CC BY
53
СИСТЕМА БЮДЖЕТИРОВАНИЯ
Процесс планирования
1. Разработка бюджета - постановка проблемы; сбор исходной информации; анализ, расчет и обобщение; оценка проекта
2. Утверждение бюджета
Процесс реализации
3. Регулирование бюджета
4. Контроль за исполнением бюджета
Деятельность
администрации
Подготовка решения
Принятие решения
Отдача распоряжений о реализации решения
V
Сравнение полученных результатов с заплан ированными
Рис. 2. Система бюджетирования агроформирований Орловской области
ду менеджерами структурных подразделений и специалистами финансово-экономических служб;
3) стремление получить больше ресурсов для успешной реализации бюджета; 4) распространение недостоверной информации о бюджетах по неформальным каналам и др.
Однако эти трудности не носят объективного характера и вполне преодолимы в процессе внедрения новой системы финансового управления и контроля. Следовательно, система бюджетирования помогает руководителям и ведущим специалистам агроформирований более эффективно управлять производственно-коммерческим процессом, особенно в условиях дефицита денежных средств.
Процесс разработки бюджета необходимо проводить в четыре этапа (рис. 2).
Для оценки эффективности управлении в бюджетной системе принимаются следующие виды показателей:
директивные: характеризуют административное управление подразделениями и являются обязательными для исполнения;
оценочные: характеризуют функциональное управление подразделениями, отражают экономическую оценку эффективности управления и используются в системе материального стимулирования;
расчетные: позволяют обеспечить приведение соответствующих видов анализов и являются основанием для принятия управленческих решений.
Таким образом, процесс бюджетирования является важнейшим инструментом внутрифирменного планирования, который позволяет руководите-
лям как управляющей компании в целом, так и низовым предприятиям (подразделениям) принимать рациональные решения в целях обеспечения конкурентноспособности в современных рыночных условиях.
Список литературы
1. Бюджетное планирование как средство повышения экономической эффективности: научно-методич. рекомендации «Формы и механизм организационно-экономического взаимодействия в агропромышленных формированиях». — М.: Россельхозакадемия, 2005. — 100 с.
2. Организация планирования в агрохолдинговых формированиях: методические рекомендации. — М.: НИПКЦП Восход-А, 2007. — 120 с.
3. Эффективность деятельности сельскохозяйственных участников кооперативных и интегрированных формирований: методическое пособие. — М.: НИПКЦП Вос-ход-А, 2009. — 104 с.
УДК 631.158
В.В. Ухоботов, канд. экон. наук
ФГОУ ВПО «Пензенская государственная сельскохозяйственная академия»
РАЗРАБОТКА МОДЕЛЕЙ ДЕМОГРАФИЧЕСКОГО ПРОГНОЗА ДЛЯ СЕЛЬСКОЙ МЕСТНОСТИ НА ОСНОВЕ ВЛИЯНИЯ СОЦИАЛЬНЫХ ФАКТОРОВ
В
основе используемой органами управления ме- стам понимается переход лиц возраста Х к после-
тодологии прогнозирования демографической дующему возрасту Х + 1, при этом численность этих
ситуации в сельской местности лежит метод пере- лиц уменьшается вследствие смертности и сокраще-
движек по возрастам. Под передвижкой по возра- ния рождаемости, а также изменяется за счет миг-
------------------------------ 49
рации. Расчет осуществляется отдельно для мужчин и женщин по одногодичным или пятигодичным возрастным группам.
В настоящей работе мы дополняем методологию прогнозирования, в основе которой лежит метод передвижек по возрастам, регрессионными моделями, учитывающими влияние социальных факторов на демографическую ситуацию, что позволяет более точно учитывать при прогнозировании факторы, влияющие на показатели рождаемости, смертности и миграции. Это позволяет говорить о комбинированном подходе в методологии прогнозирования демографической ситуации.
Приступая к разработке математических моделей динамики таких демографических показателей, как рождаемость, смертность, естественный прирост населения в сельской местности, необходимо прежде всего определиться с оценкой социальных факторов, способных существенно влиять на процессы рождаемости и смертности [1].
В системе этих факторов заслуживают особого внимания: фактор платежеспособности отдельных социальных групп и такие показатели качества жизни, как состояние здравоохранения, жилищные условия, уровень преступности и др. Сравнивая прогнозы численности сельских жителей на основе половозрастной структуры (метод временных передвижек), с одной стороны, и расчет потребности в трудовых ресурсах — с другой, можно рассчитать уровень социальной напряженности и уровень доходов в сельской местности, а также проследить обратные связи — влияние доходов населения на рождаемость и смертность в будущих периодах.
Заметим, что в настоящее время не все из этих факторов могут стать объектом математического моделирования, во-первых, ввиду дефицита статистической информации, и во-вторых, поскольку далеко не всегда современный уровень научных знаний позволяет численно выразить некоторые демографические факторы (общее изменение экологической ситуации, политической конъюнктуры, психологических, нравственных ориентиров и т. п.). Тем не менее уже на уровне логического анализа можно утверждать следующее.
1. Поскольку урбанизация в условиях ускоренной индустриализации вовлекает в производственную деятельность все большую часть женщин детородного возраста, то она должна иметь своим следствием снижение коэффициента рождаемости. Свидетельство тому — падение рождаемости в России на 29 % в 1913-1940 гг., при снижении доли сельского населения на 22 %. В США за те же годы рождаемость упала в 1,6 раза при снижении доли фермерского населения в 1,5 раза. Поскольку за постсоветский период удельный вес селян в общей численности практически не изменился как в целом по РФ (27 %), так и в Пензенской
50
области (33,5 %), а в то же время заметно понизился уровень занятости женщин в производстве, следовало ожидать, что за счет данного фактора рождаемость в сельской местности должна была увеличиться. Но так как она фактически снизилась за 1990-2007 гг. на 8,4 % (причем за 1990-2000 гг. на 35 %), то можно утверждать, что в данном случае сказывается не общий цивилизационный фактор (урбанизация), а обстоятельства иного рода.
2. Уменьшение в общей численности населения удельного веса женщин детородного возраста, при прочих равных условиях, должно снижать коэффициент рождаемости. Так, существенному падению рождаемости в 1960-1965 гг. на 35 % в России сопутствовало сокращение доли женщин в возрасте 20-29 лет на 16 %. В 1989-1995 гг. в сельской местности Пензенской области удельный вес женщин в возрасте 20-29 лет оставался практически неизменным, и следовательно, не мог повлиять на динамику рождаемости, которая реально снизилась за 1990-1995 гг. на 30,6 %. В 1996-1999 гг. удельный вес женщин данного возраста (на них в настоящее время приходится 65 % всех родов) несколько повысился, но, несмотря на это, коэффициент рождаемости продолжал снижаться. По мнению автора, это нужно рассматривать как сигнал возросшего влияния на реальные показатели динамики рождаемости не структурных, а иных факторов.
В 2000-2008 гг. в Пензенской области, как и в России в целом, отмечено повышение коэффициента рождаемости (с 7,7 до 10,9 на 1000 жителей), что вполне согласуется со вступлением в детородный возраст женщин, родившихся в первой половине 80-х годов. А поскольку в то время и вплоть до 1989 г. повсеместно отмечался рост численности новорожденных девочек, то можно уверенно прогнозировать, что структурный фактор еще в течение нескольких лет, при прочих равных условиях, мог бы оказывать благотворное влияние на динамику рождаемости.
3. Увеличение в общей численности населения пожилых возрастов (старше 55 лет), при прочих равных условиях, ведет к повышению коэффициента смертности. В 1970-1989 гг. это подтверждалось тем, что с ростом доли пожилых россиян на 15 % (с 18,2 до 21,0 %) в общей численности населения смертность повысилась более чем в 1,2 раза. Поскольку этот фактор перестал действовать в последние 10 лет, то рост смертности в эти годы уже нельзя отнести за счет повышения доли пожилых людей [2].
Данные логические выводы подтверждаются на уровне математического моделирования зависимостей. Уравнения, моделирующие зависимость динамики половозрастной структуры населения от показателей рождаемости и смертности, оказываются практически незначимыми:
^ = А + Л^; (1)
Щ = Б0 + Бх1, (2)
где — коэффициент рождаемости; Х — удельный вес в населении России женщин 20-29 лет; Щ — коэффициент смертности; Ь{ — удельный вес россиян в возрасте старше 55 лет; А0, А1, В0, В1 — коэффициенты регрессии;
г — число лет, г = 1, 2, 3. ... п [3].
Согласно расчетам, Yi = 16,47 + 3,83Х при Л2 = 0,405; Щ = 4,53 + 0,85^ при Л2 = 0,444.
Судя по невысоким показателям тесноты связи коэффициента детерминации Я2 ясно, что не изменения в структуре населения являются определяющим фактором ухудшения демографической ситуации в стране в постсоветский период. Поэтому целесообразно исследовать существенность в данном случае экономических факторов. А поскольку основным внешним выражением радикальных экономических перемен в 1990-2008 гг. явились изменения индивидуальной составляющей благосостояния россиян и значительное сокращение общественных фондов потребления, то вполне логично изучать зависимость рождаемости и смертности от уровня индивидуальной платежеспособности (П).
В качестве показателя платежеспособности принимается отношение среднедушевых доходов (Д) к прожиточному минимуму (ПМ), т. е. П = (Д / ПМ)100. При таком способе расчета платежеспособности удается в значительной мере разрешить проблему несопоставимости структуры потребно-
стей различных социальных групп и трудностей учета динамики цен на особо значимые для простого воспроизводства населения товары и услуги.
Основные показатели, использованные для расчета эконометрических моделей анализа и прогнозирования социально-демографического ситуации в сельской местности Пензенской области, представлены в табл. 1.
На основе взаимосвязи факторов, влияющих на социально-демографические процессы в Пензенской области, была рассчитана корреляционная матрица факторов.
Анализ социально-демографической ситуации позволил сделать следующие выводы.
1. Подтверждены очевидные связи между социальной группой факторов: доходы на душу населения в области, прожиточный минимум, среднемесячная заработная плата работающих в экономике области.
2. Выбытие населения из сельской местности прямо пропорционально росту зарплаты в регионе в целом и обратно пропорционально росту зарплат в сельской местности. Прибытие населения в сельскую местность уменьшается при росте доходов населения области и увеличивается при росте прожиточного минимума. Особо интересен факт, что на прибытие населения в сельскую местность влияют те же факторы, что и на выбытие: прибытие населения в сельскую местность прямо пропорционально росту зарплаты в регионе в целом и обратно
Таблица 1
Основные показатели социально-демографической ситуации в Пензенской области в 1992-2008 гг.
Показатель 1994 г. 2000 г. 2002 г. 2004 г. 2006 г. 2008 г.
Доходы, р. 135 357 1259 2221 3421 5658 10 951
Зарплата, р. 123 181 1258 2501,1 3911.1 6344 11 723
Прожиточный минимум, р. 83 701 1180 1677 2123 2999 4072
Отношение доходов к прожиточному минимуму 1,617 1,067 1,324 1,611 1,886 2,689
Отношение зарплаты к прожиточному минимуму 1,47 1,06 1,491 1,842 2,115 2,878
Естественный прирост населения сельской местности, чел. -6419 -6798 -6580 -6622 -5905 -4181
Рождаемость, чел., в возрасте, лет: 15-19 65,7 42,3 40,4 33,9 33 35,9
20-24 153,1 119,8 117,8 127,6 128,8 127,2
25-30 68,3 66,7 74,3 81 79,3 106,5
30-34 26,5 28,6 32,4 37,1 40,1 57,8
35-39 11,5 8,3 9,9 12,9 11,4 20,9
Смертность мужчин в сельской местности, чел. 18,835 1,595 20,14 20,082 19,184 18,4
Прибыло, чел. 41 595 25 116 21 276 20 455 20 237 20 553
В том числе: из пределов России 28 737 21 651 19 666 19 080 18 140 17 716
из-за пределов России 12858 3465 1610 1375 2097 2837
Миграционный прирост населения, чел. 12 000 1335 -494 -1026 -270 224
Число умерших мужчин на 1000 жителей в сельской местности, чел. 21,06 21,94 22,90 25,00 23,14 21,98
Продолжительность жизни мужчин в сельской местности, лет 58 58,9 58,3 56,9 58,9 60,4
Показатели платежеспособности населения (сплошная линия) и отношения зарплаты к прожиточному минимуму в Пензенской области за 1994-2008 гг.
пропорционально росту зарплат в сельской местности (последняя связь вряд ли причинная, а скорее объясняется третьим внешним фактором — общей миграцией русскоязычного населения из бывших союзных республик).
3. Количество безработных в сельской местности обнаруживает не очень тесную связь с количеством прибывших в сельскую местность. Очевидно, эта связь порождается трудностями трудоустройства в сельской местности.
4. Общий прирост населения в сельской местности зависит от наличия нескольких факторов, причем опосредованно, через естественный прирост и миграцию. Поэтому судить об общем приросте населения по отдельным показателям коэффициентов корреляции было бы методически не совсем верным.
5. Миграционный прирост зависит от тех же факторов, что и число прибывших в сельскую местность.
6. Естественный прирост населения в сельской местности напрямую связан с показателем общего прироста, с показателями числа рожденных у женщин детородного возраста и, главное, с показателем платежеспособности. Как будет показано ниже, естественный прирост населения лучше прогнозировать, используя показатель платежеспособности за предыдущий год наблюдений (запаздывание в модели на один год по естественным причинам).
7. Показатель платежеспособности играет определяющую роль в числе рождений женщин всех возрастов, но с возрастом влияние этого показателя на рождаемость
у женщин усиливается (Я = 0,608;
0,874; 0,888).
Изучая динамику платежеспособности населения в целом по области за 1994-2008 гг. (см. рисунок), за основные объективные показатели платежеспособности населения мы приняли отношение дохода на душу населения к величине ПМ (сплошная линия) и отношение средней заработной платы к ПМ (пунктирная линия). Необходимо отметить, что спад платежеспособности в 2000 г., совпавший с увеличением дохода на душу населения, частично объясняется новыми правилами расчета прожиточного минимума.
С помощью пакета прикладных программ (модуль регрессионного анализа) построена модель зависимости прироста миграции от платежеспособности населения (табл. 2):
7 = В,+ВХ (3)
из которой видно, что зависимости, построенные по данным за 1994-2008 гг., в большинстве случаев являются достаточно слабыми, но тем не менее все полученные уравнения показывают обратную связь в исследуемых зависимостях.
Уравнения связи числа рождающихся детей на тысячу женщин в разных возрастных категориях с показателем платежеспособности, приведенные в табл. 3, свидетельствуют о том, что рождаемость для женщин в возрасте 15-19 лет имеет отрицательную зависимость с платежеспособностью и величиной отношения зарплаты к прожиточному минимуму (при увеличении платежеспособности на единицу ПМ рождаемость снижается на 8,77 промилле). В то же время в последующих возрастах, особен-
Таблица 2
Показатели миграционного прироста населения в сельской местности Пензенской области в зависимости от уровня платежеспособности населения
Показатель Коэффициент регрессии Коэффициент корреляции R
Платежеспособность
Всего прибыло, чел.: из регионов РФ из-за пределов РФ Миграционный прирост, чел. 35955,00 30281,14 5673,87 5186,51 -6005,35 -4978,62 -1026,72 -1835,31 -0,3956 -0,5323 -0,1567 -0,2368
Отношение зарплаты к ПМ
Всего прибыло, чел.: из регионов РФ из-за пределов РФ Миграционный прирост, чел. 38864,93 31550,53 7314,40 6988,21 -7455,15 -5480,66 -1974,49 -2837,06 -0,5877 -0,7011 -0,3607 -0,4380
Таблица 3
Коэффициенты регрессии для расчета числа рожденных детей на тысячу женщин различных возрастных категорий в зависимости от уровня платежеспособности
Показатель Коэффициент регрессии Коэффициент корреляции R
Платежеспособность
Рождаемость, чел, в возрасте, лет:
15-19 57,07910 -8,77118 -0,408700
20-24 120,56000 4,51980 0,203300
25-30 40,12360 22,79980 0,932700
30-34 4,72487 18,48660 0,896500
35-39 0,26684 7,10800 0,901700
Отношение зарплаты к ПМ
Рождаемость, чел, в возрасте, лет:
15-19 60,67620 -10,48880 -0,584800
20-24 126,09100 0,88270 0,047500
25-30 44,47020 18,87770 0,924000
30-34 7,89600 15,95530 0,925800
35-39 2,06715 5,61266 0,851946
Таблица 4
Коэффициент регрессии расчета продолжительности жизни мужчин Пензенской области
Показатель Коэффициент регрессии Коэффициент корреляции R
Платежеспособность, лет
Продолжительность жизни, лет за прошлый год 58,175 59,143 0,4006 -0,302 0,1553 -0,1255
Отношение зарплаты к ПМ
Продолжительность жизни, лет за прошлый год 58,768 59,425 0,015 -0,454 0,0071 -0,2253
Таблица 5
Коэффициенты регрессии зависимости естественного прироста сельского населения Пензенской области от по казателя платежеспособности
Показатель Коэффициент регрессии Коэффициент корреляции R
Платежеспособность
Естественный прирост, чел за прошлый год -7960,8 -7254,3 1221,39 678,04 0,71617 0,51929
Отношение зарплаты к ПМ
Естественный прирост, чел за прошлый год -7451,7 -6918,4 842,13 429,67 0,59081 0,39289
но начиная с 25 лет, рождаемость очень сильно (положительно) зависит от платежеспособности.
Увеличение платежеспособности на единицу ПМ приводит к росту рождаемости в возрасте 20-30 лет на 22,79 промилле.
Проведенное исследование зависимости продолжительности жизни у мужчин в Пензенской области от уровня платежеспособности (благосостояния) показывает, что наблюдается отсутствие связей между рассматриваемыми величинами достаточной силы, чтобы можно было говорить об эффективном использовании этих знаний для решения задач управления (табл. 4).
Кроме того, нами исследована зависимость естественного прироста сельского населения (ПН) Пензенской области от показателя платежеспособности (ПП) (табл. 5), которая характеризуется уравнением регрессии:
ПН = -7960,8 + 1221,4ПП.
Таким образом, увеличение душевых доходов на один прожиточный минимум повышает естественный прирост сельского населения области на 2645 человек.
Из анализа уравнения (3) следует:
1. Повышение средних доходов сельского населения в отношении к одному прожиточному минимуму в предыдущем году вызывает повышение рождаемости на 600 человек.
2. Для полного прекращения естественной убыли населения (стабилизации) без привлечения мигрантов требуется обеспечить величину платежеспособности в размере 6,5 ПМ, что в 2,4 раза больше существующего дохода.
Аналогичных результатов станет возможно достичь, согласно полученным уравнениям регрессии, при повышении зарплаты до 8,85 ПМ, или в 2,98 раза.
Предложенная усовершенствованная методология прогнозирования демографической ситуации в сельской местности позволяет в короткие сроки рассчитать большое количество вариантов прогно-
зов, которые могут стать основой для принятия научно обоснованных решений.
Новым в предлагаемом подходе является то, что в систему регрессионных моделей включены только
53
те из них, которые характеризуются высокими качественными параметрами, т. е. значимостью всех коэффициентов регрессии и других показателей. В моделях анализируется и используется показатель платежеспособности (благосостояния), который определяется как отношение среднедушевых доходов к прожиточному минимуму, что позволяет в значительной мере снять проблему несопоставимости структуры потребления различных социальных групп и трудностей учета динамики цен на особо значимые для простого воспроизводства населения товары и услуги.
Список литературы
1. Человеческий капитал для социогуманитарного развития / В.В. Бушуев [и др.]. — М.: ИАЦ «Энергия», 2008. — 96 с.
2. Состояние социально-трудовой сферы села и предложения по ее регулированию / Н.К. Долгушкин [и др.] // Ежегодный доклад по результатам мониторинга (четвертый выпуск). — М.: Петит, 2002. — 164 с.
3. Методические основы прогнозирования демографической ситуации в сельской местности, адаптированные к современным условиям / В.В. Кузнецов [и др.]. — Ростов н/Д: ВНИИЭиН, 2004. — 72 с.
УДК 339.5:664(470)
П.М. Таранов, канд. экон. наук, доцент А.С. Панасюк, ассистент
ФГОУ ВПО «Азово-Черноморская государственная агроинженерная академия»
ЗАЩИТА РОССИЙСКОГО АГРОПРОДОВОЛЬСТВЕННОГО РЫНКА В КОНТЕКСТЕ ИНТЕГРАЦИИ РОССИИ В МИРОВОЕ ХОЗЯЙСТВО
Интеграция агропродовольственного комплекса России в мировое хозяйство актуализирует исследование доступности и защиты внутреннего агропродовольственного рынка. В научных и политических кругах активно обсуждаются вопросы продовольственной независимости и безопасности. Особое значение имеет соответствие положений проекта доктрины продовольственной безопасности условиям вступления России в ВТО.
Глобальный финансовый кризис побудил многие развитые страны ввести протекционистские меры. По данным международной организации Global Trade Alert за 2009 г., правительствами было введено 257 протекционистских мер, значительная часть которых коснулась агропродовольственных рынков [1].
Защита внутренних рынков и конкурентоспособность национальных производителей находятся в диалектической зависимости. Конкурентные преимущества страны в рамках неоклассических теорий международной торговли можно оценить с помощью индекса экспортной специализации страны (индекс Баласса). Расчеты индекса экспортной специализации (ИЭС) для более чем 100 стран по ряду зерновых культур, из которых наиболее значимой для специализации России является пшеница, не позволили отнести нашу страну к лидерам мирового зернового рынка.
Среди двух десятков стран, обладающих выявленными сравнительными конкурентными преимуществами в производстве и экспорте пшеницы, наиболее важными производителями являются Аргентина, ИЭС которой составил 19, Казахстан — 12,7, Канада — 5,8, Румыния — 3,4, Франция — 3,7
54
и США — 3,2. Россию нельзя признать специализирующейся на экспорте пшеницы с 1995 по 2005 г., так как ИЭС нашей страны не превысил 0,6.
Теория Хекшера-Олина исходит из положения о том, что конкурентные преимущества в производстве и экспорте продукции основаны на сравнительно большей обеспеченности страны-экспортера ресурсами — землей, трудом и капиталом, которые необходимы для производства данной продукции.
В случае зернопродуктового подкомплекса целесообразно выделить обеспеченность страны пашней (количество площади в гектарах на 1000 чел.), производственным капиталом (количество тракторов и комбайнов на 1000 га) и трудовыми ресурсами (количество занятых в сельхозпроизводстве на 1000 га). Количественный анализ показал, что между ИЭС и обеспеченностью страны пашней и капиталом существует положительная линейная статистическая связь. Основным фактором специализации страны на производстве и экспорте зерновых является обеспеченность пашней, так как парная статистическая связь между этим показателем и ИЭС наиболее тесная.
Обеспеченность страны пашней составила для России 863,9 га на 1000 чел., что является одним из самых высоких показателей в мире и уступает только трем странам — Австралии (2526 га на 1000 чел.), Казахстану (1422 га на 1000 чел.) и Канаде (1402 га на 1000 чел.). Количество тракторов и комбайнов составляет соответственно 6,1 и 1,2 на 1000 га, что меньше, чем во многих развитых странах, но сопоставимо, например, с Казахстаном, специализирующимся на экспорте пшеницы.
