CC BY
24
УДК 339.564
вплив ВАР1АТИВНОСТ1 ОКРЕМИХ ФАКТОР1В НА АГРАРНЕ ВИРОБНИЦТВО
® 2014 скрипник А. в., ЯРА т. Ю.
УДК 339.564
Скрипник А. В., Яра Т. Ю. Вплив варiативностi окремих факторiв на аграрне виробництво
У роботi здшснено анал'в результат1в альськогосподарсько! д'тльностi тдприемств протягом 2009 - 2013 рот i площ/ nocieie, валового збору та урожайностi основних сльськогосподарських культур, а також виробництва продукцИ тваринництва, зокрема, м'яса, молока та яець у 2012 -2013 рр. Було розглянуто внесок окремих складових у процес аграрного виробництва за допомогою мультипл'жативноi виробничоi функцИ (Кобба -Дугласа) та додатковихпараметр'в: поавнихплощ та часу. На тдстав'> часовихряд'в на штервалi 1998-2012 рр. методами економетричного ана-лау побудовано модел'> впливу окремих фактор'в на виробництво альськогосподарсько! продукцИ. Було здшснено пор'вняльний анал'в розроблених моделей та визначено, що модель, яка мстить так параметри: основний каптал, кльксть працюючих, пос'ют плoщi та час (науково-техтчного прогресу) мае найвищi показники адекватности Також було оцнено вплив вар'штивностi зазначених вище фактор'в на вар'штивтсть обсяав ви-робництва.
Ключов'! слова: аграрне виробництво, мультипл'шативна виробнича функ^я (Кобба - Дугласа), основний каптал аграрного сектору, пoсiвнi площi, затрати часу, вар'штивтсть показнит Рис.: 2. Табл.: 7. Формул: 4. Б'бл.: 15.
Скрипник Андрй Васильович - доктор екoнoмiчних наук, професор, зав'дувач кафедри, кафедра екoнoмiчнo'i юбернетики, Нацональний ушверситет бюресурав i природокористування Укра:ни (вул. Геров Оборони, 15, Кив, 03041, Украна) Email: avskripnik@ukr.net
Яра Тетяна Юрнвна - старший науковий ствроб'тник, в'дд'ш економ'жо-математичного моделювання та iнфopмацiйнo-аналiтичнoгo забезпе-чення фiнансoвo-екoнoмiчних досл'джень, Академiя ф'нансового управлшня МЫстерства фшанав Украни (вул. Дегтяр'вська, 38-44, Кив, 04119, Украна)
Email: Tanuxa_Z@bigmir.net
УДК 339.564
Скрипник А. В., Ярая Т. Ю. Влияние вариативности отдельных факторов на аграрное производство
В работе осуществлен анализ результатов сельскохозяйственной деятельности предприятий в течение 2009 - 2013 годов и площади посевов, валового сбора и урожайности основных сельскохозяйственных культур, а также производства продукции животноводства, в частности, мяса, молока и яиц в 2012 - 2013 гг. Был рассмотрен вклад отдельных составляющих в процесс аграрного производства с помощью мультипликативной производственной функции (Кобба - Дугласа) и дополнительных параметров: посевных площадей и времени. На основании временных рядов на интервале 1998 - 2012 гг. методами эконометрического анализа построены модели влияния отдельных факторов на производство сельскохозяйственной продукции. Был осуществлен сравнительный анализ разработанных моделей и определено, что модель, содержащая следующие параметры: основной капитал, количество работающих, посевные площади и время (научно-технического прогресса) имеет высокие показатели адекватности. Также было оценено влияние вариативности указанных выше факторов на вариативность объемов производства. Ключевые слова: аграрное производство, мультипликативная производственная функция (Кобба - Дугласа), основной капитал аграрного сектора, посевные площади, затраты времени, вариативность показателей
Рис.: 2. Табл.: 7. Формул: 4. Библ.: 15.
Скрипник Андрей Васильевич - доктор экономических наук, профессор, заведующий кафедрой, кафедра экономической кибернетики, Национальный университет биоресурсов и природопользования Украины (ул. Героев Обороны, 15, Киев, 03041, Украина) Email: avskripnik@ukr.net
Ярая Татьяна Юрьевна - старший научный сотрудник, отдел экономико-математического моделирования и информационно-аналитического обеспечения финансово-экономических исследований, Академия финансового управления Министерства финансов Украины (ул. Дегтяревская, 38-44, Киев, 04119, Украина) Email: Tanuxa_Z@bigmir.net
UDC 339.564
Skrypnyk A. V., Yara T. Yu. The Effect of Variability of Individual Factors on Agricultural Production
The work contains an analysis of performance of agricultural enterprises over the period of 2009 - 2013 and the planting area, gross croppage, and yield of basic crops, as well as livestock sector production, in particular production of meat, milk, and eggs in 2012 - 2013. The contribution of individual components to the agricultural production process was examined using a multiplicative production function (the Cobb-Douglas function) and additional parameters, namely planting areas and time. A model of the effects of individual factors on the agricultural production was developed by using the econometric analysis methods on the basis of time series within the interval of 1998 - 2012. A comparative analysis of the developed models was conducted which established that the model including such parameters as fixed assets, employment size, planting areas, and time (for progress in science and technology) has the highest adequacy rates. Also, the effect of variability of the above factors on variability of production output volumes was evaluated.
Keywords: agricultural production, multiplicative production function (the Cobb-Douglas function), fixed assets of the agricultural sector, planting areas, expenditure of time, variability of indices Pic.: 2. Tabl.: 7. Formulae: 4. Bibl.: 15.
Skrypnyk Andrii V. - Doctor of Science (Economics), Professor, Head of the Department, Department of Economic Cybernetics, National University of Life and Environmental Sciences of Ukraine (vul. Geroyiv Oborony, 15, Kyiv, 03041, Ukraine) Email: avskripnik@ukr.net
Yara Tetiana Yu. - Senior Research Fellow, Department of Economic and Mathematical Modeling and Information-analytical Support of the Financial and Economic Research, Academy of Finance Department of the Ministry of Finance of Ukraine (vul. Degtyarivska, 38-44, Kyiv, 04119, Ukraine) Email: Tanuxa_Z@bigmir.net
Постановка проблеми. Процес трансформацп аграрного сектору Укра!ни протягом останнк 20 роив привш до суттевих змiн структури та обсягш виробни-цтва, рiвня капiталовкладень, рiвня зайнятостi та шших факторiв. У першу чергу, варто зазначити стрiмке знижен-ня ршня зайнятостi, яке не супроводжуеться вкповкним зменшенням сiльського населення. Так, внаслкок тако! диспропорцп вiдбуваеться зменшення доходiв сiльського населення, а село стае все бкьш залежним вiд ршня державно! пiдтримки, на що у найближчому майбутньому навряд чи варто розраховувати. Тому важливим е здшснення оцшки внеску окремих факторiв на виробничий процес аграрно! сфери. До таких факторiв вкносять: трудовi ре-сурсi, земельнi ресурси та капiтал.
Аналiз внеску окремих складових процесу аграрного виробництва зазвичай дослкжуеться за допомогою дво-факторно! моделi виробничо! функцп, де враховуються два виробничих фактора: праця та каттал [1; 2].
Зазвичай при оцшщ факторiв еластичностi працi на базi регiональних або нацiональних показниив отримують вiд'емнi показники, якi свкчать про те, що при зростанш обсягiв виробництва, представлених у грошовш формi, вiдбуваеться зменшення обсягш пращ, яи використову-ються у процеа виробництва [2].
При цьому поза межами до^дження залишаеться площа рки, що обробляеться, та не враховуеться покра-щення основних фондш. Варткть новiтнього обладнання зростае у цш, проте зростае i його ефектившсть, що позитивно впливае на кшцевий результат. Однак, оскiльки фактор амортизацГ! найчастiше враховуеться при податковш оптимiзацi¿, то для аграрних пiдприемств вiн не е насткь-ки важливим, i тому застарш основнi засоби можуть ко-штувати, як i сучаснi, що утруднюе отримання об'ективних оцiнок впливу обсягу катталу на обсяг продукци.
Водночас зайнятють на селi зменшувалась, що, на наш погляд, пов'язано з наявшстю ризику некомпетентно™ трудових ресурсш, наслiдком якого е зростання ймо-вiрностi втрат при тривалих швестицшних проектах [3]. Цей ризик значною мiрою можна пояснити вксутшстю розвинуто! соцiально'¿ iнфраструктури на сел^ що не спри-яе закршленню квалiфiкованих трудових ресурсiв. Тому значний штерес також викликае внесок фактора пращ на виробництво скьськогосподарсько! продукци.
Аналiз останнiх дослiджень i публжацш. Питан-ня ефективностi окремих факторiв аграрного виробництва аналiзувалось у до^дженнях низки авторiв, зокрема ощнку виробничо! функцГ! надано у робот Т. Камiнсько'¿ [2]. Особливiстю ще! оцiнки е наявнiсть вiд'емних значень еластичност працi, якi вiдображають процес реструктури-зацГ! аграрного виробництва. Перспектившсть викорис-тання модельного пiдходу вказано у робот С. Шумсько! [1]. Вплив ризикГв неякiсного трудового потенщалу на виробничу функцiю розглядався у роботах А. Скрипника та Т. Зшчук, де автори зауважують, що ризики трудового потенщалу мають суттевий вплив на зростання ризикГв аграрного виробництва [3, 15]. Вплив свГгово! фшансово! кризи на розвиток аграрного сектору вГгчизняно! економь ки представлено у робот С. Квашi [5].
Аналiз сiльського господарства, його державно! тд-тримки, орiентири розвитку аграрного сектора Укра!ни
в умовах глобалiзацi! та напрями поглиблення аграрно! ре-форми представлено у роботах В. Збарського та В. Горьо-вого [4], Ю. Кирилова [6] та М. Присяжнюка [10], П. Саблу-ка [11] та Шпичака [12].
Розвиток скьських територiй (стан, проблеми та пер-спективи) та !х державне регулювання представлено у роботах А. Люового [7], М. Малка [8] та К. Пилипенка [9]
Актуальнкть роботи. Нинi аграрний сектор зна-ходиться на порозi великих iнституцiональних змiн: змi-нюються система оподаткування аграрного виробництва, на черзi вирiшення проблеми створення ринку скьсько-господарського призначення. Для ефективного впрова-дження iнституцiональних змiн у регулювання розви-тку аграрного виробництва надзвичайно актуальним е отримання об'ективних ощнок внеску окремих вхкних факторiв виробництва на його кшцевий результат (обсяг товарно! продукци). При цьому оцшка варiативностi цих показникiв при наявност адекватно! моделi виробничо! функцГ! дозволить ощнити внесок варiативностi окремих факторiв виробництва у ризики аграрного виробництва на рiвнi кра!ни.
Метою досмдження е кiлькiсна оцiнка впливу вхк-них факторiв аграрного виробництва: основного катталу, ккькост працюючих та посГвних площ на кiнцевий результат (обсяги товарно! продукци).
Для реалiзацi! ще! мети потрiбно вирiшити таи за-вдання:
1. Визначити адекватну модель аграрного виробни-цтва.
2. Ощнити внесок окремих вхкних факторiв аграрного виробництва в його кшцевий результат.
Викладення основного матерiалу. Укра!на мае значний потенщал розвитку аграрного сектору, адже скьсью територГ! складають близько 90 % площi !! територГ!, де проживае третина населення; вона мае зручне географiчне положення, сприятливi клiматичнi умови та багатий ре-сурсний потенцiал.
Наша кра!на здатна стати державою з прюритетним розвитком аграрно! сфери та одним iз основних постачаль-никГв на свiтовi ринки екологiчно чисто! продовольчо! продукци, проте нинi рГвень розвитку аграрного сектору Укра-!ни, на жаль, не вiдповiдае свГговому рiвню та стандартам кра!н 6С [11].
Згiдно з Законом Укра!ни «Про основнi засади державно! аграрно! полiтики на перiод до 2015 року» вк 18.10.2005 р. № 2982-1У [13], державна аграрна полiтика спрямована на досягнення таких стратепчних цкей: га-рантування продовольчо! безпеки держави; перетворення аграрного сектору на високоефективний, конкурентоспро-можний на внутршньому та зовнiшньому ринках сектор економки держави; збереження селянства як нойя укра-!нсько! iдентичностi, культури i духовностi наци; комп-лексний розвиток скьських територш та розв'язання со-цiальних проблем на сель Шляхами реалiзацi! основних прiоритетiв державно! аграрно! полiтики е: 1) розвиток земельних вкносин; 2) формування сприятливого еконо-мiчного середовища для ефективно! дiяльностi суб,ектiв аграрного сектору; 3) державна полiтика щодо розвитку ринкГв продукцГ! сiльського господарства i продовольства; 4) удосконалення системи державного регулювання, ефек-
тивне поеднання загальнодержавно1 i регюнально1 полiтик в аграрному секторi; 5) комплексний розвиток скьських територiй, тдвищення сощального захисту i життевого рiвня скьських жителiв тощо.
Проаналiзуемо стан скьського господарства Украши протягом останнк роив (табл. 1).
Так, у 2013 р. чистий дох1д (виручка) в^ реалiзащí сЬ\ьськогосподарсько1 продукци та послуг зрiс майже на 1 %, а прибуток в^ реалiзащí сЬ\ьськогосподарсько1 продукци та послуг у 2013 р. знизився на 37,0 % порiвняно з попередшм 2012 р. Також значно знизився рiвень рентабельной виробництва сЬ\ьськогосподарсько1 продукци з 21 % у 2012 р. до 11,7 % у 2013 р. (на 44,3 %). Як ранше, залишаеться збитковою галузь тваринництва.
Для шдтримки сiльськогосподарського виробництва за попередшми пiдсумками у 2013 р. надшшло 0,38 млрд грн бюджетних дотацiй, що на 48,5 % менше нiж у попере-дньому 2012 р. (0,74 млрд грн) i 7,1 млрд грн за рахунок по-датку на додану вартють, що вище показника попереднього року на 13,9 %.
Загальне виробництво основних скьськогосподар-ських культур у 2013 р. характеризуеться такими даними табл. 2.
Так, у 2013 р. за попередшми тдсумками валовий збiр зернових культур зрк на 16,8 млн т поршняно з попередшм роком. У свою чергу, зiбрана площа зернових зросла на 6,8 %, а урожайшсть з 1 га - на 8,7 ц / г порiвняно з попередшм роком.
Таблиця 1
Результати альськогосподарськоТ дiяльностi пщприемств, включаючи фермерськi господарства
Показник 2009 р. 2010 р. 2011 р. 2012 р. 2013 р.
Чистий дохщ (виручка) вщ реалiзацГГ стьськогоспо-дарсько''' продукцГГ та послуг, млрд грн 65,9 81,2 104,1 132,2 133,4
у т. ч. стьськогосподарсько''' продукци 63,3 79,0 100,7 128,5 128,7
Прибуток, збиток (-) вщ реалiзацiТ стьськогосподарсько''' продукцГГ та послуг, млрд грн 8,1 14,2 21,8 22,7 14,3
у т. ч. альськогосподарськоТ' продукцГГ 8,0 13,9 21,5 22,3 13,5
Piвень рентабельной виробництва альськогосподарськоТ' продукцГГ - всього, % 14,0 21,5 27,2 21,0 11,7
у тому чиш
зернових та зернобобових культур 8,0 14,2 26,1 15,7 2,4
насшня соняшнику 41,2 62,8 55,7 45,0 28,2
цукрових буря^в (фабричних) 36,5 16,5 35,8 15,9 3,1
картоплi 14,3 57,5 18,6 -18,1 22,4
овочiв 10,9 10,3 11,1 -0,7 7,5
плодiв i ягiд 13,5 15,0 14,9 8,9 127,5
винограду 89,1 90,0 56,7 73,0 99,0
худоби та птиц на м'ясо
велико''' рогато''' худоби -32,4 -35,4 -23,9 -28,4 -41,3
свиней 12,1 -7,7 -3,5 1,9 0,2
овець i кiз -42,1 -26,3 -36,6 -36,4 -36,2
птиц -20,7 -3,6 -15,1 -6,5 -5,9
молока 1,5 17,8 18,4 2,3 13,1
Отримано коштiв державно''' тдтримки, млрд грн
за рахунок бюджетних дотацм 0,74 1,32 0,73 0,74 0,38
за рахунок податку на додану варжть - всього 2,54 3,29 3,60 6,23 7,10
у тому чиот
для пщтримки виробництва продукци рослин-ництва 1,55 1,79 2,78 4,32 4,52
для розвитку тваринництва 0,99 1,50 0,82 1,91 2,58
Складено за даними ДержавноТ' служби статистики Украши [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ukrstat.gov.ua/
У 2013 р. виробництво м'яса по вйм категорiям гос-подарств зросло на 8,2 %, молока - на 1,1 % та яець - на 2,5 % порiвняно з 2012 р. (табл. 3).
Виникае закономiрне питання, чому незважаючи на збкьшення обсягш виробництва в галузях i тваринництва, i рослинництва протягом останнк роив вiдбуваеться змен-шення показниюв ефективностi аграрного виробництва (рентабельно™). Вiдповiдь на це питання можна отримати за допомогою побудови адекватно! виробничо! функци та оцшки внеску окремих факторш у кшцевий результат.
Розглянемо вклад окремих складових у процес аграрного виробництва.
Мультиплшативна виробнича функщя (Кобба - Дугласа) визначае валовий дохiд аграрного тдприемства:
У = АКа
(1)
де Р - цша одиницi продукцп виробництва, У - обсяг виробленого продукту; К - каттал; Ь - праця;
Таблиця 2
Площа посiвiв, валовий збiр та урожайнiсть основних сiльськогосподарських культур у 2013 р. в УкраТш
Валовий збiр Зiбрана площа Урожайнкть
млн т 2013 р. до 2012 р. млн га 2013 р. до 2012 р. ц з 1 га (+,-) до 2012 р.
+,- у % +,- у %
Зерновi культури, всього 63,0 16,8 136,3 15,8 1,01 106,8 39,9 8,7
у тому чиш
пшениця 22,3 6,5 141,3 6,6 0,94 116,6 33,9 5,9
жито 0,6 -0,04 94,2 0,3 -0,02 93,8 22,8 0,1
ячмшь 7,6 0,6 109,0 3,2 -0,06 98,2 23,4 2,3
овес 0,5 -0,2 74,2 0,2 -0,06 80,1 19,4 -1,5
кукурудза на зерно 30,9 9,9 147,4 4,8 0,45 110,4 64,0 16,1
просо 0,10 -0,06 64,8 0,1 -0,07 51,1 13,1 2,8
гречка 0,18 -0,06 75,0 0,2 -0,10 61,6 10,6 1,9
рис 0,15 -0,01 90,8 0,02 0,00 93,8 60,0 -2,1
Цукровi буряки (фабричнО 10,7 -7,7 58,3 0,3 -0,18 60,2 397,4 -13,4
Соняшник на зерно 11,0 2,7 131,6 5,1 0,01 100,2 21,7 5,2
Соя 2,8 0,4 114,6 1,4 -0,06 95,6 20,5 3,4
Ртак 2,4 1,1 195,4 1,0 0,45 182,1 23,6 1,6
Картопля 22,3 -1,0 95,7 1,4 -0,05 96,5 159,7 -1,3
Oвочi 9,9 -0,1 98,6 0,5 -0,01 98,2 200,0 0,8
Плоди та ягоди 2,3 0,3 114,3 0,2 -0,002 99,0 103,8 13,9
Виноград 0,6 0,1 126,2 0,1 -0,001 98,8 85,8 18,6
Складено за даними Державно! служби статистики Укра!ни [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ukrstat.gov.ua/
Таблиця 3
Виробництво продукцптваринництва
Показник Уа категорп господарств Сшьськогосподарсьм пщприемства Господарства населення
2013 р. у % до 2012 р. 2013 р. у % до 2012 р. 2013 р. у % до 2012 р.
М'ясо1, млн т 3,4 108,2 2,0 113,8 1,4 101,3
Молоко, млн т 11,5 101,1 2,6 102,0 8,9 100,8
Яйця, млрд шт. 19,6 102,5 12,2 102,0 7,4 103,3
1 Реал1зацш худоби та птищ на забш (у живш ваз1).
Складено за даними: Державно! служби статистики Укра!ни [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ukrstat.gov.ua/
а - показник еластичностi обсягу виробництва по катталу, що характеризуе зростання обсягу продукту на 1 % зростання катталу;
в - показник еластичност обсягу виробництва по пращ, що характеризуе зростання обсягу продукту на 1 % зростання пращ;
А - коефщент пропорцшност або масштабности який дозволяе порiвнювати обсяг продукту рiзного перю-ду (фактично в^ображае середньорiчний темп зростання продукту).
Як зазначалося вище, окрiм традицшних факторiв виробництва (капiталу - К та пращ - Ь) додаеться площа р1лм - 5, та фактор часу - и, що враховуе вплив науково-технiчного прогресу (зростання ефективност використан-ня катталу):
У = АКа, (2)
У = Ае *{Ка Я7. (3)
У другiй (2) та третiй (3) з представлених моделей показники еластичност по катталу, пращ та площi в^по-вiдно: а, р, у, А - сталий множник. У третш з представлених моделей з'являеться фактор часу, тому ц е швидистю зростання обсягiв виробництва за рш завдяки фактору часу.
Вхiдну шформащю щодо обсягш i факторiв виробництва протягом 1998 - 2012 рр. представлено в табл. 4.
Шсля лшеаризацп ршнянь (1, 2), яка здшснюеться за допомогою логарифмування, значення невiдомих показни-кш еластичносп, похибок ïx оцiнок, i-критерпв, ршнш зна-чущостi можна знайти за допомогою стандартного методу найменших квадрапв (МНК), що здiйснюeться у середови-щi Microsoft Excel (табл. 5).
Варто зазначити, що при використант стандартно'1 моделi (вxiднi параметри: праця та каттал) обсяг працi мае в^'емний коефiцieнт еластичностi що наближаеться до одиницi, тобто 1 % зменшення обсягiв працi призводить до практично аналопчного зростання обсягiв виробництва. О^м того, слiд зазначити, що на пiдставi оцiнки ршня значущост неможливо вiдxилити нульову гiпотезу щодо значень еластичност по працi та катталу.
Друга модель (праця, каттал, площа) незначно збкь-шуе коефщент детермiнацiï, залишаючи незначущими ко-ефщенти еластичностi по капiталу та площь
Тобто стандартнi моделi з двома (праця, каттал), або з трьома (праця, каттал, площа) виробничими факторами практично не можна використовувати для аналiзу та прогнозу внеску окремих факторiв на аграрне виробництво.
У свою чергу, в останнш моделi - з використанням фактора часу - суттево кращi показники адекватност (ко-ефiцieнт детермiнацiï), де для вах показникiв еластичностi потрiбно вiдxилити нульову гiпотезу, тобто ва показники еластичностi е додатними та мають ршень значущостi, що не перевищуе 2,5 %.
Таблиця 4
EKOHOMi4Hi показники аграрного секторА Украши
Ик Обсяги виробництва, млрд грн Основний каттал, млрд грн Кшьккть працюючих, тис. оаб Поавж площЬ млн га Час
(y) (x1) (x2) (х3) (х4)
1998 76,19 103,78 4,62 23,82 1
1999 70,94 99,52 4,52 23,89 2
2000 77,89 97,47 4,33 27,17 3
2001 85,83 93,39 4,26 27,93 4
2002 86,78 86,19 4,11 27,54 5
2003 77,27 77,98 4,08 25,08 6
2004 92,53 75,45 3,97 27,52 7
2005 92,59 76,03 3,99 26,04 8
2006 94,90 75,51 3,63 25,93 9
2007 88,77 78,98 3,47 26,06 10
2008 103,98 95,88 3,30 27,13 11
2009 102,09 103,19 3,13 26,99 12
2010 100,54 113,39 3,09 24,64 13
2011 120,54 128,54 3,39 24,71 14
2012 127,33 101,83 3,51 26,13 15
Складено за даними: Державно! служби статистики Украши [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ukrstat.gov.ua/
Таблиця 5
Параметри моделi та оцшка еластичностi окремих факторiв виробництва
Модель У = АКа У = АКа Б У У = Ае ^Ка Б У
^квадрат 0,63 0,66 0,95
Коефщкнти Kапiтал 0,16 0,23 0,21
Затрати працi -0,93 -0,87 0,78
Поавш площi 0,6 0,74
Фактор часу 0,05
Стандартна похибка Kапiтал 0,18 0,2 0,08
Затрати прац 0,23 0,24 0,23
Посiвнi площi 0,6 0,24
Фактор часу 0,01
критерiй ^вень значущостi) Каптал 0,85 1,18 2,55
0,2 0,15 0,025
Затрати працi 4,06 3,71 3,27
0,001 0,0025 0,005
Посiвнi площi - 0,98 2,96
- 0,2 0,01
Фактор часу - - 7,58
- - 0,0001
Складено автором
Так, показники еластичностi по пращ та площi в^-пов^но дорiвнюють 0,78 та 0,74. Найнижчий показник еластичност по капiталу, що, на наш погляд, можливо св^чить про неефективнiсть його оцiнки (в^сутшсть амортизаци).
Стосовно впливу науково-технiчного прогресу, то щорiчне зростання дорiвнюe 5 %, та е значущим на р1вш значущостi 0,0001. На наш погляд, звичайно цю модель по-трiбно використовувати для аналiзу внеску окремих скла-дових у процес виробництва.
Бкьш детально параметри останньо! моделi (з фактором часу) отримано за допомогою програми Statgraphics (табл. 6).
Всi наведет параметри св^чать про високий стутнь адекватностi моделi з фактором часу, автокорелящя за-лишкiв на припустимому р1вш, F-вiдношення суттево пе-ревищуе критичне значення.
Розглянемо, як впливае варiативнiсть окремих фак-тор1в виробництва на варiативнiсть обсяг1в виробництва. Показники варiативностi вхiдних i вихiдних факторiв представлено в табл. 7. Привертае увагу значна варiатив-нiсть обсягiв капiталу та пращ.
Для оцшки впливу окремих фактор1в використаемо останню модель, яка включае фактор часу та мае найкра-щi показники адекватностi та значущость В свою чергу, фактор часу при розрахунках внесив мшливосп окремих факторiв не враховуеться, осильки фактор часу е детермi-нованою величиною.
Запишемо стохастичнi компоненти виробничо! функщ! у наступному виглядк
У = Ка Б^.
Прологарифмувавши вираз та знайшовши диферен-щал, отримаемо:
АУ АК „ А/ АБ — = а—+В —+у—. У К / Б
(4)
Замшимо в цьому виразi вiдноснi величини приросту факторiв виробництва коефщентами варiацi¿, що пред-ставленi в табл. 7, а показники еластичност - ощнками з табл. 6.
Здiйснимо оцiнку право! частини останнього виразу: 0,21 х 0,16 + 0,78 х 0,13 + 0,74 х 0,05 « 0,17.
Як видно з даних табл. 7, ильисне значення лiво! частини в^пов^ае й ощнщ в^пов^но! моделi. Це дозволяе нам ощнити внесок варiативностi окремих факторiв виробництва у варiативнiсть обсягiв аграрного виробництва.
Найбiльший внесок у варiативнiсть валового доходу аграрного виробництва мае варiативнiсть обсягу робочо! сили (59 %), внесок варiативностi капiталу та варiативностi площ майже втричi менший.
Представлена модель дозволяе проанамзувати причини зменшення рентабельной аграрного виробництва в останнi роки (табл. 1). Найбкьша варiативнiсть у вх^них характеристиках спостерiгаеться в обсягах пращ та капиталу, це пояснюеться iснуванням стiйких тенденцiй в обсягах пращ та катталу, що використовуються в аграрному ви-робництвi [14]. Зростання обсягiв аграрного виробництва, що спостертаеться протягом останнього десятирiччя, тю-
Таблиця 6
Параметри адекватностi моделi з фактором часу
Standard T
Parameter Estimate Error Statistic P-Value
Константа -0,295189 1,13728 -0,259557 0,8005
Каптал 0,210922 0,0825241 2,55588 0,0286
Затрати працi 0,775546 0,237348 3,26755 0,0085
nociBHi площi 0,738297 0,249149 2,96328 0,0142
Фактор часу 0,0527128 0,00695342 7,58085 0,0000
R-squared = 94,9542 percent Durbin-Watson statistic = 2,38518 (P=0,3674)
R-squared (adjusted for d.f.) = 92,9359 percent Lag 1 residual autocorrelation = -0,316116
Standard Error of Est. = 0,0440272 F -Ratio-47,1
Mean absolute error = 0,0287996 P- Value -0,000
Складено автором
Таблиця 7
Середн значення, коефщкнти вар1ацИ та дисперсп показникiв виробництва, капiталу, працi, площi аграрного сектору та ïx варiативнiсть
Показник Y К L S
x 93,2 93,8 3,8 26,0
D 236,89 227,24 0,23 1,83
a 15,39 15,07 0,48 1,35
v=a x 0,17 0,16 0,13 0,05
Внесок варiативностi, % 19,5 % 59 % 21,5 %
Складено автором
но пов'язане зi зростанням iнвестицiй в аграрний сектор ^ вiдповiдно, зростанням основних фондш аграрних тдпри-емств та зниженням рiвня зайнятостi. Динамiку зростання обсягш капiталу та зменшення обсягiв пращ в аграрному виробництвi адекватно представлено за допомогою моде-лi експоненщального тренду. Так, протягом 2004 - 2011 рр. спостер1галось зростання рiвня капiталiзацГ¿ аграрного сектору зi швидкiстю 8,2 % на рш. Однак, внаслiдок реaлiзaцi! полiтичних ризикш спостер1гаеться втеча капiталу з аграрного сектору, внасл^ок чого падшня обсягiв основних фондш вiд трендового значення у 2012 р. склало 30 млрд грн при величиш стандартно! модельно! похибки - 3,2 млрд грн (рис. 1).
Стосовно обсягш робочо! сили, то протягом 1998 -2011 рр. зайняткть у аграрному виробництвi зменшу-валась вiдповiдно до моделi експоненцшного тренду зi швидкiстю 3,4 % на рш. Однак, у 2012 рощ в^булося сут-теве в^хилення вiд цiе! тенденщ! та зростання зайнятост на 600 тис. ойб, у свою чергу, стандартна похибка моделi експоненцiйного тренду складала 75 тис. працшникш. На пiдставi цих даних можна зробити висновок, що в^булася втеча капiталу, який був компенсований за рахунок залу-чення додатково! робочо! сили. Отже, втеча катталу як ре-
алiзацiя полiтичних ризикiв, властивих економiцi Укра!ни тсля 2010 р., була компенсована за рахунок використання додатково! працi, резерви яко! на селi практично не обме-женi (рис. 2).
Однак, ця змша не вiдбулася без насл^кш для рента-бельностi аграрного виробництва: тсля рекордних 32,3 % рентабельной у 2011 р., у 2012 р. рентабельтсть складала 22,3 %, а у 2013 р. - 11 %. Якщо використати умову стабкь-ност виробництва та поршняти вiдповiдно (4) вiдноснi прирости виробництва, що обумовлено приростом пращ та катталу, то отримаемо наступне спшв^ношення:
а _ М / I в~-АК / К'
Якщо пiдстaвити в останнiй вираз в^ност вiдхи-лення прaцi та катталу в^ трендових значень за 2011 -2012 рр., то виявиться, що показники еластичносп вироб-ничо! функцГ! по прaцi та катталу повинт мати близькi додатт значення, а не вiдрiзняться у рази (табл. 6). Це, на наш погляд, указуе на суттевi недолши в оцiнцi реальних обсяпв кaпiтaлу, що пов'язано швидше за все з в^сутшстю амортизац!! основних зaсобiв аграрного виробництва.
Млрд грн 180
2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Роки Рис. 1. Втеча кашталу аграрного сектору внаслщок реалiзацii полiтичних ризикiв
Складено за даними Державно! служби статистики Украши [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ukrstat.gov.ua/
Млн оаб
у = 4,8949е-0,034х В2 = 0,9588
5 4,5 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1
0,5 0
1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2013 Роки Рис. 2. Компенсащя втечi кашталу за рахунок зростання обсяпв робочоТ сили
Складено за даними Державно! служби статистики Украши [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.ukrstat.gov.ua/
Висновки. Побудовано модель виробничо! функци аграрного сектору економжи Украши, яка, ^м тради-цшних факторiв (працi та капiталу), використала фактор науково-технiчного прогресу та фактор використаних площ. Модель мае досить висои показники адекватностi та може бути використана для оцшки варiативностi обсягiв продукцп у грошовому екв1валенп залежно вiд варiатив-ностi вх^них фактор1в.
Поряд iз зростанням обсяг1в аграрного виробництва протягом останнiх роив спостерцгалося значне погiршення показниюв його ефективност (прибутковостi, рентабель-ностi). Показано, що цi негативнi зрушення виникають уна-слiдок реалiзацi¿ полiтичних ризиив (втечi капiталу) та замши капiталу додатковими обсягами працi, що призводить до попршення показникiв економiчноl ефективностi.
Подальшi дослiдження та побудова моделей аграрного виробництва у майбутньому повинш базуватись на по-кращеннi якостi оцiнки фактичного кашталу, що можливо при проведеннi амортизацп основних засобiв.
Л1ТЕРАТУРА
1. Шумська С. С. 1нструмент виробничо'Г функцГГ в дош-дженн украГнськоГ' економти [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://ief.org.ua/Arjiv_EP/Shumska407.pdf
2. КамЫська Т. Г. Моделювання кругообороту капталу для потреб бухгалтерського облiку / Т. Г. Камшська // Бiзнес iнформ. - 2013. - № 7 - С. 256 - 263 [Електронний ресурс]. - Режим доступу : http://www.business-inform.net/ annotated-catalogue/?year=2013&abstract=2013_07_0&lang= ua&stqa=45
S. Скрипник А. В. Mодель швестування в аграрне пщпри-смство з yрахyванням розвитку iнфрастрyктyри I А. В. Скрипник, T. Ю. Зшчук II Hаyковий вiсник Нацюнального уыверсите-ту бiоресyрсiв i природокористування Украши. - 2010. - Ч. 1, Вип. 154. - С. 303 - 309.
4. Збарський В. Державна тдтримка стьського господарства I В. Збарський, В. Горьовий II Eкономiка АПК. - 2010. -N° 4 - С. 74 - S0.
5. Кваша С. M. Вплив свггово'Г фшансово'Г кризи на роз-виток аграрного сектору вггчизняно'Г економти I С. M. Кваша II Eкономiка АПК. - 2009.- W 3. - С. 5 - 9.
е. Кирилов Ю. E. Mетодологiчнi оркнтири розвитку аграрного сектору Украши в умовах глобалiзацiï I Ю. E. Кирилов II Eкономiка АПК. - 2012. - W 11. - С. 104 - 107.
7. Лiсовий А. В. Державне регулювання розвитку сть-ських територм : монографiя I А. В. Лiсовий. - К. : Дiя, 2007. - 400 с.
S. Mалiк M. Сталий розвиток стьськогосподарських територiй на засадах регюнального природокористування та екологобезпечного агропромислового виробництва I M. Mа-лiк, M. ХвесикII Eкономiка АПК. - 2010.- W 5. - С. 10 - 12.
9. Пилипенко К. А. Розвиток стьських територш: стан, проблеми та перспективи I К. А. Пилипенко [Eлектронний ресурс]. - Режим доступу : httpiIIwww.pdaa.edu.uaIsitesIdefaultI fiIesInppdaaI4.2I211.pdf
10. Присяжнюк M. Про необхщысть i напрями погли-блення аграрной' реформи I M. Присяжнюк, П. Саблук, M. Кро-пивко II Eкономiка Украши. - 2011. - W б. - С. 4 - 47.
11. Саблук П. T. Аграрна реформа в Укра'Гы I П. T. Саблук, В. Я. Mесель-Веселяк, В. В. Федоров II Eкономiка АПК. - 2009. -W 12. - С. 3 - 14.
12. Шпичак О. M. Стьське господарство Украши на початку та в кшц XX столптя I О. M. Шпичак. - К. : WE, 2000. - 74 с.
1S. Закон Украши «Про основы засади державно! аграрной' полггики на перюд до 2015 року» вщ 1S.10.2005 р. W 29S2-IV ^лектронний ресурс]. - Режим доступу : http:IIzakon4.rada.gov. uaIIawsIshowI29S2-15
14. Skrypnyk A., Bukin E., Glazunova O. Structural Ukrainian Agrarian Changes: Numerical Evaluation I A. Skrypnyk, E. Bukin, O. Glazunova II Information System in Management. - Department of Informatics, Warsaw University of Life Sciences (SGGW). - 2012. -Vol. 1, No. 4. - C. 2S2 - 293.
15. Скрипник А. В. Паритетний принцип визначення екс-портних квот на пшеницю I А. В. Скрипник, T. Ю. Зшчук II Eконо-мта Украши. - 2012. - W 2. - С. 2б - 37.
REFERENCES
Kaminska, T. H. "Modeliuvannia kruhooborotu kapitalu dlia potreb bukhhalterskoho obliku" [Modeling kruhooborotu capital for accounting purposes]. Biznes Inform. http://www.business-inform.net/annotated-catalogue/?year=2013&abstract=2013_07_ 0&lang=ua&stqa=45
Kvasha, S. M. "Vplyv svitovoi finansovoi kryzy na rozvytok ahrarnoho sektoru vitchyznianoi ekonomiky" [Impact of global financial crisis on the agricultural sector of the national economy]. Ekonomika APK, no. 3 (2009): 5-9.
Kyrylov, Yu. Ye. "Metodolohichni oriientyry rozvytku ahrarnoho sektoru Ukrainy v umovakh hlobalizatsii" [Methodological guidance of the agricultural sector of Ukraine in the context of globalization]. Ekonomika APK, no. 11 (2012): 104-107.
Lisovyi, A. V. Derzhavne rehuliuvannia rozvytku silskykh terytorii [State regulation of rural development]. Kyiv: Diia, 2007.
[Legal Act of Ukraine] (2005). http://zakon4.rada.gov.ua/ laws/show/2982-15
Malik, M., and Khvesyk, M. "Stalyi rozvytok silskohospo-darskykh terytorii na zasadakh rehionalnoho pryrodokorystuvannia ta ekolohobezpechnoho ahropromyslovoho vyrobnytstva" [Sustainable agricultural areas on the basis of regional nature and ecological-safety agricultural production]. Ekonomika APK, no. 5 (2010): 10-12.
Pylypenko, K. A. "Rozvytok silskykh terytorii: stan, problemy ta perspektyvy" [Rural Development: progress, problems and prospects]. http://www.pdaa.edu.ua/sites/default/files/nppdaa/ 4.2/211.pdf
Prysiazhniuk, M., Sabluk, P., and Kropyvko, M. "Pro neob-khidnist i napriamy pohlyblennia ahrarnoi reformy" [On the need for and direction of deepening agrarian reform]. Ekonomika Ukrainy, no. 6 (2011): 4-47.
Skrypnyk, A. V., and Zinchuk, T. Yu. "Model investuvannia v ahrarne pidpryiemstvo z urakhuvanniam rozvytku infrastruktury" [Model of investment in agricultural company based infrastructure]. Naukovyi visnyk NUBiP vol. 1, no. 154 (2010): 303-309.
Sabluk, P. T., Mesel-Veseliak, V. Ya., and Fedorov, V. V. "Ahrarna reforma v Ukraini" [Agrarian reform in Ukraine]. Ekonomika APK, no. 12 (2009): 3-14.
Shpychak, O. M. Silske hospodarstvo Ukrainy na pochatku ta v kintsi KhKh stolittia [Agriculture of Ukraine at the beginning and at the end of the twentieth century]. Kyiv: IAE, 2000.
Shumska, S. S. "Instrument vyrobnychoi funktsii v dosli-dzhenni ukrainskoi ekonomiky" [Tools of the production function in the study of the Ukrainian economy]. http://ief.org.ua/Arjiv_EP/ Shumska407.pdf
Skrypnyk, A., Bukin, E., and Glazunova, O. "Structural Ukrainian Agrarian Changes: Numerical Evaluation"Information System in Management vol. 1, no. 4 (2012): 282-293.
Skrypnyk, A. V., and Zinchuk, T. Yu. "Parytetnyi pryntsyp vyz-nachennia eksportnykh kvot na pshenytsiu" [The parity principle determining export quotas for wheat]. Ekonomika Ukrainy, no. 2 (2012): 26-37.
Zbarskyi, V., and Horyovyi, V. "Derzhavna pidtrymka silskoho hospodarstva" [State support for agriculture]. Ekonomika APK, no. 4 (2010): 74-80.
