CC BY
87
УДК 330:311.1 иБЬ В490
В. Дронь, канд. фiз.-мат. наук, доц.
Головне уnравлiння статистики у Чержвецькш областi, Чернiвцi
ДОСЛ1ДЖЕННЯ 1СНУВАННЯ ВЗАСМОЗВ'ЯЗКУ М1Ж ВЕЛИЧИНАМИ МЕТОДОМ УМОВНО-НАСЛ1ДКОВОГО РОЗКЛАДУ ПОД1Й
У роботi запропоновано алгоритм встановлення снування взаемозв'язку мiж довльними соцiально-економiчними величинами. Алгоритм базуеться на умовно-на^дковому розкладi подiй. Вн передбачае побудову подш-моделей, використання двох класифтацй - типв взаемозалежностi мiж под/'ями та типв взаемозв'язку мiж /х ознаками.
Ключовi слова: соцiально-економiчна подiя, умовно-насл/'дковий розклад поди, взаемозалежнсть мiж подiями, взае-мозв'язок м/'ж величинами, хибна кореляця.
Постановка проблеми. Дослщження со^ально-економмчних процеав дуже часто пов'язане iз визна-ченням тюноти взаемозв'язгав млж величинами. Для уникнення так званоТ "хибноТ кореляцп" дослщникам пропонуеться перед застосуванням ктькюних, зокрема статистичних, методiв максимально використати ус
вiдомi факти (закони i закономiрностi) конкретно!' сфери для з'ясування наявност чи вiдсутностi зв'язку. Проте у наукових джерелах не подаеться уыверсальноТ методики чи процедури такого якюного аналiзу.
Анал1з останшх досл1джень. Для моделювання соцiально-економiчних подiй у [1] був запропонований
© Дронь В., 2014
метод умовно-на^дкового розкладу. Вказаний роз-клад полягае у поданн подií у виглядi сукупностi подй умов, настання яких як детермЫуе подiю та описуе íí природу, так i задае умови фксаци настання подií. Комплекс умов, що задае подю, повинен мати певн власти-востi: 1) повноту - умови повинн бути тага, щоб при 1'х виконаннi однозначно фксувалося настання поди; 2) необхщнють - виконання кожно' умови мае бути обо-в'язковим для настання поди; 3) несуперечливють - для настання поди не повинно бути двох чи бтьше умов, яга заперечують одна одну; 4) реалютичнють - кожна з умов мае мати хоча б теоретичну можливють бути виконаною, в тому чи^ при виконанн iнших умов сукупностк
Умовно-наслiдковий розкладу подiй мае самоподiб-ну (фрактальну структуру), адже цим методом можна розкласти i кожну з подм-умов деяко' початково' поди-явища. У результатi для поди-явища отримуеться умо-вно-наслiдковий розклад 2-го рiвня. Процес поглиблен-ня умовно-наслщкового розкладу подií можна, при по-требi, продовжувати.
Багаторiвневiсть умовно-наслiдкового розкладу по-дiй запропоновано використовувати для встановлення взаемозалежност мiж подiями. МНж реальними чи змо-дельованими подiями можуть бути рiзнi типи позитивно! залежностi:
- умовна тотожнiсть, якщо поди-умови двох роз-кладiв вщбуваються одночасно;
- безпосередня умовно-насл/'дкова залежнсть, якщо одна подiя входить у розклад 1-го рiвня Ышо1;
- опосередкована умовно-насл/'дкова залежнсть, якщо одна подiя входить у розклад деякого рiвня iншоí;
- умовна залежнсть, якщо двi поди мають у сво!х розкладах 1-го рiвня спiльну подiю-умову;
- умовна слабка залежнсть, якщо двi поди мають у сво1х умовно-наслiдкових розкладах деякого (не обов'я-зково однакового) рiвня спiльну подiю-умову.
Також означаються варiанти негативноí залежностi мiж подiями [2]: умовна несумюнють i умовна квазь несумiснiсть, безпосередня i опосередкована умовно-наслiдкова несумiснiсть, а також три нейтральн форми - умовна незалежнють, умовна сумiснiсть та умовна нейтральнють.
Слова "умовний" чи "умовно" у поданих дефУ^ях означае, що основна характеристика поняття визнача-еться умовно-наслщковим розкладом подiй.
Постановка завдання. Метою даного дослщження е формулювання уыверсального алгоритму встановлення наявностi взаемозв'язку мiж со^ально-економiчними величинами на основi моделювання по-дiй методом 1х умовно-наслiдкового розкладу.
Виклад основного матерiалу дослiдження. Хоча побудова умовно-наслщкового розкладу для довтьно! поди е процесом суб'ективним i здiйснюеться кожним дослщником особисто на пiдставi його знань про об'ект дослщження, креативности i поставленоí мети, сам умо-вно-наслiдковий розклад поди е об'ективним, визнача-еться природою залежностi мiж подiею-явищем та и подiями-умовами.
Нехай А - деяка подiя, що визначаеться сукупнютю подiй-умов {вь ва ..., вп}, а числова величина а е окре-мою характеристикою поди А або деякого об'екта, якого стосуеться подiя. Якщо вщносно сукупностi подiй-умов {в1, .., вп} (поди-явища А) величина а е детермЫова-ною, тобто у випадку настання уах подiй-умов умовно-наслщкового розкладу поди А однозначно задаеться зна-чення величини а, то називатимемо и ознакою поди А.
Зауважимо, що для конкретно! поди, крiм и ознак, можна задати багато шших числових характеристик, величина яких залежить вщ настання чи ненастання
поди, але чпжо не детермЫуеться, попадаючи тiльки у певну множину значень. У теори ймовiрностей такi характеристики називають випадковими величинами.
Випадковють у методi умовно-наслiдкового розкладу поди можна пов'язати з неповнотою формулювання сукупносп умов або зi свiдомим формулюванням (мо-делюванням) поди без уточнення и окремих характеристик. В обох випадках випадковiсть можна зняти вве-денням до сукупностi умов одше1 чи бiльше додаткових умов. Як сказано в [3, с. 33], "непередбаченГ результата не е взагалi непередбачуваними. Чим глибше будуть нашi знання, тим менше буде таких випадкiв. Але для того, щоб передбачувати, потрiбнi наугад знання всiеí сукупностi причин, тобто наукова шформа^я про усе багатство реальних вщношень, iснуючих у природк
Оскiльки до випадковостi можуть призвести варiацií умов, то перехiд вщ реальноí поди-явища до подií-моделi при умовно-наслщковому розкладi також може породити випадковють. Для уникнення цього побудована подiя-модель мае максимально точно описувати дмснють.
На основi встановлених титв позитивних залежно-стей мiж подiями означаються типи зв'язкiв мiж íх ознаками [4]:
1) зв'язок мiж ознаками умовно тотожних подш або двома ознаками одые! подií називаеться умовно-функцональним зв'язком;
2) мiж ознаками умовно залежних подм та у випадку безпосередньо! умовно-наслiдковоí залежностi мiж по-дiями - умовно-стохастичним зв'язком;
3) мiж ознаками умовно слабко залежних подм та у випадку опосередковано! умовно-наслiдковоí залежностi мiж подiями - слабким умовно-стохастичним зв'язком.
Враховуючи шкалу рiвнiв залежностi мiж подiями, можна впорядкувати типи зв'язкiв мiж 1х ознаками. Так, умовно-функцiональний зв'язок буде завжди сильншим за умовно-стохастичний, а найслабшим буде слабкий умовно-стохастичний зв'язок.
Подане означення умовно-функцюнального зв'язку задае зв'язок мiж двома числовими величинами, при якому единому значенню одше! величини вщповщае едине значення Ышо!. Дiйсно, цей зв'язок стосуеться ознак умовно тотожних подй яга настають чи не на-стають одночасно.
Якщо розглянути двi сукупносп (послiдовностi) попарно умовно тотожних подй то аналопчну взаемно-однозначну вiдповiднiсть будемо мати мiж 1х ознаками. У результат мiж множинами (послiдовностями) двох ознак отримаемо такий вид зв'язку, який прийнято на-зивати функцюнальним.
Для прикладу розглянемо двi поди: А - зростання курсу гривы до долара США в х разiв, В - зменшення курсу долара США до гривн в у разiв, де х i у - деякi додатнi числа. Ознакою поди А е числова характеристика х, ознакою поди В - числова характеристика у. Якщо у=1/х, то означен поди А i В е умовно тотожними. I навпаки, якщо А i В - умовно тотожш, то мiж !х ознаками юнуе умовно-функцюнальний зв'язок.
Якщо розглянути сукупносп подiй Ах зi змшним параметром х>0 та Ву зi змiнним параметром у>0, то при у=1/х поди Ах i Ву е умовно тотожними i множини 1х ознак утворюють функцюнальний зв'язок у=1(х)=1/х, х>0.
Зауважимо, що у цьому прикг^ при у ф 1 можливi
рiзнi типи взаемозалежностi мiж подiями А i В. Зокрема, якщо курси змЫюються неперервно (не стрибкоподiб-но): при 0<х<1, у>1 i у>1/х подiя В опосередковано умо-вно-наслiдково залежить вщ подií А (адже для того, щоб настала подiя В, спочатку повинна спостер^атися
подiя А), а мiж Тх ознаками юнуе слабкий умовно-стохастичний зв'язок; при 0<х<1, 0<у<1 i у>1/х подiя А безпосередньо умовно-наслiдково несумюна з подiею В. Якщо курси валют змЫюються стрибкоподiбно, то при 0<х<1, у>1 поди А i В - умовно залежш; при 0<х<1, 0<у<1 поди А i В - умовно несумiснi.
Встановлення наявност умовно-функцiонального зв'язку пов'язане зi знанням окремих наукових законiв. Найчастше такий тип зв'язку зустрiчаеться у природ-них, зокрема фiзичних, процесах. Прост приклади умо-вно-функцiонального зв'язку можна навести, як показано вище, i для характеристик суспiльно-економiчних подй Для Тх побудови, частше за все, необхiдно кори-статися законами лопки.
Значно складнiшими для встановлення е умовно-стохастичний та слабкий умовно-стохастичний зв'язки.
Осгальки не юнуе единост в побудовi умовно-наслiдкового розкладу подiТ, то також немае чскоТ межi мiж цими двома типами зв'язку. Умовно-стохастичний зв'язок встановлюеться мiж ознаками умовно залежних подм або подiй, пов'язаних безпосередньою умовно-наслiдковою залежнiстю. Дуже часто (при бтьш присгап-ливiшому пiдходi до побудови умовно-наслiдкового розкладу) мiж подiею-явищем i подiею-умовою можна знай-ти (сформулювати) промiжну подю-умову чи сукупнiсть подiй-умов. Наслiдком цього стае формальне (за озна-ченням) послаблення рiвня залежностi мiж подiями та тiсноти зв'язку мiж Тх ознаками. Тому означення типу зв'язку (умовно-стохастичний чи слабкий умовно-стоха-стичний) мало говорить власне про його "щтьнють". I для двох рiзнорiдних процеав встановлений слабкий умовно-стохастичний зв'язок мiж характеристиками одного проце-су може мати кращi характеристики "щтьностГ (напри-клад, коефiцiент кореляцп), ыж умовно-стохастичний зв'язок, що характеризуе поди iншого процесу.
Загалом для встановлення юнування зв'язку (слаб-шого, нiж умовно-функцiональний) мiж окремими характеристиками рiзних соцiально-економiчних процеав чи величинами одного процесу слщ застосувати такий алгоритм якюного дослщження:
1) обрати величини, як найкраще характеризуюсь (е визначальними) соцiально-економiчний(i) процес(и);
2) побудувати поди-модел^ для яких обран величи-ни е ознаками;
3) побудувати умовно-наслщга^ розклади подй моделей та/або здшснити Тх аналiз;
4) встановити типи залежност мiж побудованими подiями-моделями;
5.1) якщо поди пов'язан безпосередньою умовно-наслiдковою залежнiстю, то мiж Тх ознаками юнуе умов-но-стохастичний зв'язок i можна переходити до ктькюних методiв його дослiдження;
5.2) якщо поди пов'язан опосередкованою умовно-наслiдковою залежнiстю, то мiж Тх ознаками юнуе слабкий умовно-стохастичний зв'язок i також можна переходити до ктькюних методiв його дослщження;
5.3) нехай маемо випадок умовно залежних подм А i В. МНж Тх ознаками, взагалi кажучи, юнуе умовно-стохастичний зв'язок. Проте рекомендуеться додатково перевiрити цей факт. Для цього слщ виокремити подю-умову (позначимо ТТ через С), яка е сптьною для умов-но-наслiдкових розкладiв 1-го рiвня обох подiй А i В. За означенням подiя С пов'язана з кожною з подм А i В безпосередньою умовно-наслiдковою залежнютю. Тому ознака поди С мае умовно-стохастичний зв'язок як з ознакою поди А так i з ознакою поди В, причому цей зв'язок повинен бути "щтьншим", ыж зв'язок мiж ознаками А i В. Отже, для перевiрки вiдсутностi "хибноТ ко-реляцiТ" у даному випадку слщ ктькюно дослщжувати
не тiльки тiсноту зв'язку мiж первинними величинами (ознаками подiй А i В), але й перевiрити на наявнiсть ще тiснiшого зв'язку з "промiжною" величиною - ознакою сптьноТ поди-умови С;
5.4) якщо мiж подiями iснуе умовна слабка залеж-нiсть, то мiж Тх ознаками iснуе слабкий умовно-стохастичний зв'язок. Щоб додатково переконатися у цьому потрiбно здiйснити ди пункту 5.3 з урахуванням того, що сптьну подiю-умову С слщ шукати в умовно-наслiдкових розкладах подiй А i В глибших рiвнiв i що мiж ознаками подм А i В та ознакою поди-умови С юнувати-ме також ттьки слабкий умовно-стохастичний зв'язок;
5.5) якщо поди умовно незалежш, то мiж Тх ознаками зв'язку немае. Мова йде про вщсутнють "усталено-го" зв'язку зi збереженням певних закономiрностей. Наявнiсть кореляцп мiж величинами може бути спри-чинена тiльки дiею стороннiх факторiв, якi не потрапи-ли у поле дослщження.
Наведемо приклад застосування поданого алгоритму. Розглянемо два соцiально-економiчних процеси: виробничий процес будiвництва та со^ально-правовий процес прийняття в експлуатацю житла. Очевиднiсть залежностей мiж цими двома процесами породжуе пе-реконання, що мiж величинами, яга Тх характеризуюсь, завжди буде кореля^я. Перевiримо це припущення шляхом запропонованого вище алгоритму (методом умовно-наслщкового розкладу подш).
1. Оберемо величини, яга найкраще характеризуюсь вказанi соцiально-економiчнi процеси.
Органи державноТ статистики УкраТни здмснюють обстеження будiвельноТ дiяльностi пiдприемств за мюя-чною формою № 1-кб "Звiт про виконання будiвельних робе". Основним показником ^еТ звiтностi е показник "Обсяг будiвельних робiт, виконаних власними силами без ПДВ, тис. грн" (позначимо цю величину лсерою х).
Обстеження прийнятих (введених) об'ектв будiвни-цтва здiйснюеться за квартальною статистичною формою № 2-буд "Звс про реалiзацiю дозволу на виконання будiвельних робiт". У другому роздл форми вщо-бражаеться "Загальна площа прийнятого (введеного) в експлуатацю житла, м2", яку позначимо через у.
2. Побудуемо поди-модел^ для яких обран величини х та у е ознаками.
Для побудови подм здмснимо спочатку локалiзацiю явищ. Розглядатимемо процеси на територи окремого регiону (просторова локалiзацiя) упродовж певного пе-рiоду Т - кварталу чи року (часова локалiзацiя).
Величина х буде ознакою для поди А - юридичними особами та вщокремленими пщроздтами юридичних оаб, зареестрованими на територи регюну, виконано власними силами упродовж перюду Т будiвельних ро-бiт без ПДВ на суму х тис. грн. Величина у буде ознакою для поди В - органами реестраци (1нспек^ею архь тектурно-будiвельного контролю) регюну упродовж перюду Т прийнято (введено) в експлуатацю житла зага-льною площею у м2.
3. Здмснимо аналiз умовно-наслщкових розкладiв подiй А i В.
Сформулюемо важливi елементи цього аналiзу. На пiдставi IнструкцiТ щодо заповнення форми № 1-кб, на-приклад [5], щодо подiТ А зауважимо:
- до вартост будiвельних робе включаються вартiсть будiвельних, монтажних та Ыших робiт, що виконуються пщ час нового будiвництва, розширення, реконструкций реставраций капiтального та поточного ремонту;
- будiвельнi пiдприемства вiдображають дат про обсяг виконаних будiвельних робе власними силами та вiдокремлених пщроздов як на територiТ регiону, так i за його межами;
- вiдповiдно до Державного класифiкатора будiвель та споруд, затвердженого наказом Держстандарту Украши вiд 17.08.2000 р. № 507, будiвельнi роботи здмснюються на будiвництвi житлових будiвель, нежи-тлових будiвель та шженерних споруд.
Щодо подií В зауважимо:
- процес будiвництва житла тривае бтьше, нiж пе-рiод Т;
- в експлуата^ю може вводитися житло, буфвницт-во якого здмснювалося i завершене значно ранiше пе-рiоду Т, наприклад та пiдставi Тимчасового порядку, затвердженого постановою КМУ вщ 09.09.2009 р. № 1035 або Порядку, затвердженого наказом Мшрепо-ну Украши 24.06.2011 р. №91;
- в експлуатацю вводиться, зокрема, житло, збудо-ване на територп репону пiдрядниками з-за його меж, а також об'екти 1ЖБ, збудован "домогосподарствами",
*Джерело: розраховано автором за даними [6, с. 210-216].
Як бачимо з табл. 1, дат 2009 та 2011 рогав ыби пщ-тверджують пряму (навпъ близьку до лУйно|) залеж-нiсть мiж величинами х та у: зменшення обсягiв викона-них будiвельних робгг на 40 % та 1,8 % "призводить" до зменшення обсяпв введеноí площi житла вiдповiдно на 64,8 % та 26 %. Разом з тим, дан за 2010 рк спростову-ють цю "залежнють": спадання першого показника на 40,4 % супроводжуеться зростанням Ышого на 78,3 %.
Модифiкуемо дещо поди з попереднього прикладу, враховуючи проведений вище аналiз. Розглянемо поди: А1 - юридичними особами та вщокремленими пщроздь лами юридичних оаб, зареестрованими на територií регiону, виконано власними силами упродовж перюду Т на територп цього репону будiвельних робп" з буфвниц-тва житлових будiвель на суму х1 тис. грн (без ПДВ); В1 - органами реестраци (Iнспекцiею архсектурно-будiвельного контролю) регiону упродовж перiоду Т прийнято (введено) в експлуатацю житлових будингав, що добудовувалися мiсцевими пщрядниками - юридичними особами та вщокремленими пщроздтами юридичних оаб - у тому ж перюду загальною площею у1 м2.
Осктьки подií-моделi А1 i В1 побудован на основi подiй А i В шляхом накладання додаткових умов (на-справдi - уточнень), то з точки зору умовно-наслщкового розкладу поди А1 i В1 безпосередньо умо-вно-наслiдково залежать вщповщно вiд подiй А i В.
Побудоваш подií-моделi А1 i В1 мають своíми озна-ками величини х1 та у1, якi також характеризуюсь роз-глянутi у попередньому прикладi процеси. Проте, подií А1 i В1 при певних умовах на стввщношення х1 та у1 е залежними: подiя В1 безпосередньо умовно-наслщково залежить вiд подií А1. Тому ознака у1 пов'язана з озна-кою х1 умовно-стохастичним зв'язком. Цей зв'язок мае
В. Дронь, канд. физ.-мат. наук, доц.
Главное управление статистики в Черновицкой области, Черновцы
тобто нелегальними бригадами, обсяги робп" яких не потрапляють до жодного офщмного облку.
4. Встановимо тип залежност мiж побудованими подiями А i В.
Враховуючи подан у п.3. зауваження, можна ствер-джувати, що не снуе жодно)' подп-умови, яка б з обов'я-зковстю потрапляла до обох умовно-наслщкових роз-кладiв (деякого рiвня) як поди А, так i поди В. Отже, поди А i В е умовно незалежними.
5. Висновок: мiж величинами х та у немае усталено-го зв'язку. Будь-як результати, що базуються на коре-ляци мiж цими двома величинами не е обфунтованими i навiть можуть бути хибними.
Сформульований висновок пщтвердимо статистич-ними даними Головного управлшня статистики у Чернь вецькiй областi.
усталений характер i кiлькiсними, наприклад статистич-ними, методами можна дослщжувати його "щтьнють".
Висновки. Метод умовно-наслiдкового розкладу подм може бути ефективно використаний для встановлення наявносл усталеного зв'язку мiж соцiально-економiчними величинами. Для цього потрiбно застосувати запропоно-ваний у робо^ алгоритм. Алгоритм передбачае побудову подм-моделей, здiйснення íх умовно-наслiдкових розкла-дiв, а також використання двох пов'язаних класифкацм: типiв взаемозалежностi мiж подiями та типiв взаемозв'язку мiж ознаками подм. Запропонований алгоритм рекомен-дуеться застосовувати при дослщжены довiльних со^а-льно-економiчних процесiв, зокрема, перед використан-ням кiлькiсних методiв дослiдження.
Список використаних джерел
1. Дронь В.С. Метод умовно-наслщкового розкладу встановлення взаемозалежност1 м1ж соц1ально-економ1чними под1ями / В.С. Дронь // Актуальш проблеми економ1ки. - 2012. - № 3 (129). - С. 305-311.
2. Дронь В.С. Встановлення позитивноТ та негативноТ взаемозале-жност1 м1ж соц1ально-економ1чними под1ями / В.С. Дронь // Економ1чний форум: [Наук. журнал]. - 2012. - № 2. - С. 523-528.
3. Давыдовский И.В. Проблема причинности в медицине (этиология) / И.В. Давыдовский - М.: Государственное изд-во медицинской литературы, 1962. - 176 с.
4. Дронь В.С. Встановлення взаемозв'язку м1ж соц1ально-економ1чними величинами / В.С. Дронь // Наук.пр. Юровоградського нац. техн. ун-ту. - 2012. - Вип.22, ч.11. - С.96-100.
5. !нструкц1я щодо заповнення форми державного статистичного спостереження №1-кб (мюячна) "Звгг про виконання буд1вельних роб1т" [Затверджена наказом Держкомстату 09.10.2009 р. №375, зареестрова-но в М1н1стерств1 юстицп УкраГни 27.10.2009 р. за №984/17000] [Елект-ронний ресурс] // Верховна Рада УкраУни [сайт "Законодавство УкраУ-ни"]. - Режим доступу: http://zakon4.rada.gov.ua/laws/show/z0984-09.
6. Статистичний щор1чник Чернiвецькоí област1 за 2011 р1к. - Чершв-ц1: Головне управл1ння статистики у Черывецьюй област1, 2012. - 604 с.
Надшшла до редакцИ' 21.03.14
Таблиця 1. Окрем1 показники буд1вельноТ д1яльност1 Черн1вецькоТ област1 за 2008-11 роки
2008 2009 2010 2011
!ндекс обсяпв виконаних буд1вельних роб1т, вщсотив до попереднього року 108,6 60,0 59,6 98,2
Введения в експлуатац1ю житла, тис. м2 загально1 площ1 364,5 164,8 293,8 217,4
ИССЛЕДОВАНИЕ СУЩЕСТВОВАНИЯ ВЗАИМОСВЯЗИ МЕЖДУ ВЕЛИЧИНАМИ МЕТОДОМ УСЛОВНО-СЛЕДСТВЕННОГО РАЗЛОЖЕНИЯ СОБЫТИЙ
В работе предложен алгоритм установления существования взаимосвязи между любыми социально-экономическими величинами. Алгоритм базируется на условно-следственном разложении событий. Он предполагает построение событий-моделей, использование двух классификаций - типов взаимозависимости между событиями и типов взаимосвязи между их признаками.
Ключевые слова: социально-экономическое событие, условно-следственное разложение события, взаимозависимость между событиями, взаимосвязь между величинами, ложная корреляция.
V. Dron', PhD in Physics and Mathematics, Associate Professor Main statistics department in Chernivtsy region, Chernivtsi
RESEARCH OF EXISTENCE OF RELATIONSHIP BETWEEN VARIABLES BY THE METHOD OF CONDITION-CONSEQUENCE DECOMPOSITION OF EVENTS
In the work an algorithm for establishing the existence of relationship between arbitrary socio-economic variables is given. The algorithm is based on the condition-consequence decomposition of events. It involves the construction of event-model and the using two classifications - types of interdependencies between events and types of relationships between their attributes.
Keywords: socio-economic event, condition-consequence decomposition of events, interdependence between events, relationship between variables, false correlation.
УДК 519.24
JEL C 220, F 170
В. Слейко, д-р екон. наук, проф., Р. Боднар, канд. фiз.-мат. наук, доц.
Львiвська комерцшна академ1я, Львiв
ЕКОНОМЕТРИЧНИЙ АНАЛ1З ЗОВН1ШНЬО1 ТОРГ1ВЛ1 ПОСЛУГАМИ УКРА1НИ
У статт/' побудован та до^джен економетричн моделi, з урахуванням сезонноУ i трендовоУ компонент, експор-ту та iмпорту послуг УкраУни як в загальному, так i з кранами СНД, Свропою i Аз/'ею. Також знайденi точковий та нтервальний прогнози до^джуваних показникв на II, III i IV квартали 2013 року.
Ключовi слова: лiнiйний тренд, параболiчний тренд, точковий прогноз, нтервальний прогноз, коефцент детер-мнацй'.
Постановка проблеми. Важливу роль в економщ! будь-якоТ краТни в^грае и зовншня торпвля. Економка УкраТни значною Miporci залежить вщ зовнiшнiх енергоноа-Тв. Тому для збалансування i'i платiжнoгo балансу важли-вою задачею е спрогнозувати розвиток експорту та iмпop-ту тoваpiв i послуг. У данм пpацi ми обмежимось ттьки дocлiджeнням зoвнiшньoТ тopгiвлi послугами УкраТни.
Анал1з останн1х досл1джень i публкацш. Досль дженням зoвнiшньoТ тopгiвлi УкраТни займались багато всчизняних вчених. Серед останшх праць по цiй тeмi видiлимo дocлiджeння науковцями 1нституту економки i прогнозування НАН УкраТни базових тенденцм зовнш-ньоТ тopгiвлi товарами в УкраТн в 1992-2009 рр. [1]. У прац О.М. КисельовоТ [2] вивчаеться проблема вдоско-налення мeханiзмiв державного упpавлiння зовншньо-eкoнoмiчнoю дiяльнicтю УкраТни. У аналiтичнiй допов^ вчених Нацioнальнoгo iнcтитуту cтpатeгiчних досль джень при Пpeзидeнтoвi УкраТни [3] аналiзуетьcя дина-мiка зoвнiшньoТ тopгiвлi УкраТни пicля набуття нею членства у СОТ. У прац С.М. Макухи [4] дослщжено напрямки пщвищення ефективност зовншньоторгове-льноТ дiяльнocтi УкраТни на ocнoвi переходу до Ынова-цiйнo-iнвecтицiйнoгo напрямку розвитку краТни. Еконо-метричний пiдхiд для дocлiджeння зовншньоТ тopгiвлi УкраТни запропоновано у працях [5] i [6].
Невирiшенi рашше частини загальноТ проблеми. У вciх вищенаведених випадках основна увага придтялась зoвнiшнiй тopгiвлi товарами УкраТни. У дашй пpацi ми зосередимо дослщження на зoвнiшнiй тopгiвлi послугами УкраТни, за допомогою економет-ричних мeтoдiв [7, с. 259-298; 8, с. 225-262], побудуе-мо мoдeлi динамiки тopгiвлi послугами i на ocнoвi цих
моделей спрогнозуемо експорт та iмпopт послуг у II-IV кварталах 2013 року.
Мета статт - на ocнoвi даних ДержавноТ служби статистики УкраТни [9] побудувати модели якi описують дина-мiку експорту послуг з УкраТни та iмпopту послуг в УкраТну в загальному, з краТнами СНД, Свропи i Азп, а також, за допомогою цих моделей, спрогнозувати значення досль джуваних показнигав у II, III i IV кварталах 2013 року.
Виклад основного матерiалу дослiдження. Сут-теве мюце в платiжнoму баланci УкраТни займае ТТ зов-нiшня тopгiвля. На вщмшу вiд зoвнiшньoТ тopгiвлi товарами, для якоТ ocтаннiми роками спостер^аеться нега-тивне сальдо, сальдо тopгiвлi послугами УкраТни е по-зитивним. Також, враховуючи cвiтoвий розвиток IT-сфери i високий piвeнь фаховоТ пiдгoтoвки украТ'нсь-ких cпeцiалicтiв у нш, можна oчiкувати як зростання експорту послуг з УкраТни, так i збтьшення частки зовншньоТ тopгiвлi послугами у загальнiй структ^ зовнш-ньоТ тopгiвлi УкраТни. Тому у дашй прац дocлiджуетьcя динамка зовншньоТ тopгiвлi послугами УкраТни, а також на ocнoвi лiнiйних тpeдiв побудовано прогнози вщповь дних показнишв на II-IV квартали 2013 року.
На ocнoвi щоквартальних даних за 2009-2012 рр. ми побудуемо адитивн мoдeлi експорту та iмпopту послуг всього, з краТнами СНД, Свропи i Ази. Адитивнi мoдeлi ми будуватимемо у виглядi
Y = T + S +е,
де Y - дослщжуваний показник; Т - трендова компонента; S - сезонна компонента; £ - випадкова компонента.
Спочатку пpoаналiзуемo сезоны компоненти. Вико-ристовуючи методику [8], отримуемо наступн результа-ти (табл. 1).
Таблиця 1. Сезонн компоненти показникiв зовнiшньоT торгiвлi послугами УкраТни у 2009-2012 рр., млн дол США
№ з/п Показник Квартал
I II III IV
1 Експорт послуг з УкраТни всього -122,012 -89,781 -27,087 238,880
2 Експорт послуг з УкраТни в краТни СНД -53,825 -10,650 -13,977 78,453
3 Експорт послуг з УкраТни в бвропу -6,118 -70,726 -31,586 108,430
4 Експорт послуг з УкраТни в Аз^ -24,596 -2,327 35,246 -8,323
5 1мпорт послуг в УкраТну всього -161,099 -46,009 103,491 103,618
6 1мпорт послуг в УкраТну з краТн СНД -50,961 -4,734 33,885 21,811
7 1мпорт послуг в УкраТну з бвропи -80,675 9,824 -3,720 74,571
8 1мпорт послуг в УкраТну з Ази -31,246 -46,262 59,683 17,825
*Джерело: розраховано авторами самост1йно за даними: [9].
© Слейко В., Боднар Р., 2014
