CC BY
14
12. Дейнека О.С. Лояльность как компонент экономической культуры / О.С. Дейнека. [Электронный ресурс]. - Доступный с http://www.licpublic.com/index.php.
13. Калабин А. Как развить лояльность персонала / А. Калабин // Кадровое дело. - 2004. -№ 8. - С. 43-47.
14. Корнеева И. Лояльность персонала / И. Корнеева. [Электронный ресурс]. - Доступный с http://www.trainings.ru/library/dictionary/loyalnost.
15. Чумарин И.Г. Люди и организации: деструктивное противодействие / И.Г. Чумарин // Люди и организации : сб. тез. III Всерос. конф. - СПб., 2000. - С. 63-64.
16. Kanter R.M. Commitment and social organization: A study of commitment mechanisms in Utopian communities / R.M. Kanter // American Sociological Review. - 1968. - Vol. 33. - Pp. 499-517.
17. Магура М.И. Современные персонал-технологии / М.И. Магура, М.Б. Курбатова // Управление персоналом. - 2001. - № 6. - С. 45-50.
18. Buchanan B. Building organizational commitment: The socialization of managers in work organizations / B. Buchanan // Administrative Science Quarterly. - 1974. - Vol. 19. - Pp. 533-546.
19. Galbraith J.K. Economics and Public Purpose / J.K. Galbraith. - New York : Signet, 1973. -
176 p.
20. Корнеева И. Лояльность персонала / И. Корнеева. [Электронный ресурс]. - Доступный с http://www.trainings.ru/library/dictionary/loyalnost.
21. Чистякова Т.Н. О лояльности, организационных конфликтах и развитии организации (заметки на полях исследования) / Т.Н. Чистякова. [Электронный ресурс]. - Доступный с http://www.rekrutng.ru/pochitat.html7s339.
Сардак Е.В. Исследование теоретических аспектов управления лояльностью персонала предприятия
Систематизированы концептуальные взгляды на определение сущности лояльности персонала; исследованы существующие теории лояльности. Выявлены особенности поведенческого и установочного подходов к дефиниции "лояльность". Рассмотрен терминологический аппарат, который применяется в контексте управления лояльностью персонала. Предложено определение термина "лояльность персонала" на основе интегрированного подхода. Уточнен состав лояльности персонала. Представлено авторское определение понятия "управление лояльностью персонала".
Ключевые слова: персонал, предприятие, управление персоналом, лояльность, концепция, управление лояльностью.
Sardak O. V. The Study of the Theoretical Aspects of Enterprise Personnel Loyalty Management
Conceptual views on the determination of the essence of personnel loyalty are systematized. The existent theories of loyalty are investigated. The peculiarities of the behavioural and adjusting attitudes towards the definition of the term"loyalty" are highlighted. A terminology body that is used in the context of personnel loyalty management is considered. The determination of the term "personnel loyalty" on the basis of integrated approach is offered. The essence of personnel loyalty is specified. The concept "personnel loyalty management" is presented.
Keywords: personnel, enterprise, personnel management, loyalty, conception, loyalty management.
УДК330.341.1:338.49 Астр. М.О. Жук; доц. В.В. Здрок, канд. техн. наук -
Львiвський НУ ¡м. 1вана Франка
АНАЛ1З ДИНАМ1КИ ВЕЛИЧИНИ ВНУТР1ШН1Х ВАЛОВИХ ЗАОЩАДЖЕНЬ УКРА1НИ
Проаналiзовано динамжу одного з основних показниюв екож^чно! дiяльностi домогосподарств Украши на макроекономiчному рiвнi - внутршшх валових заоща-джень. Для дослщження використано шструментарш економетричного моделювання.
На n^waBi побудовано! авторегресшно! моделi iHTerpoBaHoro рухомого середнього дослiджено реaкцiю величини внутршшх валових заощаджень на шоки вщ iнновaцiй, проaнaлiзовaно грaфiки фактичних та теоретичних значень автокореляцп та частково! автокореляцп побудовано! моделi, а також здiйснено прогнозування динамики показни-ка внутршшх валових заощаджень Укра'!ни.
Ключовг слова: екож^чна дiяльнiсть домогосподарств, внутршш вaловi заоща-дження, економетричне моделювання, aвторегресiйнa модель рухомого середнього.
Постановка проблеми. Хоча економкти ocTaHHix десятилиь намага-ються систематично аналiзувати економ!чну поведiнку домогосподарств та !х-шх членiв, домогосподарства залишаються однieю з найменш дослiджених ланок економiчноí системи. Одним з основоположников дослщження економiчноí дiяльностi домогосподарств е американський вчений Г. С. Беккер, який отримав Нобелiвськy премiю 1992 р. у галyзi економiки за вивчення поведiнки домогосподарств. Першi економiчнi дослiдження домогосподарств проводив ще бри-танський економiст ТР. Мальтус, але завдяки Г.С. Беккеру, зокрема його пращ [7], вивчення домогосподарств вийшло на порядок денний сучасно!' зандно!' економiчноí науки (цей напрям отримав назву "New Home Economics"). Вивчення функщонування, поведшки та сутносп дiяльностi домогосподарств на пострадянському просторi вченi почали проводити лише з часу розпаду СРСР, оскшьки у радянськш економiчнiй наyцi з вдеолопчних причин феномен домогосподарства взагалi не визнавався та не вважався вартим дослiдження.
Аналiз останшх дослщжень та публiкацiй. Сьогоднi на пострадянському просторi проблематику економiчноí дiяльностi домогосподарств активно роз-глядають та дослщжують вченi-економiсти С.А. Белозьоров [1], Т.О. Кзима [3], О.В. Кузик [4], М.1. Савлук [2], Ю.Ю. Станкевич [5], С. А. Шашнов [6] та шш!
Серед основних складниюв економiчноí дiяльностi домогосподарств варто видшити функщю заощадження. Украíнськi економiсти вважають, що за-ощадження домогосподарств можуть стати альтернативою залучення шоземно-го кашталу, банкiвських кредитив, бюджетних кошпв для фiнансyвання реального сектору економши Украши i мають значний потенщал в iнвестyваннi. М.1. Савлук наголошуе, що першим щльовим призначенням заощаджень насе-лення на макроекономiчномy рiвнi е забезпечення ресурсами фшансового ринку [2]. Основними проблемами, яш стоять на шляху використання цих ресyрсiв, е недовiра населения до фшансових iнститyпiй, державних гарантшних фондов та слабкий розвиток фшансового ринку в УкраЫ. Додатковим чинником стала ще й свггова фшансова криза 2008 р. з ц особливостями перебiгy в Украíнi, а та-кож полiтична нестабiльнiсть у краМ протягом тривалого часу.
1ншою макроекономiчною пiллю заощаджень домогосподарств М.1. Савлук вважае стимулювання продуктивной сусшльно!' прапi, через психологiчнy впевнешсть "у завтрашньому днi", можливiсть задовольняти домогосподар-ством ще неактуальних чи неусвщомлених сьогоднi потреб [2].
Мета дослщження. Метою дослiдження е аналiз динамiки показника внyтрiшнiх валових заощаджень Украши на пiдставi побудовано!' економетрич-но1 моделi та прогнозування його значень.
Об'ектом дослщження у запропонованш робот! система економiчноí да-яльност! домогосподарств Украши. Предмет дослщження - внутршш валовi заощадження Укра1'ни, як! включають в себе також заощадження домогосподарств.
Виклад основного MaTepiany. Американськi B4eHi Дж.П. Бокс та Г.М. Дженкшс у 1976 р. вперше запропонували застосування для економетрич-ного дослiдження економiчних об'ектав, процесiв, явищ моделей, якi поеднують у собi авторегресiйнi процеси та процеси рухомого середнього - так званих ав-торегресiйних моделей рухомого середнього (ARMA-моделей) [8]. Змiшаний ARMA (p, ^)-процес в узагальненому видi можна представити за допомогою модели
yt = m + gyt-\ + giyt-i + ■■■ + gpyt- p+ Qe-i + ■■■ + eet-q, ( 1 )
де: yt - ендогенна змшна; yt-t, t = 1, p - лаговi значения ендогенно!' змшноц g,g2, . ,gp - параметри при лагових значеннях ендогенно1 змшноц et - випадко-ва величина; et-t, t = 1,q - лаговi значення випадково!' величини; 0\,62,...,6q - параметри при лагових значеннях випадково!' величини; m - вшьний член рiвиян-ня регресiï; p - порядок авторегресшного процесу, q - порядок процесу рухомого середнього, t - перiоди часу.
Побудова моделей виду (1) охоплюе такi етапи:
• перевiряння динамiчного ряду на стацюнартсть (за необхiдностi, статистичнi дат приводять до стацiонарного виду за допомогою рiзницевого процесу);
• щентифшац1я моделi та оцiнювання ïï параметрiв (зазвичай, на цьому етапi бу-дують велику кiлькiсть можливих форм моделi (1) i за допомогою статистичних критерпв визначають найкращу);
• дiагностування моделi■
У випадку, коли динамiчний ряд, на пiдставi даних якого будують модель, виявиться нестацiонарним i для його приведення до стацiонарного виду застосовують рiзницевий процес, до характеристик моделi добавляють ще порядок iитегрованостi (така модель мае назву ARIMA-модель). Кожному порядку штегрованосп вiдповiдае процес знаходження рiзниць мiж сусiднiми значення-ми статистичних даних, тобто жегровашсть першого порядку означае, що при побудовi моделi використано рiзницi початкових даних першого порядку, штег-рованiсть другого порядку означае, що процес знаходження рiзниць ще раз зас-тосовано тощо.
Економетричну модель, яка описуе ARIMA(p, d, q)-процес, в узагальненому вида записують так:
Ddyt =m + gDdyt-1 + g2Ddyt-2 +■ ■■ + TpDdyt-p +et - Qe- -... - e^t-q, (2)
де Ddyt - штегроване значення ендогенно!' змiнноï d-го порядку.
Пiд час дослiджения динамки показника внутртшх валових заоща-джень Украши використано данi з 1992 по 2012 рр., отриманi зi статистично!' бази даних Свiтового Банку [11]. Дiагностування даних, оцiнювания параметрiв моделей та перевiряння моделей на адекватнкть здiйснювали за допомогою программно!' системи Eviews 7.1. Для того щоб перевiрити динамiчний ряд на стащонаршсть, застосовують методи вiзуального аналiзу цього ряду, а також здшснюють перевiряния за допомогою формальних статистичних тестав наяв-ностi одиничних корешв у динамiчному рядi■ Спочатку перевiряння динамiчно-го ряду показника внутртшх валових заощаджень здiйснено за допомогою вь зуального аналiзу даних (рис. 1).
40000000000 35000000000 30000000000 25000000000 20000000000 15000000000 10000000000 5000000000
0 -Т-Т-Т-Т-1
1990 1995 2000 2005 2010 2015
Рис. 1. Динамта величины внутрШмх валовых заощаджень Украти (дол. США)
Ha основi вiзyaльного aнaлiзy диншжи величини внyтpiшнiх вaлових зaощaджень Укpaïни можнa зpобити висновок пpо стaцiонapнiсть пpоцесy, ^о-те вapто зaзнaчити, що з 1999 p. погазнику хapaктеpнa чпта тенденц1я до зpос-тaння, що може визтачити пpоцес як нестaцiонapний.
Для фоpмaльноï пеpевipки pезyльтaтiв вiзyaльного aнaлiзy стaтистичних дaних величини внyтpiшнiх вaлових зaощaджень пpоведено pозшиpене тесту-вaння Дiкi-Фyллеpa, зaпpопоновaне aмеpикaнськими вченими Д. А. ДЫ тa В. А. Фyллеpом y 1979 p. [9]. Шд чaс цього тестyвaння було висунуто нульову гiпотезy пpо нaявнiсть одиничного коpеня для знaчень покaзникa внyтpiшнiх вaлових зaощaджень Укpaïни. Емпipичне зшчення стaтистики Дiкi-Фyллеpa стaновило - 1,7889, ^этичне знaчення для пpийняття нульово'1 гiпотези з довip-чою ймовipнiстю 0,99 стaновить - 3,8086. Оскшьки емпipичне знaчення ^ara^ тики Дiкi-Фyллеpa бiльше, нiж кpитичне, то нульову гшотезу пpо нaявнiсть одиничного коpеня для знaчень покaзникa внyтpiшнiх вaлових зaощaджень Ук-païm вiдкинyти не можш. Зaзнaчимо тaкож, що шд чaс цього тестyвaння оценено, що динaмiчний pяд величини внyтpiшнiх вaлових зaощaджень Укpaïни нес-тaцiонapний з ймовipнiстю 0,3747.
Haстyпним доведено тестyвaння Фiллiпсa-Пеppонa, яке цi aмеpикaнськi вченi зaпpопонyвaли y 1988 pоцi [10]. Пiд чaс цього тестyвaння висyвaлaся нyльовa гiпотезa пpо шявтсть одиничного коpеня для знaчень по^зни^ внут-piшнiх вaлових зaощaджень Укpaïни. Емпipичне знaчення стaтистики Фiллiпсa-Пеppонa для нaших дaних стaновить -1,8338, ^этичне знaчення для пpийняття нульово1 гiпотези з довipчою ймовipнiстю 0,99 стaновить -3,8086. Оскiльки ем-mpm^ знaчення стaтистики Фiллiпсa-Пеppонa б1льше, шж кpитичне, то нульову гшотезу пpо нaявнiсть одиничного коpеня для зшчень покaзникa внyтpiшнiх вaлових зaощaджень Укpaïни вiдкинyти не можнa. Зaзнaчимо, що нa основi пpоведеного тестyвaння динaмiчний pяд покaзникa внyтpiшнiх вaлових зaощa-джень Укpaïни нестaцiонapний з ймовipнiстю 0,3545.
Оскiльки пеpвиннi дaнi виявились нестaцiонapними, для побудови aдек-вaтноï ARIMA-моделi необхiдно обчислити ïxm piзницi пеpшого поpядкy тa довести тестyвaння динaмiчного pядy цих piзниць нa нестaцiонapнiсть.
10000000000 -Т-
-20000000000
Рис. 2. Динамжарiзниць першого порядку для показника внутрШмх валових заощаджень Украши (дол. США)
Шд час розширеного тетування ДЫ-Фуллера динамiчного ряду рiзниць першого порядку для показника внутршшх валових заощаджень Украши (рис. 2) емтричне значення статистики Дiкi-Фуллера становило -4,0694, кри-тичне значення статистики для прийняття нульово! г1потези про наявшсть оди-ничного кореня для значень показника внутрштх кредитiв приватному сектору Украши з довiрчою ймовiрнiстю 0,99 становить -3,8315. Оскшьки емпiричне значення статистики Дiкi-Фуллера менше, нiж критичне, то нульову гшотезу можна вiдкинути i з довiрчою ймовiрнiстю 0,99 стверджувати, що процес першого порядку штегрованосп не мае одиничних коренiв.
Тестування Фшлшса-Перрона значень рiзниць першого порядку показника внутрштх валових заощаджень Украши (рис. 2) також тдтвердило 1'хню стацiонарнiсть: емпiричне значення статистики Фтлшса-Перрона становило -4,0694, критичне значення для прийняття нульово! гшотези з довiрчою ймовiр-нiстю 0,99 становить -3,8315, тобто з довiрчою ймовiрнiстю 0,99 гшотезу про наявнiсть одиничного кореня можна вiдкинути.
Здiйснений анатз динамiчного ряду показника внутрiшнiх валових заощаджень Украши дае тдстави стверджувати, що для його дослщження необ-хiдно використовувати ARIMA-модель першого порядку штегрованосп.
Наступним кроком дослщження е оцiнювання параметрiв АЫМА(р, 1, g)-моделi для визначення оптимального порядку авторегресшно процесу р та порядку процесу рухомого середнього д на основi статистичних критерiiв. На цьому еташ вибрано АЫМА(1, 1, 4)-модель.
Оц1нену модель, яка описуе АММА(1, 1, 4)-процес формування показника внутрштх валових заощаджень Украши, записують так:
Д}уг = -53766729,4575 - 0,4372А1уГ-1 + е + 0,3826е- - (3)
-0,0882е _2 + 0,3998£Г_3 + 0,8166е _4.
Економетричнi характеристики моделi (3) представлено в табл.
Табл. Економетричш характе ристики АЯ1МА(1,1, 4)-модем1
Характеристика Значення
Вщношення детермшащ! 0,385429
Стандартна похибка рiвняння регреtil 5254980582,2962
^-статистика 1,630593
Критерiй Акаiка 47,85485
Критерiй Шварца 48,15309
Критерш Ханнана-Квiна 47,90533
Статистика Дарбiна-Вотсона 1,972225
Рис.
3. Обернет кореш полiнома моделi (3)
Значення обернених коре-нiв авторегресшних процесiв i процесiв рухомого середнього мо-делi (3) представлено на рис. 3.
Оскшьки оберненi кореш авторегресшного процесу та про-цесу рухомого середнього меншi за одиницю (рис. 3), то це свщ-чить про стацiонарнiсть та зворот-нiсть запропонованот АШМА(1, 1, 4)-модел1
Корелограми графiкiв авто-кореляцii та частковоТ автокореляци моделi (3) протягом 16-ти лаго-вих перiодiв представлено на рис. 4.
Рис. 4. Графти фактичних i теоретичних значень автокореляцИ та частковоХ
автокореляцИ моделi (3)
Графiки фактичних та теоретичних значень автокореляцii та частково! автокореляцп моделi (3) вказують на адекватнiсть побудовано! моделi та стащ-онарнiсть процесу. Графш теоретично! автокореляцп у четвертому перiодi знач-но перевищуе фактичне значення, але в наступних перiодах рiзко зменшуеться i досягае нуля. Графшу теоретично! частково! автокореляцп характернi коливан-ня iз затухаючою амплiтудою, тобто графш теоретично! частково! автокореляцп також наближаеться до нуля, але повшьтшими темпами.
З моделлю (3) проведено перевiрку реакцп показника внутрiшнiх вало-вих заощаджень Укра!ни на iмпульс вiд одиничного шоку на випадкове вщхи-лення (iнновацiю) протягом 15-ти часових перiодiв. Пiд час ще! перевiрки отри-мано значення реакцп показника на iмпульс (рис. 5), а також акумульоване значення реакцп показника на цей iмпульс (рис. 6).
Рис. 5. Реакщя показника внутрШнЫ валових заощаджень Украши на шок вiд шноваци
Оскшьки реакщя показника внутрштх валових заощаджень Укра!ни з перебпом часу асимптотично наближаеться до нуля, це е свщченням стащонар-ностi процесу та адекватносл запропоновано! ARIMA(1,1,4)-моделi.
12000000000 т-
Рис. 6. Акумульоване значення реакщя показника внутрШтх валових заощаджень
Украши на шок вiд шноваци
Акумульоване значення реакцп показника внутршшх валових заощаджень Укра!ни з перебпом часу асимптотично наближаеться до свого дов-готермшового значення, що, як i у попередньому випадку, е свщченням стаць онарностi процесу та адекватносп побудовано! моделi (3).
Пiдсумовуючи проведет тестування моделi (3), можемо стверджувати, що побудована АШМА(1, 1, 4)-модель е адекватною, тому унiварiативне досль дження динамки показника внутрiшнiх валових заощаджень Укра!ни можна проводити за допомогою ще! моделi. Для того, щоб оцiнити прогностичнi влас-тивосп запропоновано! моделi, покажемо спрогнозованi значення показника внутршшх валових заощаджень Укра!ни з 1994 по 2012 рр. (рис. 7).
Рис. 7. Прогнозш значення показника внутрЫнЫ валових заощаджень Украгни за допомогою побудованогЛШМЛ(1,1, 4)-моделi
Отриманому прогнозу характеры дуже близью коливання навколо фак-тичних значень показника вiд початку прогнозного перюду i до 2008 р., 2009 р. прогнозне значення значно вщхилилось вщ реального значення, що можна по-яснити кризовими явищами, якi вiдбулись в УкраМ. Цiкавим виявився факт, що значення показника внутрштх валових заощаджень Укра!ни спрогнозованi на наступнi кризовi роки виявились досить точними.
Висновки. Отримаш прогнознi значення показника внутрiшнiх валових заощаджень Укра!ни е адекватнi та тдтверджують можливiсть практичного застосування запропоновано! моделi у прогнозуваннi та дослщжент величини внутрiшнiх валових заощаджень Укра!ни.
Наукова новизна запропоновано! роботи полягае у тому, що для досль дження динамки величини внутрiшнiх валових заощаджень Укра!ни та Г! прог-нозування вперше використано АШМА-моделювання.
Лггература
1. Белозёров С. Сущность и функции финансов домашних хозяйств / С. Белозёров // Вестник СПбГУ. - Сер.: Экономика. - 2006. - № 5 - С. 78-87.
2. Доходи та заощадження в перехвднш економщ Украши : монографш / В. Бандера, В. Бу-няк, М. Савлук та ш. / за ред. С. Панчишина, М. Савлука; Льв1в. нац. ун-т 1м. 1вана Франка. -Львш : Вид-во ЛНУ 1м. 1вана Франка, 2003. - 407 с.
3. Кзима Т.О. Фшанси домогосподарств: Сучасна парадигма та домшанти розвитку : монографш / Т.О. Кзима. - К. : Вид-во "Знання", 2010. - 431 с.
4. Кузик О. Анатз поведшки домогосподарств у сучасних економ1чних теор1ях / О. Кузик // Вюник Льв1вського утверситету : зб. наук. праць. - Сер.: Економ1чна. - 2009. - № 41 - С. 308-315.
5. Станкевич Ю.Ю. Домогосподарство в ринковш економ1чнш систем1 та його вщображен-ня у свгговш економ1чнш думщ ХХ столггтя : автореф. дис. на здобуття наук. ступеня канд. екон. наук: спец. 08.00.01 - "Економ1чна теор1я та кторш економ1чно! думки" / Ю.Ю. Станкевич. - К., 2010. - 19 с.
6. Шашнов С. Сбережения домашних хозяйств и проблемы их статистического изучения на микроуровне / С. Шашнов // Вопросы статистики. - 2003. - № 1 - С. 13-25.
7. Becker G. Economic Analysis and Human Behavior. In Sociological Economics. / G. Becker -London: Sage Publications Ltd., 1979. - 479 p.
8. Box George E.P. Time Series Analysis: Forecasting and Control, Revised Edition / G. Box, G. Jenkins. - Oakland, CA: Holden-Day, 1976. - 575 p.
9. Dickey D. Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root / David Dickey, Wayne Fuller // Journal of the American Statistical Association. - 1979. - № 74. - Pp. 427-431.
10. Phillips P. Testing for a Unit Root in Time Series Regression / Peter Phillips Pierre Perron // Biometrika. - 1988. - № 75. - Pp. 335-346.
11. The World Bank. [Electronic resource]. - Mode of access http://www.worldbank.org/.
Жук Н.А., Здрок В.В. Анализ динамики величины внутренних валовых сбережений Украины
Проанализирована динамика одного из основных показателей экономической деятельности домохозяйств Украины на макроэкономическом уровне - внутренних валовых сбережений. Для исследования использован инструментарий эконометрического моделирования. На основании построенной авторегрессионной модели интегрированного скользящего среднего исследованы реакции величины внутренних валовых сбережений на шоки от инноваций, проанализированы графики фактических и теоретических значений автокорреляции и частичной автокорреляции построенной модели, а также осуществлено прогнозирование динамики показателя внутренних валовых сбережений Украины.
Ключевые слова: экономическая деятельность домохозяйств, внутренние валовые сбережения, эконометрическое моделирование, авторегрессионная модель скользящего среднего.
Zhuk M.O., Zdrok V.V. The Analysis of Ukrainian Gross Domestic Savings Value Dynamics
The analysis of dynamics of one of the main indicators of Ukrainian household economic activity at the macroeconomic level (gross domestic savings) is conducted. The research is made with the help of econometric modelling. The study of reaction of gross domestic savings value to shocks from innovations, analysis of graphs of actual and theoretical autocorrelation and partial autocorrelation values of developed model and forecasting of Ukrainian gross domestic savings indicator dynamics is made using the developed autoregressive integrated moving average model.
Keywords: household economic activity, gross domestic savings, econometric modelling, autoregressive moving average model.
УДК339.9:332.135:336 Заст. директора М.Й. Ковач, канд. екон. наук -
Ужгородський торговельно-економiчний тститут КНТЕУ
ГЛОБАЛ1ЗАЦ1Я ЯК ПЕРЕДУМОВА ТРАНСФОРМАЦН КОНТРОЛЬНИХ ФУНКЦ1Й ДЕРЖАВИ
Глобалiзацiя не означав зниження вах нащональних меж. Нацюнальш господар-ства перетворюються на складовi частини едино! свтогосподарсько! системи. Мiж ними встановлюються рiзноманiтнi вщносини, формуеться екож^чне середовище. Виз-начено основш компонента легального i нелегального светового господарства. Наведено ознаки щ^вняння легального та тшьового виробника, причини тшьово! активност легально функцюнуючого шдприемства. Видшено три основш шдходи щодо глобалiза-ц11 - революцшний, еволюцшний i скептичний - та розкрито сутшсть пiдходiв щодо глобалiзацii в контекст контрольних функцш держави.
