприємствах Харківської області має такий вигляд:

У = -1,6485Х2 + 28,506 + 1196,8 – 8,348(Х + 12,275) sin(23,789(Х – 4,312)), (2.16)

У – вартість товарної продукції в цінах 2003 р., млн грн.;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функцій дорівнює 0,103, тобто фактичні обсяги товарної продукції в середньому на 10,3 % відхиляються від розрахункових.

Тригонометрична частина функції 2.16 [– 8,348(Х + 12,275) sin(23,789(Х – 4,312))] відображає середньострокові циклічні коливання у виробництві товарної продукції по сільськогоспо-дарських підприємствах Харківської області. Тривалість серед-ньострокового циклу складає 15,1 року (360 : 23,789), що май-же збігається з тривалістю середньострокового циклу в динаміці виробництва валової сільськогосподарської продукції. Середнь-

Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

острокові циклічні коливання мають тенденцію до зростання. На початку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань дорівнювала ±110 млн грн., а в кінці періоду зросла до ±345 млн грн.

y = -l,5485x + 28,506

У ~

 

1979

1999

 

1800 1600 1400 1200 1000

800 -

600

400

200 ~ 0

1975

 

R — 0,5076

2

Узал — 0,176

+ 28,506x + 1196,8 -8,2'48(х +

4,312)

12,2 75)sin(2;i,789(x

R

0,103

= 0,829 ;Узал =

1983

1995

1987    1991

Роки

2

-♦—Фактичнийобсяг виробництва товарної продукції

■ Вирівняний динамічнийряд,якийвідображає середньострокову

циклічність у динаміці виробництва товарної продукції ^Параболічнийтренд

Рис. 2.11. Динаміка обсягів виробництва товарної продукції по сільськогосподарских підприємствах Харківської області (в поточних цінах 2003 р.)

Проведені нами дослідження показали, що в динаміці ви-робництва валової сільськогосподарської продукції виявляєть-ся середньострокова циклічність із тривалістю циклу 15-16 років, що повністю відповідає тривалості середньостроко-вих циклів у динаміці валового виробництва окремих видів сільськогосподарської продукції. Разом з тим циклічний харакЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

тер розвитку у значно меншій мірі властивий підсобним госпо-дарствам населення. Основними передумовами більш високої стабільності підсобних господарств населення є широке викори-стання ручної праці і відсутність проблем з відтворенням основ-них засобів виробництва; незначне застосування хімічних доб-рив, паливно-мастильних матеріалів, кормів промислового походження та значно слабший вплив посилення диспаритету цін; зростання значення підсобного господарства в умовах зни-ження реальних доходів від суспільного виробництва.

На підставі проаналізованих нами даних можна зробити припущення про наявність довгострокової циклічності в ди-наміці виробництва валової та товарної продукції з тривалістю циклу 43-52 роки, що є досить близьким до тривалості циклів Кондратьєва. Але це припущення вимагає додаткової перевірки з використанням більш довгих динамічних рядів, які б охоплю-вали хоча б декілька довгих циклів. Це може бути предметом самостійного наукового дослідження.

У динаміці виробництва валової продукції рослинництва про-стежується короткострокова циклічність з тривалістю циклу близь-ко чотирьох років, що відповідає виявленій короткостроковій цик-лічності в динаміці урожайності зернових та соняшнику.

Циклічні коливання у виробництві валової продукції спри-яють циклічним коливанням обсягів товарної продукції, що може негативно впливати на стабільність аграрного ринку та вимагати втручання з боку органів державної влади з викори-станням бюджетних коштів та інших важелів.