CC BY
20
16. Ламбен Жан Жак. Менеджмент, ориентированный на рынок : пер. с англ. / под ред. В.Б. Колчанова. - СПб. : Изд-во "Питер", 2004. - 800 с.
17. Нэмцов В.Д. Стратепчний менеджмент : навч. поабн. / В. Д. Немцов, Л.С. Довгань. - К. : ТОВ "УВПК Ексоб", 2001. - 560 с.
18. Вовчак А.В., Камишшков Р.В. Конкуренты переваги пщприемства: сутнють i класифшащя // Маркетинг в Укрш'ш. - 2005. - № 2. - С. 50-53.
19. Отенко 1.П. Управлiння конкурентними перевагами пiдприемства / 1.П. Отенко, С О. Полтавська. - Х. : Вид-во ХНУ, 2005. - 212 с.
20. Белецкая И.И. Современный механизм формирования конкурентных преимуществ в свете эволюции их теории // Прометей. - 2005. - № 1. - С. 167-172.
21. Оберемчук В.Ф. Стратегия пщприемств. - К. : Вид-во МАУП, 2000. - 128 с.
22. Ворожейкш В.Н. Демонополизация экономики как элемент рыночных отношений / В Н. Ворожейкш, Ф.Ф. Рыбаков. - СПб, 1994. - С. 84-87.
23. Симоненко В.К. Регионы Украины: Проблемы развития. - К. : Вид-во "Наук. думка", 1997. - С. 37-54.
24. Сврорегюн "Буг": Зовтшньоекономчна даяльтсгь Волинського сустльно-тертораль-ного комплексу / за ред. Б.П. Ктмчука, П.В. Луцишина. - Луцьк : Вид-во ВолДУ, 1998. - 205 с.
УДК 330.341.1 Асист. Т.Й. Товт - MymuiecbKий державний умверситет
фактори впливу на обсяг ф1нансування 1нновацшно1 д1яльност1 промислових
пщприемств в укра!ш
Визначено фактори, що впливають на iнновацiйний розвиток промислових тд-приемств. З використанням кореляцiйно-регресiйного аналiзу розроблено багатофак-торну модель залежносп показника обсягу фшансування шновацшно'1 дiяльностi у промисловостi вщ фiнансового результату вiд звичайно'1 дiяльностi до оподаткуван-ня у промисловост та обсягу реалiзованоi промислово'1 продукцп. Результати досль дження оцiнено за допомогою системи коефiцiентiв.
Ключов1 слова: фшансове забезпечення, обсяг фiнансування шновацшно'1 дь яльностi у промисловостi, кореляцшно-регресшний аналiз.
Assist. T.Yo. Tovt - State University of Mukachevo
Factors of influence on the volume of financing innovative activity of industrial enterprises in Ukraine
In the article the factors which have an influence on innovative development of industrial enterprises are determined. With the use of correlation-regressive analysis the mul-tifactor model of dependence of index of volume of financing innovative activity is developed in industry from a financial result from ordinary activity before taxation at industry and volume of the realized industrial products. Research results are appraised by the system of coefficients.
Keywords: financial providing, volume of financing of innovative activity in the industry, correlation-regressive analysis.
В умовах утвердження ринковоi економжи в нашш держав! машинобу-дування розглядають як найбшьший комплекс, вщ д1яльносл якого залежить конкурентоспроможшсть в1тчизняних товар1в i послуг як на внутршньому, так i на зовшшшх ринках. У крашах з розвиненою ринковою економшою роз-витку ще1* галузi придшяють особливу увагу, адже саме галузь машинобуду-вання вважають основним джерелом постшних шновацшних шщатив. Так, наприклад, у США на його частку припадае близько 10 % ВВП, 45 % зайня-
тих i майже 40 % основного кашталу [1]. Проте в YKpaÏHÏ щ показники е наба-гато нижчими, зокрема, за останш роки частка наукомют^' продукцiï, що ви-пускаеться i3 використанням передових технологiй, знизилася майже вдвiчi.
Проблеми, якi виникають пiд час здiйснення iнновацiйноï дiяльностi машинобудiвних пiдприемств, можна виявити, анашзуючи фактори, що стри-мують впровадження шновацш. Пiд факторами розумiють умови, потрiбнi для здiйснення цих процеЫв, а також причини, що впливають на ïx результати. На-явшсть великоï кiлькостi факторiв, що мають вплив на шновацшний розви-ток машинобудiвниx пiдприемств, зумовлюе потребу ïx систематизаци. ïx умовно можна подшити на три групи - економiчнi, виробничi та правовi.
До економiчниx факторiв можна вiднести: нестачу власних кош^в пiдприемств (найбiльш вагомий економiчний фактор); недостатню фiнансову пiдтримку держави; велик витрати на нововведення; високий економiчний ризик; тривалий термiн окупност нововведень; невизначенiсть термiнiв шно-вацшного процесу; низький платоспроможний попит на продукщю; склад-нiсть залучення фшансових ресурсiв з iншиx джерел (позикових i залучених коштiв) через низьку привабливють галузi машинобудування для швестуван-ня в iнновацiï; нерозвиненiсть фшансового ринку i неготовнiсть капiталу до широкого швестування в iнновацiйну сферу.
До виробничих факторiв вiдносять: нестачу шформаци про новi технологи i ринки збуту; вiдсутнiсть можливостей для кооперацiï з iншими тд-приемствами та науковими органiзацiями; незавершений характер шновацшно-дослiдницькиx робiт, коли шновацш для впровадження у виробництво потрiб-но ще значно доопрацьовувати i адаптувати; несприйнятливють пiдприемств до нововведень; вщсутшсть квалiфiкованого управлiння шновацшними проце-сами, спрямованого на шдвищення якостi продукцiï, отримання конкурентних переваг; поглиблену сировинну орiентацiю вiтчизняниx шдприемств.
Серед правових факторiв можна видшити недосконалiсть iнструмен-тiв правового регулювання iнновацiйноï дiяльностi, особливо у сферi захисту прав iнтелектуальноï власностi, трансферу технологш та вiдсутнiсть оптимального рiвня оподаткування iнновацiйниx розробок шдприемств.
Дослщженню тенденцiй фiнансування iнновацiйноï дiяльностi про-мислових пiдприемств, вивченню джерел i особливостей швестицшно-шно-вацiйного розвитку суб'еклв господарювання в галузi машинобудування присвячено науковi працi таких вчених, як С.В. Бреус [2], О.С. Кузьмш, С.В. Князь [3], Д.В. Малащук [4], В.Л. Отецький [5], П.С. Харiв [6] та ш.
Незважаючи на юнування значноï кшькос^ теоретико-методологiчниx розробок зарубiжниx i вггчизняних вчених з питань iнвестицiйно-iннова-цiйноï дiяльностi промислових пiдприемств, недостатньо висвггленим е виз-начення факторiв, що найбшьш iстотно впливають на активiзацiю процесiв залучення i використання фшансових ресурЫв, та обгрунтування засад фор-мування меxанiзму фiнансування iнновацiйного розвитку машинобудiвниx пiдприемств.
Метою дослiдження е визначення факторiв, якi впливають на фшансу-вання iнновацiйноï дiяльностi промислових шдприемств, побудова з викорис-
танням кореляцшно-регресшного aHani3y взаемозв'язку мiж ними та оцшка ix взаемозалежност за допомогою системи коефщенпв.
AHani3 покaзникiв функцюнування i розвитку промислових шдприемств Украши вказуе на низьку штенсившсть iнновaцiйниx процесiв, ско-рочення мaсштaбiв впровадження iнновaцiй у промисловостi (за 2008 р. лише 10,8 % вггчизняних промислових шдприемств впроваджували шноваци) [7], зростання собiвaртостi виготовлювaноi продукцп та зниження ii конкурен-тоспроможность Встановлено, що одним iз фaкторiв, якi здiйснюють ваго-мий вплив на згортання iнновaцiйноi дiяльностi у промисловост^ зокрема й вiтчизняниx мaшинобудiвниx пiдприемств, е дефiцит фiнaнсовиx ресурЫв.
Активiзaцiя процесiв впровадження iнновaцiй у виробничо-госпо-дарську дiяльнiсть мaшинобудiвниx шдприемств потребуе залучення вщпо-вiдниx обсяпв фiнaнсовиx ресурсiв, що здaтнi забезпечити досягнення надежного рiвня ix прибутковость
Дослiдженнями встановлено, що основним джерелом фшансування витрат промислових шдприемств, зокрема й мaшинобудiвниx, на шновацшну дiяльнiсть залишаються влaснi (реiнвестицiйнi) кошти. Анaдiз статистичних даних вказуе на те, що за перюд 2000-2008 рр. ix частка в загальному обсязi витрат на фiнaнсувaння iнновaцiйноi дiяльностi у 2000 р. становила 79,6 %, а у 2008 р. - вже 60,6 %, що свiдчить про тенденщю до зменшення можливос-тей фiнaнсувaння iз цього джерела [7].
Незаперечним е той факт, що будь-яка шноващя потребуе залучення потрiбниx i в достaтнix обсягах фiнaнсовиx ресурЫв. Проблема полягае в по-шуку джерел вiдповiдниx ресурсiв, i зокрема збшьшенш обсягiв фшансуван-ня iнновaцiйноi дiядьностi пiдприемств.
Переважна бiльшiсть суб'еклв господарювання у промисловостi, зокрема й у гaлузi машинобудування, створюють шновацшну продукщю, послу-ги, забезпечують фшансування шновацшних процесiв за рахунок власних кош^в. Тому доцiльним е визначення фaкторiв, якi мають прямий вплив на обсяг фшансування iнновaцiйноi дiяльностi у промисловостi Украши за такими показниками:
• фшансовий результат ввд звичайно1 д1яльност1 до оподаткування в промисло-востц
• обсяг реал1зовано1 промислово1 продукцп.
Для дослщження тенденцiй розвитку обсягу фшансування шнова-цiйноi дiяльностi в промисловост протягом 2000-2008 рр. застосуемо багато-факторний кореляцiйно-регресiйний aнaдiз [8], використавши aбсолютнi зна-чення покaзникiв (табл. 1).
Як видно з табл. 1, спостерпаеться стшка тенденцiя до зростання цих показниюв протягом 2000-2008 рр. Обсяг фшансування iнновaцiйноi дiяль-ностi в промисловостi зрiс з 1757,1 до 11994,2 млн грн, тобто на 10237,1 млн грн (6,8 рaзiв); фшансовий результат вщ звичaйноi дiяльностi до оподаткування у промисловост збiльшився з 8834,6 млн грн до 21743,5 млн грн, тобто на 12908,9 млн грн (у 2,5 раза); обсяг реaдiзовaноi промисловоi продукцп зрю з 182718,3 млн грн до 916618,3 млн грн, тобто на 733900 млн грн (або в 5 ра-
3Ïb). Зазначимо, що за дослiджуваний перiод обсяг фшансування шновацшноï дiяльностi в промисловост зростае бiльшими темпами, нiж обсяг реаизова-hoï промисловоï продукци i фiнансовий результат вiд звичайноï дiяльностi до оподаткування у промисловостi.
Табл. 1. Показники обсягу фшансування шновацшно'1 дiяльностi, фшансового результату eid звичайно'1 дiяльностi до оподаткування та обсягу реал'зовано'1 _продукци у промисловост' в Укралт за 2000-2008 рр.*_
Обсяг фшансування Фшансовий результат ввд зви- Обсяг реалiзованоï
Роки iнновацiиноï дiяльностi чаиноï дiяльностi до оподат- продукцiï промис-
в промисловосп, кування у промисловосп, млн ловоси, млн грн,
млн грн, Yx грн, х1 х2
2000 1757,1 8834,6 182718,3
2001 1971,4 8537,2 210842,7
2002 3013,8 2866,5 229634,4
2003 3059,8 7137,0 289117,3
2004 4534,6 18936,9 400757,1
2005 5751,6 28264,3 468562,6
2006 6160,0 34699,6 551729,0
2007 10850,9 43700,9 717076,7
2008 11994,2 21743,5 916618,3
* Джерело. [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.ukrstat.gov.ua
Модель залежност показника - обсягу фшансування шновацшно1" дь яльност у промисловост вщ фшансового результату вщ звичайно1' дiяльностi до оподаткування у промисловост та обсягу реалiзованоï промислово1' продукци можна зобразити за допомогою такого лшшного рiвняння регреси виду:
Yx = ао + ах Х\ + аг Х2, (1)
де: Yx - обсяг фшансування шновацшно1" дiяльностi в промисловостi, млн грн (результативна ознака); х1 - фшансовий результат вiд звичайно1' дiяльностi до оподаткування у промисловостi, млн грн (факторна ознака); х2 - обсяг реаль зовано1' продукци промисловост^ млн грн (факторна ознака); а0 - значення Yx за xi = 0 (економiчного змiсту не мае); аь а2 - коефщенти регреси (параметри регреси), якi показують середню змiну результативно:' ознаки (Yx) у разi змiни факторних ознак (х1, х2) на одиницю. Результати виконаного кореляцшно-регресiйного аналiзу за допомогою матричних розрахункiв в електронних таблицях Microsoft Excel зведемо у табл. 2.
З табл. 2. бачимо, що рiвняння регресiйноï залежност обсягу фшансування iнновацiйноï дiяльностi у промисловостi (Yx) вiд фшансового результату вщ звичайноï дiяльностi до оподаткування у промисловостi (х^) та обсягу реалiзованоï промисловоï продукци (хД матиме вигляд:
Yx = - 996,97 + 0,013х1 + 0,014 х2.
Параметр а0 мае вщ'емне значення (- 996,97) i показуе, яке б значення мала результативна ознака (показник обсягу фшансування iнновацiйноï дь яльност у промисловост^ за нульового значення факторних ознак (х1 - фь нансового результату вщ звичайноï дiяльностi до оподаткування у промисло-востi, х2 - обсягу реалiзованоï промисловоï продукци), тобто за х1 , х2 = 0. За
тако1 тенденцп розвитку у 2000-2008 рр. обсяг фшансування шновацшно1 дь яльностi у промисловост Украши, якщо б значення фшансового результату вiд звичайно1 дiяльностi до оподаткування у промисловостi та обсягу реашзо-вано! промислово1 продукци були нульовi, мав би вщ'емне значення, яке б становило (- 996,97) млн грн. Звiдси можемо зробити висновок про те, що обсяг фiнансування шновацшно1 дiяльностi у промисловост протягом досль джуваного перюду залежить вiд зазначених вище факторiв, без 1хнього впли-ву не було б фшансування шновацшно! дiяльностi в нашiй краАт.
Табл. 2. Результати багатофакторного кореляцшно-регресшного аналiзу тен-денцш впливу фшансового результату вiд звичайно'1 дiяльностi до оподаткування та обсягу реалiзовано'i продукци у промисловостi на обсяг фшансування шно-_ващйноХ дiяльностi в УкраШ за 2000-2008 рр._
Показник Значення показника
Параметри р1вняння регреси а0 = - 996,97
а1 = 0,013
а2 = 0,014
Форма р1вняння регреси Ух = - 996,97 + 0,013 XI + 0,014 х2
Коефщ1ент детермшаци Я2, % 97
Перев1рка штотност1 зв'язку (критерш Ф1ше-ра), Ест > Екр 97,19 > 5,14
Коефщ1ент кореляци м1ж обсягом фшансування шновацшно1 д1яльност1 1 фшансовим результатом ввд звичайно1 д1яльност1 до оподаткування у промисловост гух1, % 73,77
Коефщ1ент кореляци м1ж обсягом фшансуван-ня шновацшно1 д1яльност1 1 обсягом реал1зо-вано1 продукци у промисловост1 гух2, % 98,43
Коефщ1ент кореляци м1ж фшансовим результатом ввд звичайно1 д1яльност1 до оподаткування у промисловост1 1 обсягом реал1зовано1 промисловот продукци гх1х2, % 72,55
Параметр регреси а\ дорiвнюе 0,013 - отже, у разi збшьшення (змен-шення) фшансового результату вщ звичайно! дiяльностi до оподаткування у промисловост на 1 млн грн обсяг фшансування шновацшно! дiяльностi у промисловост Украши мае збiльшитися (зменшитися) на 0,013 млн грн. Параметр регреси а2 дорiвнюе 0,014 - отже, за збшьшення (зменшення) обсягу реалiзованоl промислово! продукци на 1 млн грн обсяг фшансування шнова-цшно! дiяльностi у промисловост Украши мае збiльшитися (зменшитися) на 0,014 млн грн.
Поставивши абсолютш значення показникiв, якi наведенi в табл. 1, в отримане лшшне рiвняння регреси Ух = - 996,97 + 0,013х1 + 0,014х2 i розв'я-завши його, отримаемо розрахунковi значення результативно: ознаки - обсягу фшансування шновацшно1 дiяльностi у промисловостi Украши за досль джуваний перiод. Динамiку фактичного i розрахункового значення обсягу фь нансування шновацшно1 дiяльностi у промисловостi Украши за 20002008 рр. зображено на рисунку.
2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Рис. Динамжа фактичного iрозрахункового значення обсягу фшансування
тновацшно'1 дiяльностiу промисловостi Украти за 2000-2008рр.
Як видно з рисунку, лшшна модель була вибрана правильно i мае над-звичайно ефективне застосування в сучасних умовах, що шдтверджуеться от-риманими даними, оскшьки фактичний i розрахунковий показники обсягу фь нансування шновацшно1 дiяльностi у промисловост Украши мають незначне вiдхилення.
У табл. 2 дано ощнку зв'язку мiж фактичним значенням обсягу фшан-сування шновацшно! дiяльностi у промисловостi Украши, фшансовим результатом вiд звичайно! дiяльностi до оподаткування у промисловостi та обсягом реашзовано! промислово! продукци за допомогою системи коефiцiентiв: ко-ефщента детермшаци, ^Р-критерда Фiшера та коефщеипв кореляци.
З виконаних розрахункiв бачимо, що залежшсть обсягу фiнансування шновацшно! дiяльностi у промисловостi вiд фшансового результату вiд зви-чайно! дiяльностi до оподаткування у промисловостi та обсягу реашзовано! промислово! продукци е адекватною (Я > 1) i досить сильною. Про це свщ-чить коефiцiент детермшаци, який показуе практично повну залежшсть обсягу фшансування шновацшно! дiяльностi у промисловост вiд ди цих факто-рiв, тобто 97 % обсягу фшансування шновацшно1 дiяльностi у промисловост Украши за 2000-2008 рр. залежить вiд впливу цих факторiв.
Перевiрка iстотностi зв'язку за критерiем Фшера показала, що зв'язок мiж обсягом фшансування шновацшно1 дiяльностi у промисловост^ фшансо-вим результатом вiд звичайно1 дiяльностi до оподаткування у промисловост та обсягом реалiзованоl промислово1 продукци справдi iснуе, крiм цього вш е iстотним i невипадковим. Значний розрив мiж табличним (Ркр = 5,14) i розра-хунковим (Рст = 97,19) значеннями критерiю Фшера вказуе на пряму залежшсть мiж значенням результативно: i факторних ознак, а також максимальну наближешсть ще1 форми вираження залежностi до лшшного рiвняння.
Рiвень щiльностi взаемозв'язку мiж результативною та кожною з факторних ознак, а також й мiж обома факторними ознаками охарактеризуемо за розрахованими коефщентами кореляци (табл. 2). Так, коефщент кореляци мiж обсягом фiнансування шновацшно1 дiяльностi i фiнансовим результатом
вiд звичaйнoï дiяльнocтi дo oпoдaткувaння у пpoмиcлoвocтi гух1 cтaнoвить 73,77 %; ^ефодент кopеляцiï мiж oбcягoм фiнaнcувaння iннoвaцiйнoï д!яль-нocтi i oбcягoм pеaлiзoвaнoï пpoдукцiï у пpoмиcлoвocтi гух2 от^вить 98,43 %; кoефiцieнт кopеляцiï мiж фiнaнcoвим pезультaтoм вiд звичaйнoï дь яльнocтi дo oпoдaткувaння у пpoмиcлoвocтi i oбcягoм pеaлiзoвaнoï пpoмиcлo-вoï пpoдукцiï гх1х2 cтaнoвить 72,55 %. Як бaчимo, зв,язoк мiж дocлiджувaними пoкaзникaми e дocить щiльним.
Taким чинoм, мoжемo зpoбити виcнoвoк, щ0 взaeмoзв,язoк мiж oбcя-гoм фiнaнcувaння iннoвaцiйнoï дiяльнocтi у пpoмиcлoвocтi, фiнaнcoвим pе-зультaтoм вiд звичaйнoï дiяльнocтi дo oпoдaткувaння у пpoмиcлoвocтi тa 0б-cягoм pеaлiзoвaнoï пpoмиcлoвoï пpoдукцiï oпиcуeтьcя зa дoпoмoгoю лiнiйнoï з^леж^ет^ щo дae змoгу cпpoгнoзувaти зшчення oбcягу фiнaнcувaння íhho-вaцiйнoï дiяльнocтi у пpoмиcлoвocтi Укpaïни. Miж шведеними oзнaкaми Hac-пpaвдi cпocтеpiгaeтьcя тюний, icтoтний i невипaдкoвий взaeмoзв,язoк.
Koливaння знaчень oдиницi фiнaнcoвoгo pезультaту вщ звичaйнoï дь яльнocтi дo oпoдaткувaння у пpoмиcлoвocтi cпpичинюють бiльшi кoливaння oбcягу фiнaнcувaння iннoвaцiйнoï дiяльнocтi у пpoмиcлoвocтi, нiж змiнa зш-чення oдиницi oбcягу pеaлiзoвaнoï пpoмиcлoвoï пpoдукцiï, щo пoяcнюeтьcя тим, щo ф^н^вий pезультaт вiд звичaйнoï дiяльнocтi дo oпoдaткувaння у пpoмиcлoвocтi мoже CTara джеpелoм фiнaнcувaння iннoвaцiйних пpoцеciв, цим caмим збiльшуючи oбcяги влacних ф^н^вих pеcуpciв cуб,eктiв tooto-дapювaння.
О^^льки пеpевaжнa бiльшicть пpoмиcлoвих пiдпpиeмcтв, зoкpемa й у гaлузi мaшинoбудувaння, cтвopюючи iннoвaцiйну пpoдукцiю викopиcтoвуe влacнi к0шти, тo визнaченo, щo ocнoвними фaктopaми впливу нa oбcяг ф^н-cувaння iннoвaцiйнoï дiяльнocтi e фiнaнcoвий pезультaт вiд звичaйнoï д!яль-нocтi дo oпoдaткувaння в пpoмиcлoвocтi тa oбcяг pеaлiзoвaнoï пpoмиcлoвoï пpoдукцiï.
3a pезультaтaми здiйcненoгo дocлiдження мoжемo зpoбити виcнoвoк пpo те, щo зaбезпечити ефективний poзвитoк виpoбництвa тa удocкoнaлення технoлoгiчних пpoцеciв нa iннoвaцiйних зacaдaх cьoгoднi здaтнi мaшинoбу-дiвнi пiдпpиeмcтвa з чи^льн^ю пpaцiвникiв 500-1000 ocí6 i бшьше, якi cпpoмoжнi пoкpивaти дo 85-90 % витpaт нa iннoвaцiйну дiяльнicть зa paхунoк влacних pеcуpciв, здaтнi pеiнвеcтувaти як влacнi к0шти, тaк i зaлучaти гаш-тэл вiтчизняних тa iнoземних iнвеcтopiв m взaeмoвигiдних умoвaх.
Лiтeрaтyрa
1. Голляк Ю.Б. Iннoвaцiйнi пеpетвopення укpaïнcькoï ек0Н0м1ки в кoнтекcтi мiжнapoд-roï кoнкуpенцiï / Ю.Б. Гадляк // Ax^a^m пpoблеми екoнoмiки. - 2006. - № 7. - С. 43-54.
2. Брeyc C.B. Рoль iннoвaщй у зaбезпечеRRi кoRкуpеRтocпpoмoжROcтi мaшиR0будiвR0Г0 кoмплекcу УкpaÏRи / С.В. Бpеуc // Актугльн! пpoбдеми ек0R0мiки. - 2006. - № 1. - С. 162-169.
3. Кузьмш O.G. Iнвеcтищйнa тa iRR0вaцiЙRa дiядьRicть i мoнoгpaфiя / G.G. Кузьм1н, С.В. Князь. - Льв1в i Вид-в0 ЛБ1 НБУ, 2003. - 233 c.
4. Мaлaщyк Д.В. Gcoбдивocтi iннoвaщйнoгo пoтеRцiaду мaшиRoбудувaRRя УкpaÏRи / Д.В. Maлaщук // AктуaдьRi пpoбдеми ек0Н0мши. - 2005. - № 2. - С. 11 l-l20.
5. Oтeцький В. Л. 1нвестици тa iннoвaщï: пpoбдеми теopiï i пpaктики / В. Л. Отецький i м0R0гpaфiя. - К. i Вид-в0 мФеRiкcм, 2003. - 320 c.
6. XapiB П.С. IRR0вaцiЙRa дiядьRicть пiдпpиeмcтвa тa ек0R0мiчRa oцiRкa iRR0вaцiЙRих пpoцеciв / П.С. Хapiв i м0R0гpaфiя. - Tеpнoпiль i Вид-в0 мЕк0R0мiчRa дум^", 2003. - 326 c.
7. Веб-сайт Державного комггету статистики Украши. [Електронний ресурс]. - Досту-пний з http://www.ukrstat.gov.ua.
8. Лук'яиеико 1.Г. Економетрика / 1.Г. Лук'яненко, Л.1. Красикова : пiдручник. - К. : Вид-во '"Знання", 1998. - С. 171-204._
УДК332.055 Ст. викл. О.В. Феер -Мукачiвський державнийушверситет
трансформац1йн1 процеси в економ1ц1 укра1ни та ix 1нвестиц1йний складник
Розглянуто питання щодо здшснення переходу вiд планово!' до ринково'1 еконо-мiчноi системи та охарактеризовано досвщ краш. Здiйснено оцiнку структурних зру-шень в економiцi кра'ни. Визначено значення iноземних iнвестицiй як чинника при-швидшення економiчних перетворень. Запропоновано основш завдання державно'! швестицшно'' полiтики. Встановлено, що ефективне здшснення структурно'! тран-сформацп економiки можливе лише за умови залучення уах джерел формування ш-вестицiйного потенщалу. Для того, щоб цi прогресивш напрями швестицшно1 стратеги та важливi складники ii ефективностi було реалiзовано, потрiбно всiма можли-вими засобами нарощувати й пiдтримувати штелектуальний потенцiал iнвестицiйноi дiяльностi, стимулювати тдвищення його творчо! вiддачi, реконструювати старий господарський мехашзм i створити новий - шновацшного типу.
Ключов1 слова: трансформащя, планова економiчна система, ринкова еконо-мiчна система, iнвестицiя, шоземна iнвестицiя, джерела iнвестування, iнвестицiйна стратегия, державна полiтика у сферi швестицш.
Senior lecturer O.V. Feyer - Mukachevo State University
Transformation processes in economy of Ukraine and their investment constituent
A question in relation to realization of transition from planned to the market economic system is considered and described experience of countries. Estimation of structural changes is carried out in the economy of country. The role of foreign investments as factor of acceleration of economic transformations is certain. The basic tasks of state investment policy are offered. It is set that effective realization of structural transformation of economy is possible only on condition of bringing in of all sources of forming of investment potential. In order that these progressive directions of investment strategy and important components of its efficiency were realized, it is needed all possible facilities to grow and support intellectual potential of investment activity, stimulate the increase of him creative return, to reconstruct an old economic mechanism and create new - innovative type.
Keywords: transformation, planned economic system, market economic system, investment, foreign investment, sources of investing, investment strategy, state policy in the field of investments.
Вступ. Змши, що вщбуваються у вЫх сферах суспшьного життя Украши вказують на те, що перехщ вщ одшс' суспшьно' формацп господарюван-ня до шшо! пов'язаний з труднощами саме ii економ1чного складника. Замша системи управлшня, формування приватного сектора, поява нових шд-приемств з шновацшною поведшкою i вщношенням до пращ вщбуваються в складних умовах, яю не були притаманш жоднш европейськш крашь
Тому ця проблематика е актуальною i ii розглядають як шоземш, так i украшсью вчеш-дослщники: Е. Мокжицький, А. Р1чард, Л. Коларська-Бо-бинська, П. Махонш. Занг В.-Б., Л. Бальцерневич, Д. Хелд., Д. Гольдблатт, Е. Макгрю, Дж. Перратон, Г. Хакен, Е. Арато, К. Джовггт, В. Геець, I. Школа,
