CC BY
22EMPIRICAL AND THEORETICAL ASPECTS OF CONDITIONAL CONVERGENCE IN THE
REGIONAL DIMENSION
Bushynskyi Ye.
Postgraduate student of Prykarpattia National University Vasyl Stefanyk University",
Ivano-Frankivsk
ЕМП1РИЧН1 ТА ТЕОРЕТИЧН1 АСПЕКТИ УМОВНО1 КОНВЕРГЕНТНОСТ1 В
РЕГЮНАЛЬНОМУ ВИМ1Р1
Бушинський С.В.
AcnipaHm ДВНЗ «Прикарпатський нацiональний yuieepcumem шет Василя Стефаника»,
м.1вано-Франювськ
Abstract
The subject of the analysis conducted in the study is the phenomenon of real convergence, which is understood as the process of equalizing the level of economic development between the regions of Ukraine.
The question of application of the theory of convergence in regions with diversification of measurements of gross regional product on one employed person is considered. To determine the inequality between the regions of Ukraine, the Tayle index and the index of structural changes were calculated. Using econometric methods, the need for structural reforms is substantiated and those reforms that enhance regional convergence are identified.
Анотащя
Предметом аналiзу, проведеного в дослщженш, е явище реально! конвергенци, що po3yMierbCH як про-цес вирiвнювання рiвня економiчного розвитку мiж регiонами Укра!ни.
Розглядаеться питання застосування теори конвергенци в регiонах з диверсифжащею вимiрiв вало-влого репонального продукту на одну зайняту особу . Для визначення нерiвностi мiж регiонами Укра!ни обчислено iндекс Тейла, а також iндекс структурних змш. За допомогою економетричних методiв обгрун-товано необхiднiсть здiйснення структурних реформ та щентифшовано тi реформи, що посилюють репо-нальну конвергенцiю.
Keywords: convergence, gross regional product, Solow model, Tayla index, Gini index, coefficient of determination, autoregression model.
Ключовi слова: конвергенщя, валовий репональний продукт, модель Солоу, iндек Тейла, iндекс Джиш, коефiцiент детермшацп, модель авторегресii.
Вступ та постановка проблеми. Одна з най-масштабшших реформ - реформа децентралiзацii тривае в Украш з 2014 року. В результата и ре-алiзацii було створено понад 800 об'еднаних тери-торiальних громад (ОТГ), яш охопили третину те-риторii Украши. Новостворенi громади отримали бiльше фшансових ресурсiв, прямi вiдносини з Дер-жавним бюджетом, та, одночасно, ширшi повнова-ження та обов'язки. Нерiвномiрнiсть та структурнi диспропорцii регiонального економiчного розвитку в Украш сьогоднi загострюють необхiднiсть до-слiдження iх структурних особливостей з метою розробки та забезпечення ефективно1' довгостроко-во1' стратеги розвитку. На основi неокласичних моделей економiчного зростання передбачаеться, що процеси економiчного зростання приведуть до вирiвнювання рiвня регiонального розвитку.
Ввдсутшсть системних заходiв державно1' регiональноi полггики щодо зменшення регюналь-них диспропорцш е однiею з вагомих причин галь-мування комплексного соцiально-економiчного розвитку регюшв, виникнення та загострення ба-гатьох соцiальних проблем на регюнальному рiвнi, подальшого збiльшення мiжрегiональноi диферен-цiацii регiонального соцiального розвитку за окре-мими його напрямами. Невирiшеними на сьогоднi
залишаються питання формування едино1' цшсно1' та ушверсально1' концепцii конвергентного розвитку регюшв Украши, що не знайшло свого ввдображення в ранiше опублiкованих результатах дослщжень вчених-економiстiв. [2].
Анал1з останнгх до^джень i публшацш. Региональна економiка порiвняно досить молода наука, яка зародилася у другий половиш двадцятого столiття. Питаннями репонального диспропорцш-ного розвитку займалися таю вчеш як Дж.К. Гел-брейт, Д. Сазерленд, В. Амаранте, Р. Арим, А. Вк-о-рiто та багато шших. З вiтчизняних вчених такими проблемами займалися 1.Благун, Л. Дмитришин, З. Варналiй, В. Геець, Я. Жалшо, Б. Данилишин, Ю. Гладко, Б. Лавровський, А. Чистобаева, В. Чужи-кова, Новак 1.М. та iншi.
Виклад основного матерiалу до^дження. Процеси конвергенци е результатом закону спадно1' вiддачi i випливають з трьох теоретичних переду-мов:
- зближення розвитку (що випливае з моделi Солоу) кожно1' економiки до шляху сталого зростання (якщо вiдмiнностi в продуктивностi пращ обумовлеш вiдмiнностями в положеннi регюну у стосунку до шляхiв сталого зростання);
- шдвищення марпнально! продуктивное^ кашталу в б1льш бвдних регюнах 1, отже, стимул1в для шришливу кашталу з багатших до бвдшших репошв. За умови вшьного шеремщення капталу цей шришлив триватиме до вир1внювання гранич-них шродуклв кашгталу, що шризведе до вир1в-нювання виробництва на одну зайняту особу;
- шоширення знань 1 техшчного шрогресу, що шризводить до того, що бщшш1 регюни отримують достуш до нових технологш. Ввдсутшсть витрат, шо-в'язаних з виробництвом нових технологш (за умови, що гштадшт витрати будуть нижчими, шж шновацшш), шризведе до б1льш швидкого вир1в-нювання р1вшв економ1чного розвитку. [1].
У шроблемному шол1 теорш регюнального розвитку вагоме м1сце шосвдае регюнальна нер1в-ном1ршсть. Також можна зазначити, що зпдно з результатами шанельно! регресп для 25 репошв Укра!ни (без АР Крим та м.Севастошоль) шротягом 2016-2018 рр., зниження шфляци мае шозитивний вшлив як на конвергенщю, так 1 на економ1чне зро-стання загалом. Такий результат вказуе на те, що шолггака щодо таргетування шфляци для Укра!ни е досить ефективним заходом як у шодоланш дивер-генцп м1ж регюнами, так 1 в стимулюванш регю-нального економ1чного зростання [6].
Людина е головною ланкою уах шроцеав, яш вадбуваються в кра!ш. Вона е основою еко-ном1чних, сусшшьних, шолтгачних та багатьох ш-ших шроцеав, без не! усе це було б неможливим. Але основним в людиш е його навички та освгтньо-шрофесшний шотенщал, тобто уа !! зд1бност1 та можлнвосп. Усе це можна назвати людським кашталом. Саме завдяки цим сво!м властивостям людина створюе матер1альш та духовш цшносл задля задоволення сво!х шотреб. Без навичок 1 вмшь людина не змогла б зробити те, що сьогодш мае сусшшьство.
Також шадкреслюеться, що мнращя населення е фактором, що вшливае на шроцеси економ1чного розвитку [1]. Пришускаючи вшьне шеремщення ро-бочо! сили м1ж репнами, економ1чний характер м1грацп шризводить до збшьшення розм1ру кашталу на одного зайнятого в бвдшших регюнах 1, таким чином, вшливае на р1вень шродуктивносп шращ.
Одшею з шричин виникнення дисшрошор-цшного розвитку репошв ми вважаемо м1гращю. На р1вш кра!ни - це «ввдпк м1зшв» за кордон, ввд чого страждае вся економжа в цшому, а також 1 сусшшьство. На м1жрегюнальному р1вш - це мнращя населення з високим людським кашталом ввд ввдстаючих репошв до бшьш розвинутих. На регю-нальному р1вш - це мнрац1я людей з високим людським кашталом з шерифери до центру, що робить центри ще бшьш розвинутими, а шерифери - ще бшьш занешалими.
Основною тенденщею до змш шовинно стати ввдстеження необхвдно! кшькосл сшещал1спв то! чи шшо! шрофесп, щоб уникнути шеренасичення ринку шращ за нешотр1бними сшещальностями 1 за-безшечити в достатнш шлькосп необхвдних сшещалюпв. А також надати змогу уам бажаючим
швдшриемствам надавати замовлення до ВУЗ1в щодо бажаних 1 затребуваних сшещал1спв. Але з зо-бов'язанням шроходити шрактику на цих швдшрием-ствах та шо закшченню ВУЗа шрацювати на ньому. Це надасть змогу швдшриемствам готувати саме тих сшещал1спв яш !м шотр1бш. Тож вже шо зак1нченню ВУЗа швдшриемство отримуе бажаного сшещалюта з його особливостями, що значно вигвдшше швдшриемству, ашж тратити час та ресурси на ознайомлення та навчання нового робгтника не знайомого з особливостями виробничого шроцесу швдшриемства. [3].
Процес конвергенцп за своею шриродою носить довгостроковий характер. Таким чином, анал1з, базований т1льки на дешлькох сшостережен-нях (що стосуються, кр1м того, досить нетишового шерюду економ1чних шеретворень), може м1стити шомилки. Автор досл1дження усввдомлюють щ сумшви 1 дошускають можлив1сть того, що шред-ставлеш емш1ричш анал1зи можуть мютити шомилки шри ощнщ окремих шараметр1в модели Однак, кр1м значень самих шараметр1в, нас щкавив нашря-мок змш, що ввдбуваються 1 нашрямок вшливу окремих змшних на темши економ1чного зростання в до-слвджуваних регюнах, 1 з ще! точки зору шредстав-лений анал1з може бути ввдшравною точкою для шодальших дослвджень. В рамках дослвдження була шроведена модиф1кащя шерв1сно! неокласично! мо-дел1 зростання тишу Солоу. У модел1 Солоу дов-гостроковий темш зростання виробництва на одну зайняту особу в1дшов1дае нулю. У настушному до-сл1дженн1, шроте, шередбачаеться, що в1н зб1гаеться з шевним шозитивним значенням, яке видаеться бшьш адекватним для анал1зу шроцес1в реального економ1чного зростання.
Одним 1з найшоширешших 1нструмент1в до-сл1дження м1жрег1онально! нер1вном1рносп соц1ально-економ1чного розвитку е модел1, яш зас-нован1 на концешц1! конвергенцп, ш1д якою ро-зум1еться шроцес зближення в час1 соц1ально-еко-ном1чних шоказник1в розвитку рег1он1в до шевного р1вня.
Значне розшовсюдження отримали концешци с- та р-конвергенц1! [2-8]. Шд с-конвергенц1ею ро-зум1еться тенденц1я зменшення у час1 в1дм1нностей значень показншав регюнального розвитку.
= Ь <7hl* + £7,
2
2 i )
(1)
Для шерев1рки наявност1 с-конвергенц1! вико-ристовують модель
авторегрес1! такого вигляду:(1) де о! - дисшерс1я шоказника на душу населення в момент часу
Ь - коефщент модел1.
Висновок шро шрисутшсть с-конвергенц1! можна зробити, якщо 0<Ь<1.
1ндикаторами с-конвергенц1! у сво!х до-сл1дженнях науковц1 використовують так1:
- коефщент вар1ац1! для визначення кшьшсно!' однор1дност1 сукушност1 об'ект1в (рег1он1в) :(2)
(2)
де yi - piBeHb показника на душу населення в регюш i;
y - середнш piBem показника на душу населення;
n - шлькють регюшв;
а - середньоквадратичне вiдхилення значень показника y;
- iндекс Джинi для визначення середнього спiввiдношення доходiв багатих та бвдних регюшв:(3)
(3)
- iндекс Тейла для визначення рiвня piBHOMip-hoctí спiввiдношення частки доходiв регюшв та !х населення, тобто концентрацп дохсццв:(4)
T=l-t^ In
V
(4)
Перелiченi iндикатори можна розглядати як у статицi для аналiзу вiдмiнностей, що мають мюце в конкретний момент часу, так i у динамiцi - для визначення змши характеристик сукупностi об'екпв. Зростання кожного з iндикаторiв сввдчить про загальну дивергенцiйну тенденцш серед регюшв краши. [8].
Моделi р-конвергенци базуються на неокла-сичнiй теори зростання Р. Солоу, зпдно з якою темпи економiчного зростання додатньо корелю-ють iз розбiжнiстю ВРП на душу населення певного регюну та душового ВРП регiону, що мае стшку траекторiю зростання (постшний темп зростання)
[4]. Слад зауважити, що у цiй моделi зростання при-пускаеться рiвнiсть для bcíx регiонiв фiзичного та людського капiталу у ВРП, темпу техшчного про-гресу, норми збережень, норми амортизацп та темпу зростання населення. Таким чином, слабш регiони повинш розвиватися швидше, нiж сильнi, що в довгостроковш перспективi призведе до вирГв-нювання !х вiдмiнностей в економiчному ро-звитку.У моделi Р. Солоу використовуеться вироб-нича функщя Кобба-Дугласа, в як1й праця i каптал е взаемозамiнними:(5)
Y(t) = A (t)K(t)aL (t) 1-a, 0<a< 1 (5)
Взаемозамiннiсть факторiв пояснюеться тех-нологiчними умовами та неокласичною передумо-вою щодо досконало! конкуренци на ринках ре-сурсiв.
Модель передбачае таю припущення:
- реальна заробггна плата змiнюеться пропор-цшно продуктивностi працi;
- продуктивнiсть пращ та реальна заробггна плата зростають стабiльними темпами, як1 можна охарактеризувати як стшке становище;
- продуктившсть капiталу спадаюча;
- постiйна вщдача ввд масштабу (сума коефiцiентiв за K та L дорiвнюе 1);
- незмшна норма вибуття (амортизацп);
- ввдсутшсть iнвестицiйних лагiв;
- державш закупiвлi не враховуються, тому су-купний попит визначаеться швестищями та спожи-ванням. [8].
На рис. 1 вщображено результати обчислень Тндексу структурних змш у регюнах Укра!ни у 2014-2017 рр. Зпдно з результатами, найбiльшi зна-чення iндексу структурних змш в економщ спо-стерiгались протягом 2014-2015 рр. У 2015 р. зна-чення iндексу структурних змш рГзко знизилось i е найнижчим у порГвнянш з попереднiми роками для вах регiонiв. Так1 результати пояснюються падш-ням валово! додано! вартостi, особливо у експорто-орiентованих галузях регiонiв-лiдерiв, що пов'язано з впливом, як внутршшх так i зовшшшх чиннишв.
м.
Чернпвська, Чержвецька
Черкаська Хмельницька Херсонська
Харквська Тернопiльська \
Сумська
Р1вненська
Полтавська Од
Вiнницька i^OrO—р--,£ олинська
деська
•ni^^bBÍ
МиколаТвс
нтропетровська онецька
Житомирська \ ^Закарпатська Запорiзька
1вано-Франквська
КиТвська
Кiровоградська 'Луганська
2014р. 2015р. 2016р. 2017р.
ьвiвська иколаТвська
Рис. 1.1ндекс структурних змт у регюнах Украти у 2014-2017рр. * * Джерело: складено авторами на основГ [9] без врахувань тимчасово окупованих земель АРК та частини Донецько! та Лугансько! областей.
Як видно з рис. 2, динамжа iндексу Тейла ха-рактеризуеться постшним зростанням протягом 2015-2017 рр. 3i стабiлiзацiею економ^. Перiоди швидкого зростання нерiвностi досить точно ствпадають з перiодами високо! шфляцп в Укршт. Подiбнi результати зв'язку шфляцп та зростання
регюнально! нерiвностi можна знайти в працях О. М. Балаирево!, В. А. Головенько, Д. А. Дмитрука та iн. [3], I. Г. Филиппово!, В. Г. Сумцова [4] та ш, де шфлящя виокремлюеться як один з чиннишв по-силення нерiвностi в Укрш'ш.
Рис. 2. Диномжа тдексу Тейла в регюнах Украти у 2010-2017рр. * * Джерело: розраховано автором самостшно без врахувань тимчасово окупованих земель АРК та частини Донецько! та Лугансько! областей.
Емшричний аналiз явища конвергенцп, що спираеться на данi за рiзнi перiоди часу i охоплюе 25 репошв в перiод з 2015 по 2018 р.р. Як число репошв, так i тривалiсть аналiзованого перiоду за-лежать вiд наявносп статистичних даних.
Що стосуеться даних, яш використовуються в аналiзi, ВРП на одного зайнятого вимiрюеться в тис.грн. Iнвестицiйна ставка вимiрюеться як вщно-шення валових iнвестицiй до ВРП. Частка держав-них витрат розглядаеться як вiдношення витрат державного споживання до ВРП.
Спостертаючи за даними стосовно початко-вого рiвня ВРП на зайнятого в аналiзованих регiонах, можна помiтити значну диференцiацiю. ( рис.3) Середнiй валовий регюнальний продукт в Украш у 2018 рощ в розрахунку на одну особу ста-новить 70,2 тис грн. За даними статистичного
ведомства, реальний ВВП на одну особу за 2018 рш зрю на 2,9%. Номшальний ВВП у фактичних щнах за 2018 рш складае 2,983 млрд грн. Найбшьший ВРП на одну особу зафшсований в Киевi (238,6 тис. грн), що у 3,4 рази бшьше, нж в цiлому по кран (70,2 тис. грн). Далi йдуть Полтавська (106,2 тис. грн), Дшпропетровська (97,1 тис. грн) i Кшвська (90,0 грн). Наприкiнцi списку знаходиться Луган-ська (13,9 тис. грн) область. У 2018 рощ найбшьшу частку у ВРП займае мюто Кшв (23,4%). Далi йдуть Дшпропетровська (10,5%), Харшвська (6,3%), До-нецька (5,6%) та Кшвська (5,3%) обласп. Реальний валовий внутршнш продукт (ВВП) Украши у 2018 рощ зрю на 3,3% у порiвняннi з 2017 роком. У 2017 рощ зростання було на рiвнi 2,5%.
300 250
200 - -150 -100-1— 50 0
П.П П П п
, $ & & & & $ & 4> & j> & $ & з # ^ # J? # # j? ^ # &
V ^ Г т
S«
□тис.грн
Рис. 3. Валовийрегюналъний продукт на душу населення, тис.грн., 2018р. Джерело: побудовано авторами на основi [7]
Для перевiрки гшотези про значний вплив ба- • Git - державш витрати на споживання в ьму зового рiвня ВРП на одного зайнятого на темпи зро- репонц
стання в регiонах введемо наступш змiннi: • - швестицшна ставка у вiдповiдному репош.
• Yit - ВНП у вщповвдному регiонi; У зв'язку з сильною неоднорщшстю групи, ав-
• Lit - кiлькiсть зайнятих в ьму регiонi; тори вирiшили роздiлити И на 3 бiльш однорщш
пiдгрупи, ввдповвдно. табл.1
Табл.1
Розподм регiонiв УкраТни за валовим регшнальним продуктом на душу населення, тис.грн.
Активна Проблемна Депресивна
Запорiзька обл. Харк1вська обл. Одеська обл.
Микола!вська обл.
м. Ки!в Полтавська обл. Дшпропетровська обл. Кш'вська обл. Черкаська обл. Вiнницька обл. Львiвська обл. Чершпвська обл. Кiровоградська обл. Сумська обл. Волинська обл. Хмельницька обл. Житомирська обл. [вано-Франшвська обл. Херсонська обл. Рiвненська обл. Донецька обл. Гернопiльська обл. Закарпатська обл. Чершвецька обл. Луганська обл.
* Джерело: розраховано автором самостшно без врахувань тимчасово окупованих земель АРК та частини Донецько!' та Лугансько!' областей.
Розрахуемо коефiцieнт детермшаци у дослiджуваних групах.
Табл.2
Активна 2016р. 2017р. 2018р.
Pi 0,58 0,66 0,732
R2 0,56 0,61 0,71
R2 -0,14 - 0,155 0,19
* Джерело: розраховано автором самостшно без врахувань тимчасово окупованих земель АРК та частини Донецько! та Лугансько! областей.
В результап розрахуншв було отримано piBHHHHH множинно! регресii: Y = -24.046 + 0.6232X1 + 0.07239X2. Можлива економiчна штер-претащя параметрiв моделi: збiльшення X1 на 1 од.вимiр, призводить до збiльшення Y в середнь-ому на 0.623 од.вимiр, збiльшення X2 на 1 од.вимiр,
призводить до збiльшення Y в середньому на 0.0724 од.вимiр. За максимальним коефiцiентом Р1 = 0.732 робимо висновок, що найбшьший вплив на результат Y надае фактор X1. табл.2
Отже, на групу активних регiонiв найб№ший вплив мае iнвестицiйна ставка.
Табл.3
В результап розрахунк1в було отримано рiвняння множинно! регресii: Y = -24.046 + 0.6232X1 + 0.07239X2. Можлива економiчна штер-претацiя параметрiв модели збiльшення X1 на 1 од.вимiр, призводить до збшьшення Y в середньому на 0.623 од.вимiр, збшьшення X2 на 1 од.вимiр,
призводить до збшьшення Y в середньому на 0.0724 од.вимiр. За максимальним коефщентом Р1 = 0.732 робимо висновок, що найбшьший вплив на результат Y надае фактор X1. табл.2
Отже, на групу активних репошв найб№ший вплив мае швестицшна ставка.
Табл.3
Коефвденти детермшацй' у проблемнш rpyni
Проблемна 2016р. 2017р. 2018р.
Р2 0,51 0,458 0,525
R2 0,37 0,4 0,32
R2 -0,13 - 0,118 0,12
* Джерело: розраховано автором самостшно без врахувань тимчасово окупованих земель АРК та частини Донецько! та Лугансько! областей.
Чим ближче R2 до одинищ, тим бшьше рiвняння регресii пояснюе поведiнку Y. Додавання в модель нових пояснюють змiнних здiйснюеться до тих шр, поки росте скоригований коефiцiент детермшаци.
В результап розрахунк1в у проблемнiй групi було отримано рiвняння множинно! регресii: Y = 43.0771 + 0.1403X1 + 0.01258X2. Можлива еко-номiчна штерпрета^ параметрiв моделi: збшь-шення X1 на 1 од.вимiр. призводить до збшьшення
Y в середньому на 0.14 од.вимiр .; збшьшення X2ra 1 од.вимiр. призводить до збшьшення Y в середньому на 0.0126 од.вимiр. За максимальним коефщентом Р2 = 0.525 робимо висновок, що найб№ший вплив на результат Y надае фактор X2, тобто кшьшсть зайнятих та репональна продук-тивнiсть. табл.3.
В результатi розрахуншв у депресивнш групi було отримано рiвняння множинно! регресп: Y = 3.5845-0.6461X1 + 0.0745X2. Можлива економiчна
штерпретащя параметрiв модели збшьшення X1 на коефiцiентом P2 = 1.25 робимо висновок, що
1 од.вимiр. призводить до зменшення Y в середнь-ому на 0.646 од.вимiр .; збiльшення X2 на 1 од.вимiр. призводить до збiльшення Y в середнь-ому на 0.0745 од.вимiр. За максимальним
найбiльший вплив на результат Y надае фактор X2, тобто кшьшсть зайнятих та репональна продук-тивнiсть. табл.4
Табл.4
Депресивна 2016р. 2017р. 2018р.
в2 0,75 1,05 1,25
R2 0,25 0,35 0,48
R2 -0,08 - 0,111 -0,02
* Джерело: розраховано автором самостiйно без врахувань тимчасово окупованих земель АРК та частини Донецько! та Лугансько! областей.
З аналiзу процесiв конвергенцп в регiонах Укра1ни, проведеного в рамках дослщження, можна зробити наступш висновки:
- вiдповiдно до неокласичних теорiй зрос-тання, темпи зростання на зайняту особу залежать вщ початкового рiвня ще! змшно! i и положення в довгостроковiй рiвновазi. Чим вищий (нижчий) вих1дний рiвень продуктивностi працi (за даного положення в довгостроковш перспективi), тим нижчими (вищими) е темпи зростання продукту на зайняту особу в конкретному регюш.
- рiвень продуктивностi пращ, що визначае стан довгостроково! економiчноl рiвноваги Солоу, залежить вiд багатьох факторiв, в тому числi ввд рiшень господарюючих суб'ектiв щодо поточного i майбутнього споживання i структури !х витрат, полiтики держави i зовнiшнiх умов у стосунку до економши.
- грунтуючись на теорп економiки i ранiше проведених емшричних дослiдженнях детермiнант економiчного зростання, автори виршили вибрати змiннi, як1, на 1хню думку, мають найбiльший вплив на темпи економiчного зростання. До цих змшних належать (крiм початкового рiвня ВВП на одного зайнятого): рiвень iнвестицiй, частка державних споживчих витрат у ВВП, рiвень шфляцп i запас людського капiталу.
- аналiз, проведений в цьому дослщженш, свщ-чить про значнi ввдмшносп в рiвнi економiчного розвитку, що вимiрюеться ВРП на одну зайняту особу в аналiзованих регiонах. У зв'язку з сильною неоднорiднiстю дослщжувано! групи з точки зору початкового рiвня продуктивностi працi, а також у зв'язку з розвитком ринкових реформ, автори вирiшили роздiлити й! на 3 однорвдш групи.
- на темпи зростання продуктивносл працi в окремих групах регiону iстотно впливають частка державних споживчих витрат у ВВП, шфляц1я i накопичення фiзичного капiталу .
- проведений аналiз демонструе наявнiсть умовно! конвергенцп в аналiзованих групах, проте все ще iснують значнi вiдмiнностi в рiвнi економiч-ного розвитку м1ж репонами i темпами зростання продуктивностi пращ в довгостроковш перспектив^ яш вiдрiзняються залежно вiд аналiзованих груп.
Висновки. Пiдсумовуючи вищевикладене, можна зробити наступш висновки:
- впродовж останшх рок1в в краíнi ввдбу-ваеться посилення диспропорцш м1ж групами репошв, визначеними за рiвнем ВРП на душу насе-лення, причому в останш роки диспропорци в ро-звитку областей знову почали зростати, з'явилася низка репошв, о^м м. Ки!в, якi демонстрували значно вищi темпи економiчного розвитку;
- в межах групи репошв з низьким рiвнем ВРП на душу населення спостер^аються процеси бета-конвергенцп з темпом наближення 3,5% щорiчно;
- шноващйна дiяльнiсть пвдприемств ще не стала фактором економiчного розвитку, бiльше того регюни з низьким рiвнем шновацшно! актив-ностi продемонстрували вищi темпи зростання шд час економiчноí кризи;
- незважаючи на те, що в Укршн сформовано законодавче щдгрунтя для забезпечення сталого регiонального розвитку та вирiвнювання економiч-ного розвитку репошв Украши, реалiзацiя цих нор-мативно-правових актiв на практицi е не досить ефективною i поки що, не сприяе вирiвнюванню диспропорцш в розвитку репошв.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ:
1. Barro R.J., [1997], Determinants of Economic Growth. A cross-country empirical study, The MIT Press. [Електронний ресурс]. - Режим доступу http://www.nber. org/papers/w3419.pdf
2. Благун I.C., Савчин I.3. Концепщя конвергентного розвитку репошв Украши. /Жзнес 1н-форм. -2016. -№11.-С.92-97.
3. Тищенко О.П. Регiональнi диспропорцií: сутнiсть, методолопя, оцiнка // Економiчна теорiя. - 2016. - №4. - С.55-64.
4. Процеси конвергенцп / дивергенци соцiально-економiчного розвитку регiонiв Укра!ни: шдходи до оцiнки /1.З. Сторонянська // Репональна економша. - 2008. - №2. - С. 73-84.
5. Дмитришин Л.1.,Романк1в I.M. Удоскона-лення процеав управлiння стiйкiстю розвитку репонально! економiки з використанням нейро-нечггких технологiй. // Бiзнес 1нформ.-2015.-№4.-С.67-76.
6. B.Liviu-Stelian et al. Analysis of convergence within the EU - sigma and beta convergence [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://an-ale.steconomiceuoradea.ro/volume/2010/n2/074.pdf
7. Regional Policy contributing to smart growth in Europe 2020 SEC(2010) 1183 Brussels, 6.10.2010
C0M(2010) 553 final [Електронний ресyрс]. - Режим доступу : http://ec.europa.eu/regional_pol-
icy/sources/docoffic/official/commu-nic/smart_growth/comm2010_553_en.pdf
8. Козирева О.В., Евтушенко A.В.Mоделi конвергенцп в дослiдженнi нерiвностi сощально-економiчного розвитку регiонy//Глобaльнi та нацю-нaльнi проблеми економiки- 2017. - .№18. - С.75-84.
9. Державна служба статистики [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://www.ukrstat.gov.ua/
10. Томашевська А.В., Смиковчук Т.В. Рiвень ВВП Украши: аналiз та динамжа розвитку. //Мiжнароднi економiчнi ввдносини та свггове гос-подарство. -2018.-№20. -С.90-95.
INTERNATIONAL EXPERIENCE OF CRYPTOCURRENCY REGULATION
Pravdiuk M.
PhD in Economics,
Associate professor of Accounting and Taxation Department in Economics
Vinnytsia National Agrarian University
Abstract
The article considers international experience of legal regulation of cryptocurrencies, provides legal analysis of the regulatory framework for the circulation of cryptocurrencies in the countries with developed economies, including the United Kingdom, Norway, the USA, and Japan. Legislative peculiarities of regulating the circulation of cryptocurrencies in the countries that have favorable conditions for the development of crypto business, in particular, Australia, Estonia and Switzerland, are determined. The example of these countries shows how the peculiarities of cryptocurrency regulation affect financial stability and security. The need to further improvement of the legal framework for the creation of an optimal platform for the cryptocurrency circulation, promotion of the development of crypto business as a new forward-looking area of economic development and at the same time protection of public financial systems, prevention of criminal money laundering is proved.
Keywords: legal regulation, cryptocurrency, token, crypto-asset, bitcoin, blockchain, crypto business.
Digital technologies affect the functioning of almost all spheres of society. New forms of communication, new approaches to organization and management of production of goods and services, new markets have appeared. Digital values have appeared along with the material ones. These goods and services have begun to be "produced", bought and sold in the global digital market, which has had no geographical boundaries since its emergence. The peculiarity of this market is that digital goods and services are consumed and used in the digital space. It results in the acceleration of communication and "delivery" of digital products from sellers to buyers and the use of virtual currencies (cryptocurrencies) during sales.
As a result of the global financial and economic crisis of 2007-2009, there has started to form the demand of the world economy participants for the formation of alternative instruments for saving, which are not affected by traditional financial markets, the search for new equivalents of money [24]. Cryptocurrency has become one of the key tools on the way to these evolutionary changes. Attempts to legal regulation of crypto-currencies have clearly revealed the problems faced by the international community not only in creating a legal platform for cryptocurrency business, but also in trying to define and understand such a phenomenon as decentralized systems in general. A very important step that has already been taken in Ukraine is the Draft Law of Ukraine "On Virtual Assets" adopted in the first reading, which aims to regulate legal relations arising due to the circulation of virtual assets in Ukraine [27]. Considering the urgency of determining the legal status of
virtual assets, in particular, cryptocurrencies, it is necessary to examine international experience that can be used in the field of regulation of virtual assets.
It should be noted that the emergence of the first cryptocurrencies in the world was perceived negatively by various countries, because the governments practically lost their main benefit, namely the issue of money. Therefore, some countries introduced a ban on crypto-currency at the legislative level. Today, markets of virtual assets are being formed, and transactions as well as financial investments are being made using them. At the beginning of 2020, there have been more than 5,100 types of virtual assets in the world with a total market capitalization of over $ 250 billion. Market capitalization of the most well-known cryptocurrency bitcoin, which dominates the cryptocurrency market, exceeds 63% and amounts to $159 billion as of early 2020 [4, p. 13].
Today, the situation regarding the legal regulation of cryptocurrency has changed radically, since some international regulators tend to consider cryptocurrency as a new promising direction in the economy, rather than as an uncertain currency surrogate in the shadow economy. However, it should be taken into consideration that most financial regulators in other countries are cautious about legislative initiatives and, in parallel with their own research, thoroughly monitor further development of new technologies and phenomena to develop the most effective approach to the regulations of operations with virtual assets.
It should be noted that the issues of determining the content and legal essence of virtual assets in the legal science are almost unstudied. The analysis of modern scientific publications and research of virtual assets
