CC BY
39
Предполагаемые величины подоходного налога с членов экипажей судов, которые могли бы быть зарегистрированы в реестре в 2001—2005 гг., млн р.
Категория судов Год
2001 2002 2003 2004 2005
Вновь построенные суда 2,3 4,4 6,8 9,1 11,1
Флот оффшорных компаний 2,8 4,7 7,5 7,5 7,5
Флот АО «Совкомфлот» 1,7 2,9 4,6 4,6 4,6
Всего 6,8 12,0 18,9 21,2 23,2
Вместе с тем следует отметить, что первый проект закона о создании реестра, внесенный автором статьи в правительство в 1999 г. в рамках реализации Концепции судоходной политики РФ, не прошел согласования с Министерством по налогам и сборам РФ, Государственным таможенным комитетом РФ, Министерством экономики РФ, Министерством финансов РФ и Министерством юстиции РФ. Несмотря на явную экономическую и социальную целесообразность принятия такого закона, ряд министерств, руководствуясь только задачами по наполнению бюджета и ведомственными интересами, пока не увидели в нем долгосрочных общегосударственных перспектив. В частности, заинтересованные министерства, указывая на противозаконность, по их мнению, принятия предлагаемого закона, считают возможным продвигать этот закон в качестве составной части Кодекса торгового мореплавания РФ, исключив из него вопросы налогообложения и таможенных сборов.
С учетом того, что предлагаемый закон предназначен для решения не регулируемых Кодексом торгового мореплавания РФ вопросов и является весьма специфическим для России, необходимо оформить его как отдельный законодательный акт и одновременно с этим внести изменения и дополнения в налоговое законодательство и положения о таможенных сборах.
Опыт создания международных реестров судов показал, что, как правило, для осуществления таких проектов требуется государственная, правительственная поддержка при их согласовании с различными ведомствами, при рассмотрении и сопровождении в законодательном органе. Для реализации проекта закона о создании Российского международного реестра судов как весьма важного и полезного для развития экономики страны документа очень нужна также поддержка профсоюза моряков, других общественных организаций и средств массовой информации.
И.А. ГАНИЕВА
проректор по научной работе Кемеровского государственного сельскохозяйственного института, кандидат экономических наук, доцент
ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЦИКЛ В СОВРЕМЕННОМ СЕЛЬСКОМ ХОЗЯЙСТВЕ СИБИРСКОГО ФЕДЕРАЛЬНОГО ОКРУГА
Стабилизация российской экономики дает возможность делать долгосрочные прогнозы, основываясь на трендах динамики экономических показателей. Так, прогнозируются уровни инфляции, налоговых поступлений, государственных расходов. И чем точнее будет прогноз, тем эффективнее окажутся расходы и инвестиции, государственные и частные. Реализация в России приоритетных национальных проектов, безусловно, поз-
волит ускорить темпы развития социальной сферы (образования, медицины), отдельных отраслей (сельского хозяйства, строительства), однако необходимо повысить эффективность использования направляемых на финансирование мероприятий таких проектов государственных средств.
Целью данной работы являлось исследование состояния сельского хозяйства отдельного региона (Сибирского федерального
© ИА. Ганиева, 2007
округа) для выявления трендов развития отрасли. Результаты исследования, как мы считаем, будут содействовать повышению эффективности реализации приоритетного национального проекта «Развитие АПК», детализации его мероприятий, так как, по мнению ученых-экономистов, мероприятия по осуществлению данного проекта, а также стратегия развития АПК в целом должны иметь четкие научные обоснования, максимально учитывать региональные особенности и формировать основы устойчивого развития АПК в будущем1.
Н. Кондратьев в своих исследованиях доказал наличие третьего экономического цикла (длинной волны) в сельском хозяйстве России с 1876 по 1940 г. Наши исследования проводились на базе показателей сельскохозяйственного производства Сибирского федерального округа за период с 1940 по 2005 г.
Сибирский федеральный округ (СФО) — это один из округов Российской Федерации, расположенный в центральной части России и охватывающий треть территории страны общей площадью 5115 тыс. км2. В сельском хозяйстве СФО в 2005 г. произведено валовой продукции на 217 157 млн р. (14,5% валового продукта сельского хозяйства России)2. Нами исследованы показатели производства основных продуктов сельского хозяйства (зерна, картофеля, овощей, мяса, молока и яиц) в округе за указанный период, выполнен статистический анализ показателей валового производства перечисленных продуктов, который предшествует регрессионному и корреляционному анализу. Статистический анализ показателей валового производства основных сельскохозяйственных продуктов позволил определить
диапазон колебаний валового производства каждого продукта, среднегодовое значение валового производства за данный период, меру абсолютного (дисперсия) и относительного (коэффициент вариации) разброса эмпирических значений относительно среднего. Результаты статистического анализа приведены в табл. 1.
За исследуемый период значительные колебания валового производства наблюдались в производстве зерна, мяса, молока, яиц; отмечалось устойчивое повышение валового производства овощей; производство картофеля оставалось практически на одном уровне. Таким образом, исходя из результатов статистического анализа, можно высказать предположение о наличии фаз четвертого экономического цикла, имевшего место в сельскохозяйственном производстве СФО с 1940 по 2005 г.
Далее на примере исследования валового производства зерна выявим границы фаз экономического цикла в сельском хозяйстве СФО в 1940-2005 гг.
Статистический анализ данных динамики валового производства зерна позволяет констатировать следующее: диапазон вариации валового объема зерна во всех субъектах СФО за последние 65 лет составил 8255-24 677 тыс. т, среднегодовое значение — 15 323 тыс. т, среднеквадратичное отклонение — 3838 тыс. т и, как следствие, коэффициент вариации — 25%. На основе изучения результатов статистического анализа можно выдвинуть гипотезу о существовании значительных колебаний в производстве зерна, т.е. предположить наличие фаз спада и подъема, образующих экономический цикл, в исследуемый период.
Таблица 1
Показатели статистического анализа производства основных продуктов сельского хозяйства в СФО за период 1940—2005 гг.
Продукт Валовой объем производства Среднеквадратич- Коэффициент
минимальный максимальный среднегодовое значение ное отклонение вариации, %
Зерно, тыс. т 8 255 24 677 15 322,96 3 838,43 25
Картофель, тыс. т 4 512 8 718 5 996,96 833,81 14
Овощи, тыс. т 440 1 869 1 046,57 310,41 30
Мясо, тыс. т 461 1 551 1 021,85 270,37 26
Молоко, тыс. т 3 475 9 361 6 955,75 1 335,20 19
Яйца, млн шт. 371 6 780 4 158,60 1 774,85 43
На рисунке представлена динамика валового сбора зерна в сельском хозяйстве СФО, а также аппроксимация данного показателя полиномиальными трендами (первый номер года исследуемого периода соответствует 1950). В рассматриваемый период наблюдались значительные колебания валового сбора зерна; в целом по округу за прошедшие 65 лет он не превышал значения в 20 млн т. Наибольший валовой сбор зерна пришелся на 1970 г. — 19 674 тыс. т. Предыдущий «рекорд» был зафиксирован в 1960 г., когда этот показатель составил 17 755 тыс. т. В последующие 30 лет валовой сбор был не более 15 млн т, и только в 2001 г. он превысил эту отметку — 16 544 тыс. т.
Для выявления характерных устойчивых временных тенденций в производстве зерна аппроксимируем данные валового объема производства зерна за рассматриваемый период полиномиальными трендами. По мнению экономистов, занимающихся исследованием параметров циклического развития экономики, для составления прогнозов посредством построения трендов целесообразно использование полиномиальных функций
и
.0
н
? 30 000-
а
ф
со
го
т
£ 25 000-о
т
со
5
О
с 20 0005 <и
10 0005 000-
второго или (максимально) третьего порядка (это отмечает и Н. Кондратьев3).
Полиномиальный тренд валового производства зерна второго порядка описан функцией у = -10,551х2 + 564,86х + 10 332. Данный показатель не является инерционным по времени и достаточно гибко реагирует на изменения других факторов, как внутренних, так и внешних, о чем свидетельствует коэффициент детерминации параболы второго порядка: ^2 = 0,3671 = 36,7%.
Анализ кубической параболы, имеющей вид у = 0,2339х3 - 29,846х2 + 993,25х + + 8279,1, дает наиболее точное представление о наступлении пика в данном сегменте сельскохозяйственного производства, который начался в 1973 г. и продолжался четыре года, до 1977 г.; за пиком началась фаза депрессии, ежегодные темпы снижения производства зерна в которой до 1992 г. уменьшались в абсолютном выражении. Таким образом, тренды производства зерна подтверждают наличие фаз экономического цикла в производстве зерна в сельском хозяйстве СФО в течение рассматриваемого периода.
0 ........................................................................................►
1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47 49 51 53 55
Порядковый номер года исследуемого периода
--- Параболавторогопорядка------Параболатретьегопорядка —ф— Эмпирическиезначения
Аппроксимация полиномиальными трендами второго и третьего порядков производства зерна в сельском хозяйстве СФО в 1950—2005 гг.
Таблица 2
Показатели анализа производных полиномиальных трендов производства зерна
Поли- номи- альная функ- ция Уравнение Коэффициенты при переменных полиномиальных функций Порядковый номер года в исследуемом периоде/календарный год Точка перегиба (порядковый номер года/календарный год)
а Ь с d максималь- ный мини- мальный
Треть- его поряд- ка у = ах3 + Ьх2 + сх + d 0,233 9 -29,846 993,25 8 279,1 22,693 56 /1973 62,374 14 /2012 42,533 85 /1992
Вто- рого поряд- ка у = ах2 + Ьх + с -10,551 564,86 10 332 26,768 08 /1977
Далее были установлены экстремумы полиномиальных функций производства зерна второго и третьего порядков для выявления точных временных границ начала и окончания фаз экономического цикла в сельскохозяйственном производстве СФО в 1940-2005 гг. Экстремумы получены путем определения производных функций второго и третьего порядков и позволяют определить порядковый номер года исследуемого периода, в котором валовое производство зерна было максимальным или минимальным. Так же найдены точки перегиба, т.е. смены тенденций роста или падения производства, ускорения или замедления существующих тенденций. Точки перегиба являются вторыми производными от экстремумов. Полученные значения сведены в табл. 2.
В соответствии с полиномиальной функцией второго порядка максимальное значение производства зафиксировано на 27-й год от начала анализа (исследуемого периода), т.е. в 1977 г., а третьего порядка — на 23-й год, или в 1973 г. Таким образом, фаза подъема производства зерна в субъектах СФО соответствует временному диапазону 1973-1976 гг. Согласно теории длинных волн Кондратьева, фаза оживления в рассматриваемый период продолжается с 1940 по 1973 г., а фаза депрессии — с 1977 по 2005 г.
Аналогичные исследования были проведены в отношении других продуктов сельскохозяйственного производства.
Исследования позволяют выделить в производстве зерна следующие фазы длинного экономического цикла: с момента начала вынужденного кризиса периода Великой Отечественной войны (1940 г.) до 1973 г. — фаза оживления продолжительностью 34 года, с 1973 по 1977 г. — фаза пика продолжительностью 4 года, после 1977 и до прогнозного 2012 г. — фаза депрессии продолжительностью 35 лет; полный экономический цикл составляет 72 года.
Таким образом, анализ валового производства зерна в субъектах Сибирского федерального округа свидетельствует о наличии циклического характера производства продуктов в сельском хозяйстве и о существовании последовательных фаз экономического цикла в пределах исследуемого периода. Исследования будут продолжены в направлении определения влияния на валовое производство продуктов сельского хозяйства Сибирского федерального округа сезонных колебаний экономической активности, факторов внутренней и внешней среды.
Примечания
1 Курцев И. АПК Сибирского федерального округа // Экономист. 2006. № 5. С. 18.
2 Регионы России: социально-экономические
показатели: 2006: стат. сб. / Росстат. М., 2007. С. 528.
3 Фетисов Г.Г., Худокормов А.Г. Век глобальных трансформаций // Мировая экономическая мысль: Сквозь призму веков: собр. соч.: в 5 т. М., 2004. Т. 4. С. 629.
