2.3. Фінансові наслідки циклічності відтворення сільськогосподарського виробництва


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...

Одним з узагальнюючих показників результативності будь-якого виробництва в ринкових умовах є прибуток. Прибутко-ве ведення господарства має надзвичайно важливе значення, оскільки одержання прибутку означає, з одного боку, що про-дукція користується попитом і продається за ціною, яка пере-вищує витрати на її виробництво, а з іншого – що одержаніРозділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

прибутки є однією з основних передумов розширеного відтво-рення виробництва.

На формування та зміну обсягів прибутків сільськогос-подарських підприємств впливають декілька комплексних факторів: ціна продажу продукції, собівартість виробленої продукції, структурні зміни в асортименті продажу про-дукції [245], обсяги продажу. Перші три з наведених фак-торів мають певною мірою обмежений вплив на зміну роз-міру прибутків. Зростання ціни в умовах регульованої ринкової економіки, як правило, обмежене; собівартість ніколи не може бути нижчою і навіть дорівнювати нулю, а крайньою межею позитивного впливу зміни асортименту продажу продукції є перехід до моноспеціалізації, що при-зводить до інших негативних наслідків. Отже, з точки зору окремого підприємства невичерпним резервом збільшення прибутків (за умови інших сприятливих факторів) є збільшення обсягів продажу сільськогосподарської про-дукції. Виходячи з цього, можна зробити припущення, що виявлені циклічні коливання в обсягах виробництва та продажу сільськогосподарської продукції позначаться і на динаміці прибутків сільськогосподарських підприємств.

Дослідження динаміки прибутковості за тривалий час (25-30 років і більше) як по окремому господарству, так і по регіону або Україні в цілому пов’язане з певними трудно-щами, головними серед яких є різні грошові одиниці в ок-ремі періоди та різний масштаб цін у різні роки. Тому, дос-ліджуючи динаміку прибутків сільськогосподарських підприємств Харківської області за період 1975-2003 рр., ми застосували такий прийом: спочатку абсолютний розмір прибутку за кожний рік перевели в умовні зернові одиниці, розділивши загальну його номінальну суму на середню ціну реалізації зерна у відповідному році, а потім, помноживши одержаний результат на середню ціну реалізації зерна у 2003 р., визначили розмір прибутку в цінах цього року. Ура-ховуючи, що площа сільськогосподарських угідь, які вико-ристовувалися для виробництва сільгосппродукції у сусп-

Економічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

ільному секторі, за досліджуваний період дещо змінювала-ся, при дослідженні динаміки прибутків аналізувалися не тільки абсолютні їх значення, а й показники, обчислені на 1 га сільськогосподарських угідь.

Дослідження показали, що розмір прибутку (збитку) в розрахунку на 1 га сільськогосподарських угідь по сільгосп-підприємствах Харківської області за період 1975-2003 рр. ко-ливався від 400 грн. збитків у 1998 р. майже до 1000 грн. при-бутків у 1993 р. (рис. 2.12).

 

1200 1000

800

 600 -

400

200

0

-200

-400

-600 90

1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002

Роки

—• Фактична сума прибутку в розрахунку на 1 га с.-г. угідь,

грн. (в цінах 2003 р.) ■ Вирівняний динамічний ряд, який відображає

середньострокову циклічність у динаміці прибутків

            Лінійний тренд

Рис. 2.12. Динаміка прибутків сільськогосподарських підприємств Харківської області

Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

Закономірності зміни прибутків сільськогосподарських підприємств Харківської області у 1975-2003 рр. відображає така математична функція:

У = -11,299Х + 469,27 + 26,460(Х –

2,515)sin(22,254(Х – 12,443)),          (2.17)

де У – прибуток на 1 га сільськогосподарських угідь, грн.;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції 0,631 майже вдвічі менший від аналогічного показника для лінійного тренда.

Графічне зображення динамічного ряду прибутків і пара-метри функції 2.17 переконливо свідчать, що у динаміці при-бутків сільськогосподарських підприємств Харківської області також виявляється циклічна складова із середньою тривалістю циклу близько 16 років (360 : 22,254). Це практично точно відповідає встановленій тривалості середньострокових циклів у динаміці виробництва валової та товарної продукції сільського господарства. Цей висновок підтверджують і попередні наші дослідження [235, 240].

Середньострокові циклічні коливання прибутків у межах досліджуваного періоду мають чітко виражену тенденцію до зро-стання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань складала близько ±40 грн. на 1 га сільськогосподарських угідь, то в кінці періоду зросла до ±700 грн. Разом з тим слід звернути увагу на одну обставину: строки початку та завершення окремих фаз середньостроково-го циклу в динаміці прибутків відстають у середньому на два роки від строків настання окремих фаз середньострокових циклів у динаміці виробництва валової та товарної продукції сільського господарства. Таку ситуацію можна пояснити певною похибкою при обчисленні прибутків сільськогосподарських підприємств у цінах 2003 р. У 1992 та 1993 рр. сільськогоспо-дарськими підприємствами Харківської області було одержано найбільші суми номінального прибутку. Але добре відомо, що саме на ці роки припадає найбільш бурхливий розвитокЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

інфляції в Україні та найбільш істотне порушення паритету цін на сільськогосподарську та промислову продукцію (співвідно-шення цін за ці два роки погіршилося більш ніж у чотири рази). А тому високі суми номінального прибутку у 1992-1993 рр. повністю обумовлені інфляційною складовою. Досить ймовір-ним може бути, що у 1992-1995 рр. при здійсненні щомісячно-го індексування виробничих витрат на індекс інфляції реаль-ним результатом сільськогосподарського виробництва могли бути мінімальні прибутки, а то і збитки. Закладення ж у вихід-ний динамічний ряд прибутків найвищих їх рівнів у 1992-1993 рр. і призвело до зміщення синусоїди, яка відображає середнь-острокові циклічні коливання, праворуч на два роки.

Прибутки від усього сільськогосподарського виробництва складаються з фінансових результатів окремих галузей сільсько-го господарства. У зв’язку з цим певний інтерес має досліджен-ня тенденцій зміни прибутків основної галузі сільського госпо-дарства – зернового виробництва.

Динаміку прибутків цієї галузі, обчислених у розрахунку на 1 га їх посіву в сільськогосподарських підприємствах Харківсь-кої області за 1975-2003 рр. показано на рис. 2.13.

Закономірності зміни цього показника в сільськогосподарсь-ких підприємствах Харківської області характеризує така функція:

У = - 0,8039Х + 452,03 + 0,694(Х + 203,723)sin(8,468(Х+ +204,417)) + 18,155(Х – 2,674)sin(21,295(Х – 12,439)) –

11,044(Х – 8,378)sin(97,178(Х – 1,645)),     (2.18)

де У – прибуток на 1 га посіву зернових у цінах 2003 р., грн.;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає 0,273, що вдвічі нижче, ніж у лінійного тренда, та у функції, яка відображає закономірності зміні прибутків сільськогосподарсь-ких підприємств у цілому (функція 3.33).

Функція 2.18 складається з лінійного тренда, який відоб-ражає загальну тенденцію зміни досліджуваного показника, та трьох гармонік, які віддзеркалюють три типи циклічнихРозділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

 

1000 800 600 400 200

-200

1200 i

                                                                                                                                                        

                                                                                                                                                        

                                                                                                                                                        

                                                                                                                                                        

                                                                                                                                                        

                                               ♦ У      = -0,8039        x + 452,03       +                                            

                        +          204/     l),694 17))       (x + 203,'/23)s:n(8,468(x + ^, + 18,155(x - 2,674)sin(21,295(x -\                

                        -12,     439)     - ll,044(x -8,:l78)sin(97,178(

П '* - 7

K = 0,782 узал = 0,273          x -1,(45))                   

1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002

Роки

♦ Фактичний прибуток (y цінах 2003 p.)

■ Вирівняний динамічний ряд, який відображає короткостроизву

циклічність у динаміці прибутків 4 Вирівняний динамічний ряд, який відображає довгострокову

циклічність у динаміці прибутків к Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову

циклічність у динаміці прибутків

            Лінійний тренд

Рис. 2.13. Дниаміка прибутків на 1 га посіву зернових по сільськогосподарських підприємствах Харківської області

коливань у динаміці прибутків, одержаних в галузі зерно-вого виробництва. Параметри першої гармоніки функції 3.34 [0,694(Х + 203,723)sin(8,468(Х + 204,417))] характеризують довгострокову циклічність у динаміці досліджуваного по-казника. Тривалість довгого циклу складає 42,5 року (360 : 8,468). Друга гармоніка аналізованої функції [18,155(Х – 2,674)sin(21,295(Х – 12,439))] відображає середньострокові циклічні коливання в динаміці прибутків зернового вироб-ництва по Харківській області. Тривалість середньостроко-вого циклу складає 16,9 року, що є досить близьким доЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

тривалості середньострокового циклу в динаміці загальної суми прибутків сільськогосподарських виробників. Серед-ньострокові циклічні коливання мають тенденцію до зрос-тання. На початку досліджуваного періоду максимальна ам-плітуда циклічних коливань складала ±30 грн. / га, а в кінці періоду ±478 грн. Строки настання окремих фаз середньо-строкових циклів відповідають строкам настання фаз серед-ньострокових циклів у динаміці загальної суми прибутків сільськогосподарських підприємств, але відстають на два роки від строків настання фаз середньострокових циклів у динаміці урожайності та валових зборів зернових. Причи-ни цього явища пояснювалися вище. Параметри третьої гармо-ніки функції 2.18 [–11,044(Х – 8,378)sin(97,178(Х – 1,645))] відоб-ражають короткострокову циклічність у динаміці прибутків зернового виробництва. Тривалість короткострокових циклів трохи менше чотирьох років (360 : 97,178), що відповідає трива-лості короткострокових циклів у динаміці урожайності та вало-вих зборів зернових, а також тривалості короткострокових циклів у динаміці цін на зерно. Амплітуда короткострокових цик-лічних коливань прибутків також має тенденцію до зростання.

Отже, коливання прибутків галузі зернового виробництва в повній мірі збігаються, а певною мірою і формують циклічні коливання загальних прибутків сільськогосподарських підприємств.

Циклічні коливання в розмірах прибутків сільськогоспо-дарських підприємств призводять до коливання показників платоспроможності та фінансової стійкості сільськогоспо-дарських підприємств. Одним із головних показників платос-проможності є коефіцієнт поточної ліквідності, який визна-чається як співвідношення всіх оборотних активів підприємства та його короткострокових зобов’язань. Дослід-женнями динамічного ряду цього показника по сільськогос-подарських підприємствах Харківської області за 1975-2001 рр. виявлено тенденцію його зміни, яка характеризується такою математичною функцією (рис.2.14):Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

 

6,000

5,000

4,000

3,000

2,000

1,000

0,000

 

y = -0,007sx + 0,24 'Ух + 0,0735 R = 0,157; Узал = l),724

Г. Г.Г.ПП 2 , Г. ^ Л'Ч(Л        Г

y = -0,007sx + 0,24 <yx + +0,0735+0,0048(x + l,4('3)shi(23,174i

 

1975

1980

1985

1990

1995

2

Роки

Фактичне значення коефіцієнтапоточної ліквідності

■ Динамічний ряд, вирівняний за синусоїдою

            Параболічний тренд

Рис. 2.14. Динаміка коефіцієнта поточної ліквідності по сільськогосподарських підприємствах Харківської області (на кінець року)

У = -0,0078Х2 +0,2479Х +0,0735 + 0,0048(Х +

181,463)sin (23,174(Х +2,353))         (2.19)

де У – коефіцієнт поточної ліквідності;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції склав 0,566. Загальна тенденція коефіцієнта поточної платоспромож-ності полягала в зростанні, але темп зростання уповільнював-ся і починаючи з 90-х років набув тенденції до зниження. У ди-наміці коефіцієнта поточної платоспроможності також простежується циклічність з тривалістю циклу 15,5 року (360 : 23,174), що є досить близьким до тривалості середньостроково-го циклу в динаміці прибутків сільськогосподарськихЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

підприємств. Амплітуда гармонічних коливань коефіцієнта по-точної ліквідності зростає на протязі досліджуваного періоду з ±0,87 до ±1,00.

Подібні циклічні коливання характерні також для динамі-ки питомої ваги короткострокових зобов’язань сільськогоспо-дарських підприємств у вартості їх капіталу, питомої ваги гро-шових коштів у вартості активів і т. ін.

Наявність грошових коштів на рахунках у банках та у касі підприємства визначає його миттєву платоспроможність. Дво-разова зміна грошової одиниці, яка використовувалася на те-риторії України за останні два десятиріччя, та значні темпи інфляції у 90-х роках минулого століття не дозволяють порівня-ти в динаміці номінальні залишки грошових коштів сільсько-господарських підприємств. Але певну уяву про тенденції їх зміни можуть дати відносні показники, зокрема показник пи-томої ваги грошових коштів у вартості активів сільськогоспо-дарських підприємств.

На рис. 2.15 наведено динаміку питомої ваги грошових коштів у капіталі сільськогосподарських підприємств Харківсь-кої області за 1975-2003 рр.

Тенденції зміни питомої ваги грошових коштів у вартості ак-тивів сільськогосподарських підприємств відображає така функція:

У = - 0,0181Х2 + 0,4971Х – 0,1934 + 0,029(Х + 58,153)sin(24,346(Х + 2,371)), (2.20)

де У – питома вага грошових коштів у вартості активів, %;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт детермінації для дано функції склав 0,742, а ко-ефіцієнт залишкової варіації – 0,591.

Параметри тригонометричної частини функції 2.20 свідчать про наявність середньострокової циклічності в динаміці пито-мої ваги грошових коштів у вартості активів сільськогосподарсь-ких підприємств. Тривалість середньострокового циклу в ди-наміці досліджуваного показника склала близько 15 років.Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

 

10,00 8,00 6,00 4,00 2,00 0,00

-2,

1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002

Роки

♦ Фактичний рівень питомої ваги грошових коштів у

капітапі ■ Вирівняний динамічний ряд, який відображає

середньострокову циклічність

            Параболічний тренд

Рис. 2.15. Динаміка питомої ваги грошових коштів у вартості активів сільськогосподарських підприємств Харківської області

Амплітуда середньострокових циклічних коливань зросла з ±1,72 до ±2,47.

Циклічні коливання рівня платоспроможності сільськогос-подарських підприємств та їх фінансового стану значною мірою визначають темпи відтворення основних засобів і динаміку рівня їх зносу (рис. 2.16). Рівень зносу основних засобів сільськогосподарських підприємств Харківської області на про-тязі майже всього досліджуваного періоду має досить чітку тен-денцію до зростання. Разом з тим у динаміці рівня зносу також існують прояви циклічності. Так, у 1980-1988 рр. фактичні рівніЕкономічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві

зносу були вищими за лінію тренда, у 1989-1996 рр. – нижчи-ми, а у 1998-2001 рр. знову вищими.

Тенденція зміни рівня зносу основних засобів по сільсько-господарських підприємствах Харківської області з урахуван-ням циклічної компоненти характеризується такою функцією:

У = 0,0699Х2 – 0,9561Х +19,391 –

0,193 (Х + 7,015)sin(22,324 (Х +1,638)),     (2.21)

де У – рівень зносу основних засобів, %;

Х – порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт детермінації для даної функції склав 0,818, а коефіцієнт залишкової варіації – 0,166, що свідчить про досить високий ступінь наближення розрахункових значень функції

y = 0,0699x

R2

 

7,015)sin(22,324(x

R = 0,81;!;

1980

1985

1995

 

60 50 40 30 20 i 10 0

1975

0,9561x +

19,391

Узал

{>,267

 

1990

-0,193(x 1,638))

2

Роки

♦- Фактичний рівень зносу основних засобів

Динамічний ряд, вирівняний за синусоїдою — Параболічний тренд

Рис. 2.16. Динаміка рівня зносу основних засобів по сільськогосподарських підприємствах Харківської області (на кінець року)Розділ 2. Тенденції економічної динаміки в сільському господарстві України

до фактичних показників рівня зносу. Фази в циклічності рівня зносу майже співпадають з фазами циклів у динаміці виробництва валової продукції, прибутків і рівня платоспро-можності. Разом з тим слід звернути увагу на два важливих моменти. По-перше, в динаміці виробництва валової продукції, в динаміці прибутків, платоспроможності у 1980-1986 рр. цик-лічна функція знаходилася нижче обраної трендової кривої, а в динаміці рівня зносу, навпаки, вище. У 1988-1994 рр. спосте-рігалося зворотне співвідношення. Але така ситуація повністю відповідає економічній логіці: збільшення обсягів виробництва продукції й одержаних прибутків призводить до підвищення темпів оновлення основних засобів, а внаслідок цього – до зни-ження рівня їх зносу; зменшення обсягів виробництва про-дукції й одержаних прибутків, навпаки, супроводжується підви-щенням рівня зносу основних засобів. По-друге, початок відносно сприятливих і несприятливих фаз у динаміці рівня зносу основних засобів на один-три роки запізнюється в по-рівнянні з фазами динаміки виробництва валової та товарної продукції. Це теж зрозуміло, оскільки для здійснення істотних інвестицій необхідно мати певний час для накопичення фінан-сових ресурсів [226, 236].

Отже, циклічні коливання в динаміці урожайності сільсько-господарських культур і продуктивності тварин обумовлюють циклічні коливання в обсягах виробництва валової та товар-ної продукції сільського господарства, що в свою чергу при-зводить до відповідних періодичних коливань фінансових показників: розміру прибутків, рівня платоспроможності, фінансової стійкості, темпів відтворення основних засобів та рівня їх зносу. У динаміці фінансових результатів діяльності окремих галузей сільського господарства виявляється корот-кострокова циклічність, але внаслідок її асинхронності узагаль-нені фінансові показники не мають чітко вираженої коротко-строкової циклічності.

У цілому наявність циклічних коливань в динаміці основ-них економічних показників значною мірою гальмує динаміч-ний розвиток сільськогосподарського виробництва.Розділ 3