CC BY
13
УДК 631.11.
Тимоць М. В., ст. викладач*® 1вано-Франювсъкийутверситет права /м. КороляДанилаГалицъкого
ЕКОНОМЕТРИЧНЕ МОДЕЛЮВАННЯ ТА ПРОГНОЗУВАННЯ ПЛОЩ С1ЛЬСЬКОГОСПОДАРСЬКИХ УГ1ДЬ основних ЗЕМЛЕВЛАСНИЮВ ЯК СПОЖИВАЧ1В 1ННОВАЦ1ЙНИХ ПРОДУКТ1В
У КАРПАТСЬКОМУ МАКРОРЕГЮН1
Проанал1зовано динамгку площ1 стъсъкогосподарсъкш уг1дъ в розргзг основных категорш землевласниюв та землекористувач1в. Обгрунтовано, що нитшня структура оргатзацИ земельного господарства в Карпатсъкому макрорегюш галъмуе запровадження шновацшних продуктгв. Змоделъований прогноз динамжи площ стъсъкогосподарсъкш уг1дъ у розргзг основных категорш землевласниюв на перюд до 2015 року.
Ключое1 слова: земелътуггддя, шновацп, землевласники, модель, тренд.
Постановка проблеми. 1снуючий дисбаланс сформованого розподшу земель за основними категор1ями землевласниюв та землекористувач1в мае негативний вплив на процеси полшшення, збереження та охорони земельних ресуршв, а також гальмуе переведения вщтворювального ироцесу на шновацшш засади господарювання.
Анал1з останшх дослщжень та публжацш. Трансформация земельних вщносин у аграрному сектор! Кариатського макрорегюну призвела до радикальних змш у оргашзаци земельного господарства. Зрозумшо, що не вс1 дп, спрямоваш на формування яккно нових земельних вщносин, слщ вщнести однозначно до позитивних. Це стосуеться заход1в оргашзаци земель, зокрема землевпорядкування, яке в результат! реформування не одержало очжуваного позитивного розвитку, а навпаки набуло рис деструктивного. Насамперед, негативним слщ вважати перерозподш земельного фонду в аграрному сектор! Карпатського макрорегюну на користь домогосподарств.
Зменшення кщькост1 сщьськогосподарських пщприемств та збшьшення числа домогосподарств призводить до згортання традицшних та науково-обгрунтованих атрибут1в невиснажливого землекористування, натурал1заци ведения сшьськогосподарського виробництва [1, с.34].
Господарства населения в свош абсолютнш бшьшост1 потенцшно не можуть бути споживачами шновацшного продукту, оскшьки невелик! розм1ри земельних дщянок, ф1зична нем1чшсть багатьох власниюв \ користувач1в па!в, фшансова скрута, низький р1вень професшних знань позбавляють мотивацп до його запровадження [2, с.114]. Идеться про те, що бшьшють др1бних приватних землекористувач1в та землевласниюв у дослщжуваному макрорегюш не мае
*
Науковий кер1вник - д.е.н., професор Щурик М.В. ® Тимоць М.В., 2011
296
достатшх професшних знань для оргашзаци рацюнального землекористування, в результат! чого порушуються не лише економ1чш, а й еколопчш закони використання, збереження, полшшення та охорони земельних угщь. Безконтрольне землекористування спричиняе порушення авозмш, збшьшуе засм1чешсть, забруднешсть, виснаження земель та унеможливлюе використання продукт1в шноватики.
Значна частина дослщжень учених стосуеться також результат впливу форм власност1 земельних угщь АПК на нишшнш стан землекористування. Ниш у власност1 приватних землекористувач1в знаходиться майже 90% земельного фонду, а частка земель державно! форми власност1 залишаеться невеликою. Деприватизащя земель, укрупнения земельних угщь мае виступити иередумовою становления i розвитку шновацшно! модел1, спрямовано! на побудову якюно нових земельних вщносин у сшьському господарств! [3, с.248].
Виршення зазначено! ироблеми иотребуе перегляду та впорядкування державою, органами мюцево! влади нишшнього складу власниюв земель аграрного сектора, формування потенцшних споживач1в продукта шноватики. Об'ективну оцшку щодо перспектив землеволодшня та землекористування можна одержати, використавши економетричну модель прогнозу динамжи площ сшьськогосподарських угщь.
Постановка завдання. Проанал1зувати склад землевласниюв та землекористувач1в у Карпатському макрорег1он1. Ощнити потенцшш можливост1 ¿мплементаци шновацшних продукта у вщтворювальний процес земельних pecypciB. Змоделювати прогноз динамжи площ сшьськогосподарських угщь у po3pi3i основних категорш суб'екта володшня та користування землею.
Результата дослщження. Досягнення оч1куваних позитивних результата шновацшного розвитку аграрного сектору Карпатського макрорег1ону значною м1рою залежить вщ д1яльност1 власниюв та користувач1в земельних угщь.
Зазначимо, що земельна реформа, яка дониш мае незавершений характер, не внесла радикальних змш у зм1ст земельних вщносин, як1 би були зор1ентоваш на запровадження шновацшних продукта. Вона, швидше за все, мае руйшвний характер, що переконливо засвщчуе нишшнш стан земельного господарства дослщжуваного макрорегюну.
Анал1з динамжи сшьськогосподарських земель у аграрному ceKTopi Карпатського макрорегюну засвщчуе несформовашсть оптимального стввщношення м1ж земельними фондами сшьськогосподарських пщприемств та домогосподарств, а також про вщсутшсть передумов, мотиваци до запровадження новацш. Складшсть полягае, насамперед, у тому, що ниш переважаюча частина сшьськогосподарських угщь знаходиться у власност1 та користуванш др1бних селянських господарств (табл. 1).
Зокрема, в 1вано-Франк1вськш облает^ яка е типовим представником дослщжуваного макрорегюну, площа земельних угщь, що знаходяться у власност1 господарств населения, у 2009 рощ пор1вняно i3 1990 р. збшьшилась майже у 6 раз1в (15690,4:2669,0). Принагщно зазначимо, що середнш розм1р
297
земельно! дшянки домогосподарств в Карпатському макрорегюш варше в межах 0,8-1,1 га, що унеможливлюе оргашзацш вщтворення земельних угщь на засадах шноватики.
3 метою прогнозування динамжи площ сшьськогосподарських угщь основних землевласниюв та користувач1в застосуемо економетричний апарат моделювання часових тренд1в. При цьому р1вняння тренда матиме вигляд:
У = f(t)+Bt, _ (1)
де f(t) i st - вщповщно, детермшована невипадкова i стохастична випадкова компонента процесу.
Таблиця 1
Динамжа площ1 сшьськогосподарських угщь за категор1ями землевласник1в i землекористувач1в у 1вано-Франктськш облает! *
(на юнець року, тис.га)
Роки Площа 3 них
сшьськогосподарських земл1 земл1 громадян
упдь ycix сшьськогосподарських
землевласник1в та шдприемств
землекористувач1в
1990 41374,4 38705,4 2669,0
1995 40772,6 35184,0 5588,6
2000 38421,4 29878,0 8543,4
2005 37039,4 22116,7 14922,7
2006 36801,5 21199,1 15602,4
2007 36754,7 21047,0 15707,7
2008 36603,8 21019,3 15584,5
2009 36554,8 20864,4 15690,4
Статистичний зб1рник "Сшьське господарство Украши" за 2009 piK Держкомстат Украши. За ред. Ю.М. Остапчука, 2010.- С.72.
Для анал1зу дослщжувано! ознаки використаемо типи залежностей, що
описують р1вняння тренда [3,с. 178]:
1) лшшна: y = ао + a1t (2)
2) квадратична: y = а0 + ait + a2t2 (3)
3) логарифм1чна: y = а0 + a1lnt (4)
4) степенева: y = a0ta1 , (5)
де а0 , а1, а2 - невщом1 параметри, яю потр1бно оцшити.
Невщом1 параметри р1внянь розрахуемо, використавши метод найменших квадрат1в, шляхом мш1м1заци вщхилень фактичних даних вщ теоретичних:
F(a0^.ap)= ]Г (yt-Yt)2^min, (6)
t=1
де р - кшьюсть невщомих параметр1в у р1внянш;
n- кшьюсть члешв ряду (у нашому випадку - кшьюсть роюв, що розглядаються);
298
yt - фактичш значения прогнозу площ сщьськогосподарських угщь;
Yt - теоретичш значения прогнозу сщьськогосподарських угщь, розраховаш за допомогою р1внянь тренд1в.
Розрахуемо невщом1 параметри р1внянь для лшшного, квадратичного, логарифм1чного та степеневого часових тренд1в.
У випадку лшшного р1вняння умова буде мати вигляд:
n
F(ao^.ai)= ^ (yrao-ait)2 ^ min
t=i
Для знаходження параметр1в ao,ai побудуемо систему нормальних р1внянь:
^ yt = nao + ai ^ t, (7)
-<
t=i t=i
^ tyt = ao ^ t + ai ^ t2 _t=i t=i t=i Для квадратного р1вняння тренда умова тренда запишеться наступним
чином:
F(ao,ai, аг)= ^ (yrao-ait- a2t)2 ^ min
t=i
Система нормальних р1внянь для знаходження a0,ai, а2 матиме наступний
nn
^ yt = nao + ai ^ t + а2 ^ t2,
вигляд: Г „
<
^ yit = ao 2 t + ai ^ t2 + ai £ t3 (8)
t=i
2 yit2 = ao 2 t2 + ai 2 t3 + a2 £ t4
t=i t=i
Використання логарифм1чно! модел1 забезпечить такий вигляд умови:
n
F(ao,ai)= ^ (yt-ao- ailnt)2 ^ min
t
t=i
Для знаходження параметр1в ao,ai в даному випадку одержимо таку систему р1внянь:
<
^ yt = nao + ai ^ lnt, (9)
t=i t=i
n n n
^ tyt = ao ^ lnt + ai ^ ln2t
t=i
t=i
t=i
t=i
t=i
t=i
t=i
При використанш степенево! модел1 умова запишеться наступним чином:
299
F(ao,ai)= ^ (urao- ailnt)2 ^ min,
t=i
де ut = а0 + a1lnt
Система нормальних р1внянь в даному випадку матиме вигляд:
n n
^ ut = na о + ai ^ lnt, (10)
J t=i t=i
n n n
^ lnt = ао ^ lnt + ai ^ ln2t
t=i t=i t=i
Розв'язавши системи р1внянь (7,8,9,i0), знайдемо невщом1 коефшденти a0,ai, а2 для кожно! моделг
Для побудови лшшного, квадратичного, логарифм1чного та степеневого часових тренд1в, а також прогнозування динамжи площ сщьськогосподарських угщь в po3pi3i основних землекористувач1в використаемо статистичш даш, наведен! в табл. i.
Зазначимо, що для розв'язання лшшного та квадратичного р1вняння нами умовно ирийнято вщл1к часу (t) i3 середини ряду, тобто t = (-3; -2;....2; 3).
n
Результатом ирийнято! умови буде: ^ t = 0. Розв'язавши систему лшшних
t=i
р1внянь отримуемо значения невщомих параметр1в: а0 = ii788,6; ai = 2365,0. Звщси лшшна модель заиишеться настуиним чином:
y=11788,6 +2365,0t Застосувавши квадратичну модель, отримуемо: а0 = i3785,i; ai = 2365,0; а2 = -570,4. Отже, квадратична модель матиме вигляд:
y=13785,1 +2365,0t - 570,4 t2 Для розрахунку логарифм1чно! та степенево! модел1 тренда ириймемо вщлш часу в порядку наведених роюв, тобто t = (i;2;3;4;5;6;7;8). 3 логарифм1чно! системи знаходимо а0 = 2i65,5; ai = 7259, 6. Звщси логарифм1чна модель матиме вигляд:
y= 2165,5 +7259,6 lnt
Розв'язавши степеневу систему р1внянь, одержимо а0 = 3067,06; ai = 0,9. Таким чином, степеневамодель матиме вигляд:
y= 3067,06 t 0,9
Аналопчно, за допомогою проведених ЕОМ розрахунюв визначимо невщом1 параметри для сщьськогосподарських угщь пщприемств.
Розв'язавши вщповщш системи р1внянь, отримуемо наступи! модел1 для прогнозування часових тренд1в:
- лшшна модель: y= 26251, 7 - 3238,7t;
- квадратична: y=13785,1 - 3238,69t - 570,4 t2
- логарифм1чна: y= 39417,82 - 9932,35 lnt
- степенева: y= 40511,09 t -0'3
300
Отримаш теоретичш р1вш за кожною емтричними значениями (табл. 2; 3)
моделей поршняемо
Таблиця 2
Пор1вняння емшричних даних з теоретичними для
Роки, 1 Емшричш значения, у Лшшна модель, у А Л1Н Квадратична модель, Укв Логарифм1чна модель, У лог Степенева модель, Уст
1990 2669,0 4693,56 1556,20 2165,49 3067,06
1995 5588,6 7058,57 6773,36 7197,44 5738,88
2000 8543,4 9423,58 10849,66 10140,94 8279,38
2005 14922,7 11788,59 13785,10 12229,38 10738,19
2006 15602,4 11788,59 13785,10 13849,30 13138,00
2007 15707,7 14153,60 15579,68 15172,88 15491,80
2008 15584,5 16518,61 16233,40 16291,94 17808,03
2009 15690,4 18883,62 15746,26 17261,32 20092,56
Таблиця 3
Пор1вняння емшричних даних з теоретичними для сшьськогосподарських угщь ___пщириемств___
Роки, 1 Емшричш значения, у Лшшна модель, У А Л1Н Квадратична модель, Укв Логарифм1чна модель, У лог Степенева модель, Уст
1990 38705,4 35967,82 18367,31 39417,82 40511,10
1995 35184,0 32729,12 17980,77 32533,24 31770,30
2000 29878,0 29490,43 16453,36 28506,01 27559,86
2005 22116,7 26251,74 13785,10 25648,66 24915,45
2006 21199,1 26251,74 13785,10 23432,32 23040,31
2007 21047,0 23013,04 9975,98 21621,43 21613,47
2008 21019,3 19774,35 5025,99 20090,36 20476,24
2009 20864,4 16535,66 1064,85 18764,07 19539,62
Перев1римо одержан! модел1 на адекватнють, для чого обчислимо для кожного р1вняння тренда коефщент кореляцп м1ж фактичними \ теоретичними значениями показника за формулою:
Я=
X (У< - Ъ)2
1 - ^^^^-=—
Т (у - У)2
г=1
де У - середне квадратичне, що розраховуеться за таким р1внянням:
301
У = 1 уй = 1 у У, = 9135872= 11788д
8 4—1 О ¿—1 О
1=1 8 1=1 8
Коефщенти кореляци для розглянутих моделей становлять: ЯЛш = 0,881; Якв. = 0,935; Ялог. =0,906; Яст. = 0, 903.
Близьюсть розрахованих значень коефщ1еш1в кореляци за лшшною, квадратичною, логарифм1чною та ступеневою моделлю до одинищ засвщчуе, що побудоваш модел1 досить добре апроксимують дослщжуваний процес.
За допомогою розглянутих моделей спрогнозуемо можливу динамшу площ сшьськогосподарських упдь основних землекористувач1в до 2015 року (табл. 4)
Таблиця 4
Прогноз площ! сшьськогосподарських угвдь домогосподарств та шдприемств 1вано-Франк1всько1 обласл до 2015 року
Роки, 1 Лшшна модель, УЛ1Н Квадратична модель, Укв Логарифм1чна модель, у 1 лог Степенева модель, Уст
домогос-подар-ства шдпри- емства домогос-подар-ства шдпри- емства ДОМОГОС- подар-ства шдпри- емства домогос-подар-ства шдпри- емства
2010 21248,63 13296,97 14118,26 8296,55 18116,38 17594,21 22349,75 18749,09
2011 23613,64 10058,27 11349,40 6669,11 18881,25 16547,73 24582,91 18069,07
2012 25978,65 6819,58 12439,68 6182,54 19573,16 15601,08 26794,69 17475,19
2013 28343,66 3580,89 12389,11 6836,82 20204,82 14736,85 28987,19 16950,08
2014 30708,67 2342,80 11802,33 2802,33 20785, 90 13941,84 31162,12 16480,97
2015 33073,68 1896,50 11134,63 1134,63 21323,89 13205,77 33321,16 16058,23
Таким чином, на пер ¿од до 2015 року у дослщжуваному макрорегюш збережеться негативна динамжа площ земель сщьськогосподарських пщприемств та прогнозоване збщьшення сщьськогосподарських угщь у пщпорядкуванш господарств населения.
Наш1 дослщження засвщчують, що дана категор1я землекористувач1в ниш не в змоз1 забезпечити полшшення, збереження та охорону земельних ресурав на нов1тшх засадах. Виходячи з цього, вщтворювальний процес земельних ресурЫв на засадах шноватики потребуе змктити акценти землеволодшня та землекористування не на розвиток др1бних селянських господарств, а на 1х укрупнения та об'еднання.
Висновки. Сформована ниш структура власниюв { користувач1в земель у аграрному сектор! Карпатського макрорегюну об'ективно не спроможна забезпечити вщтворення земельних ресурЫв на яюсно нових засадах господарювання. Зазначене обумовлюеться тим, що розм1ри земельних дщянок, яю знаходяться у пщпорядкуванш домогосподарств, не дають можливост1 запровадити сучасш технолог!! оброб1тку, догляду та охорони земель. Така ситуащя призвела до порушення елементарних агротехшчних правил ведения сшьського господарства, руйнацп структури авозмш, що в цщому негативно
302
вплинуло на родючють земель, втрати гумусу та багатьох шших важливих складових, розв'язання яких потребуе шновацшних продукта.
Через брак фшансових pecypciB вщтворення сшьськогосподарських угщь зазначеною категор1ею землекористувач1в здшснюеться в абсолютнш бшьшосл випадюв з використанням натуральних метод1в ведения господарства, нехтуючи при цьому продуктами шноватики. Таким чином, належне вщтворення земельних угщь дослщжуваного макрорегюну потребуе здшснення заход1в щодо реструктуризаци землеволодшня та землекористування, спрямувавши його на укрупнения земель та формування яккно нового типу власниюв, як1 би зумши професшно, матер1ально, фшансово забезпечувати використання, збереження, полшшення та охорону земельних pecypciB. Идеться про створення сшьськогосподарських пщприемств нов1тнього типу.
Зазначимо, що ниш створення сучасних агроформувань у АПК Карпатського макрорегюну унеможливюеться через вщсутшсть достатньо! кшькост1 сшьськогосподарських угщь, яю, як вщомо знаходяться у власност1 та володшш господарств населения.
Розв'язання юнуючо! hhhî невщповщност1 потребуе запровадження радикальних заход1в трансформаци земель, яка би забезпечувала повторний ïx перерозподш на користь професшних агрогосподарств, яю зможуть оргашзовувати вщтворення земель i3 залученням продукта шноватики.
Л1тература
1. Крисак А. 1нституцюнальне забезпечення сшьськогосподарського землекористування: специфжа та суперечност1 мораторного перюду/ А.Крисак// Ekohomîct.- 2010.- № 8.-С.33-37.
2. Щурик М.В. Найважлив1ш1 передумови шновацшного забезпечення процесу вщтворення земель в аграрному ceKTopi Карпатського макрорегюну / М.В. Щурик //Фшанси Украши.-2009 -№1.-С.107-114.
3. Щурик М.В. Трансформация земель сшьського господарства Карпатського макрорегюну: Монограф1я.-Чершвщ: Книги-ХХ1, 2005.-352 с.
Summary Tymots M.
Ivano-Frankivsk university of law named after kind Danylo Halitskiy
ECONOMETRICAL MODELLING AND FORECASTING OF AGRICULTURAL AREAS OF THE MAIN LANDOWNERS AS INNOVATIVE CONSUMER PRODUCT IN THE CARPATHIAN MACROREGION
The author analyses the dynamics of agricultural areas in the section of the main categories of landowners and land users. The author grounds that modern structure of agriculture in the Carpathian macroregion hinders innovative products introducing. Forecast of the dynamics of agricultural areas in the section of the main categories of landowners by 2015 has been modeled.
Стаття надшшла до редакци 04.04.2011 p.
303
