CC BY
9
УДК 332.33:631.6
Велесик Т. А., астрант*® Нацюналънииутверситет водного господарствата природокористування,
м. Р1вне
ПОБУДОВА ЕМП1РИЧН01МОДЕЛ1ЗАЛЕЖНОСТ1 ВАРТОСТ1 ОСУШЕНИХ С1ЛЬСЬКОГОСПОДАРСЬКИХ ЗЕМЕЛЬ В1Д ВАРТОСТ1
МЕЛЮРАТИВНИХ СИСТЕМ
Запропоновано емтричну модель, котра вгдображае залежшстъ м1ж варт1стю осушених сшьськогосподарських земель та вартжтю мелюративних систем. Розраховано коефщент кореляцп та детермтацп, значения котрих свгдчать про те, що м1ж факторами кнуе тжнии зв'язок.
Ключовг слова: емтрична модель, земля, ринок осушених земель.
Постановка проблеми. Украша - краша з розвиненою ринковою економжою, де здшснюеться маса торпвельних операцш в тш чи шшш сфер1 д1яльностг Враховуючи обмежену можливють здшснення ринкових змш у сфер1 землекористування, регламентовану дшчим моратор1ем, земля ниш не виступае товаром I не е об'ектом кутвльпродажу.
Однак, рано чи тзно мораторш буде вщмшено, тому першочерговим завданням науковщв е розробка рекомендацш щодо забезпечення ефективного функцюнування ринку сшьськогосподарських земель, в тому числ1 осушених.
Анашз останшх дослщжень. Дослщженням питань еколого-економ1чно! оцшки мелюрованих земель займались наступи! в1тчизняш та шоземш вчеш: С. Аверьянов, В. Бакарасов, Г. Висоцький, О. Гарнага [1], I. Драчинська, Ю. Жариков, Л. Кожушко [3], А. Костяков, Д. Лико, I. Люта [4], Т. Микитин, О. Песцова, А. Рокочинський, П. Скрипчук [2], Ю. Фесша, Н. Фроленкова, М. Хвесик, А. Черкасов, А. Шевченко тощо.
Мета стати иолягае в обгрунтуванш доцшьност1 встановлення залежност1 м1ж вартктю осушених сшьськогосподарських земель та вартктю мелюративних систем при запровадженш ринку осушених сшьськогосподарських земель.
Виклад основного матер1алу. У процес1 встановлення взаемозв'язку м1ж вартютю мелюративних систем та вартютю осушених сшьськогосподарських угщь, вартють мелюративних систем визначаеться на основ! балансово! вартост1 основних фонд1в, що знаходяться на баланс! пщроздшв експлуатацшно! служби Р1вненського облводгоспу, а варткть осушених сшьськогосподарських угщь обчислимо, використовуючи даш про нормативну грошову оцшку земель сшьськогосподарського призначення Р1вненсько! области
* Науковий кер1вник -® Велесик Т.А., 2011
д.т.н., профессор Кожушко Л.Ф.
124
На основ! даних Р1вненського облводгоспу та Головного управлшня держкомзему у Р1вненськш облает^ спробуемо встановити залежшсть вартост1 осушених сшьськогосподарських угщь вщ вартост1 основних фонд1в, яку визначимо на основ! побудови графка залежноси В = В(ОФ) (рис. 1).
В, тис. грн
400000 -
350000 -300000 -250000 -200000 -150000 -100000 -50000 0
Рис. 1. Графж залежноси вартосп сшьськогосподарських угвдь ввд вартосп основних фонд1в В = ДОФ)
Необхщно падбрати емтричну формулу, оцшити И точшсть та надшшсть. Розрахунок проведено в табл. 1.
Анал1зуючн графк, наведений на рис. 1, пщбираемо формулу типу:
В = а + Ь * 1п(ОФ) (1),
або у = а + Ь * 1п(х) (2)
Робимо перев1рку придатност1 залежност1 (1) для апроксимаци дослщного графка (рис. 1). Для цього обчислюемо:
X = ОФ = = л/(1°40,4 + 35768,7) = 6100,3 (тис. грн.);
у = В = * у | = 722100,9 + 238239 = 130170,1 (тис. грн.)
При х = 6100,3 з графка (рис. 1), у8 = 130000, що практично ствпадае з у = 130170,1. отже, залежшсть (1) пщходить для апроксимаци дослщного графка.
Визначимо параметри а та Ь за методом найменших квадрат1в. Для цього лмеризуемо залежшсть (1), тобто:
У = а + Ь * X (3) або У = а° + Ь * (X - X) (4),
де а° - ордината шукано! прямо! в точщ X = X,
а° = а + Ь * X (5),
_ де X = 1п(х) (6)
Обчислюемо У та X за наступними формулами:
__1 п _ 1 п
У = а° = - -I у, (ДХ = - * Е X <8).
" г =1 " г=1
У = а° = 2766567,2 / 16 = 172910,5; X = 146,3 / 16 = 9,1 Параметр "Ь" розраховуемо за формулою:
■ 16987,3 у = 66751[_п(х) - 437253 Р = 0,56
125
ь =
I * У, - п * X * У
(9),
I X ,2 - п * (X 2)
26442399-16*9,1*17291(05 ,,_С1
ь =-!-2-— = 66751
и 1354,2 -16*9,12
Обчисливши параметр "Ь" за формулою (9), можна визначити "Ур":
Ур = ао + Ь * Х1 (10)
Результата розрахунюв наведено в табл. 1.
Таблиця 1
№ п/п у = В X = ОФ 1 1 у X = 1п(х) ХУ X2 Ур (Ур-У)2
1. 22100,9 1040,4 22100,9 6,9 153542,9 48,3 636654,56 3,8*10и
2. 49934,5 2131,9 49934,5 7,7 382736,4 58,8 684542,37 4,0*10и
3. 57346,1 2644,4 57346,1 7,9 451898,7 62,1 698922,61 4,1*10и
4. 72987 3570,3 72987 8,2 597063,2 66,9 718961,65 4,1*10и
5. 107879 3775 107879 8,2 888509,1 67,8 722683,08 3,8*10и
6. 168619 7930,6 168619 9,0 1513941 80,6 772234,33 3,6*10и
7. 188430 9556,6 188430 9,2 1726959 83,9 784683,63 3,6*10и
8. 262752 9669,1 262752 9,2 2411190 84,2 785464,84 2,7*10и
9. 205870 13312,2 205870 9,5 1955031 90,2 806808,22 3,6*10и
10. 184462 15586 184462 9,7 1780816 93,2 817334,35 4,0*10и
11. 371341 16987,3 371341 9,7 3616942 94,9 823081,15 2,0*10и
12. 233966 19496,9 233966 9,9 2311114 97,6 832278,75 3,6*10и
13. 267032 22140,5 267032 10,0 2671703 100,1 840766,36 3,3*10и
14. 223606 31845 223606 10,4 2318489 107,5 865028,51 4,1*10и
15. 112004 32780 112004 10,4 1164566 108,1 866960,17 5,7*10''
16. 238239 35768,7 238239 10,5 2497898 109,9 872784,51 4,0*10"
2 п = 16 2766567,2 146,3 26442399 1354,2 6,0*1012
Параметр "а" можна обчислити за формулою:
а = ао - Ь * X (11),
а = 172910,5 - 66751,1 * 9,1 = -437253 Пщставнвши значения параметр1в "а" I "Ь" у формулу (2), отримаемо емтричну формулу, яка мае наступний вигляд:
В = 66751*1п(ОФ) - 437253 (12)
Точшсть емтричних формул можна оцшити шляхом побудови дов1рчих штервал1в (меж) для параметр1в формул "а" та "Ь". Для цього обчислюемо статистичну дисперсш (Бе) за наступною формулою:
Б = Ё (а - Ь * X,)] = (У,-У,) (13),
_*
п , = 1
= 6,0*1012 / 16 = 3,8*10
11
I=1
,=1
р
р
126
Визначаемо емтричш середньоквадратичш вщхилення параметр1в "а" \ "Ь" за вщповщно формулами (14) та (15):
аа° = Щ7. п (14),
п - 2
Е X,2 - (Е х,У
аЬо = I Р
{п - 2
аао = /3,8 *1011 *
16
= 147520,6; аЬо = 38
10
(16),
(17),
(18)
(15),
__, , . = 163899,1
16 - 2 л/16 * 1354 ,2 - 146 ,32 "V 16 - 2
Приймемо надшшсть обчислення параметр1в "а" 1 "Ь" Р = 0,95 при к = п -2 = 16 - 2 = 14 ступешв свободи. Визначимо параметр 1:
t = f (к, Р)
Таким чином, з формули (16), 1 = {(0,095; 14) = 2,145. Обраховуемо дов1рч1 штервали за формулами (17) та (18). 1а0 = (а0 - 1 * аа0; а0 + 1 * аа0) 1Ь0 = (Ь0 - 1 * аЫ; Ь0 + 1 * аЫ) ТоД1 1а0 = (-143521; 489342,1); 1Ь0 = (-284812,5; 418314,7). Оскшьки параметри а0 = 172910,5 та Ь0 = 66751 входять в меж1 вщповщно 1а0 = (-143521; 489342,1) I 1Ь0 = (-284812,5; 418314,7), то можна говорити про достов1ршсть нашо! модели
Отже, з надшшстю Р = 0,95 точшсть визначення параметру а0 не бшьше 1,9%, а точшсть визначення параметру Ь0 - не бшьше 5,4%.
В даному випадку доцшьно визначити залежнють м1ж параметрами X та У та встановити взаемозв'язок м1ж ними.
Визначаемо середне квадратичне по X та У: X = 146,3 / 16 = 9,15; У = 2766567,2 / 16 = 172910,5 та середньоквадратичш вщхилення по X та У:
стХ = 17,52 / 16 = 1,095; стУ = 137494839734,8 / 16 = 8593427483 За формулою (19) обчислюемо коефщент кореляци:
п * Е X,* угЪ X,* Е у, (19),
г
[п*Е х2-(Е X,) ]*[п*Е у, - (Е У,) ] _16 * 26442399 -146,3 * 2766567 ,2_
-^/(16 * 1354 ,22) * (16 * 6158636688 09,3 - 2766567 ,22) 1з р1внянь (20) та (21) знаходимо:
Е х * у - Е х * Е у
= 0,74
ь =
а
= у - ь * X =
Е х 2 - (Е х )2
у у у х
.— ь *
(20), (21)
*
п
I=1
7 = 1
г
*
п
п
п
127
b = 16*26442399-146,3*2766567,2 = . ^ = 2166561,2 _ 65§0883*I46,3 =
U 16*1354,2 -146,32 " 16 16
-429235,1
Тод1 р1вняння perpecii' матиме вигляд:
y = -429235,1 + 65808,3 x (22)
Для встановлення tíchoth зв'язку визначимо коефшдент детермшаци:
кд = г2 = 0,142 = 0,56. Це означав, що 56% розпорошення значень визначаються змшою величини X, а 44% - шшими причинами, тобто змша функци Y значною м1рою характеризуемся розпорошенням 3míhhoi X.
Висновки. Отже, в результат! розрахунюв ми отримали модель виду:
В = 66151*1п(ОФ) - 431253 або у = 66151*ln(x) - 431253.
Оскшьки параметри a0 = 112910,5 та b0 = 66151 входять в меж1 штервал1в Iao = (-143521; 489342,1) i Ib) = (-284812,5; 418314,1) вщповщно, то можна говорити про достов1ршсть модели
Значения коефщента кореляци г = 0,14 i коефшдента детермшаци г2 = 0,56 свщчать про те, що м1ж факторами ¿снуе тюний прямий зв'язок. Значения коефщента детермшаци показуе, що на 56% вар1ащя Y (варткть осушених сшьськогосподарських земель) залежить вщ X (вартост1 мелюративних систем) i на 44% - вщ фактор1в, яю не увшшли в модель.
Л1тература
1. Гарнага О.М. Еколого-економ1чш засади формування ринку земель: Монограф1я / Гарнага О.М.-Р1вне:НУВГП, 2006. - 42 с.
2. Кожушко Л.Ф. Еколопчний менеджмент: Пщручник / Л.Ф. Кожушко, П.М. Скрипчук - К.: ВЦ "Академ1я", 2001. - 432 с. (Альма-матер).
3. Кожушко Л.Ф. Науково-практичш основи еколопчного менеджменту осушуваних земель Полюся Украгни. Монографш / Кожушко Л.Ф., Скрипчук П.М. - Ивне: НУВГП, 2001. - 134 с.
4. Люта 1рина Ярослав1вна. Реформування земельних вщносин та формування ринку землк дис... канд. екон. наук: 08.01.02 / Льв1вський держ. аграрний ун-т. — Л., 2006. — 219 арк.: табл. — Б1блюгр.: арк. 185-199.
Summary Velesik T.A., graduate student
National University of Water Management and Nature Resources Use,
city Rivne, Ukraine
A CONSTRUCTION OF EMPIRIC MODEL OF DEPENDENCE OF COST OF THE DRIED AGRICULTURAL EARTHS IS FROM THE COST OF THE
RECLAMATIVE SYSTEM
An empiric model which represents dependence between the cost of the dried agricultural earths and cost of the reclamative systems is offered. The coefficient of correlation is expected and determination, the values of which testify that between factors there is close connection.
Стаття надшшла до редакци 14.04.2011 p.
128
