CC BY
9
7. Методика оцшки збитк1в вiд наслiдкiв надзвичайних ситуацiй техногенного i природного характеру: Постанова Кабшету Мiнiстрiв Украши № 175 вiд 15 лютого 2002.
8. Постанова Кабшету Мш1стр1в Украши № 862 (862-2003-п) вщ 4 червня 2003 р. "Про затвердження змiн до Методики оцшки збитюв вiд наслiдкiв надзвичайних ситуацш техногенного i природного характеру".
9. Комарницький 1.М. Оцiнка техногенних збитюв та аналiз пiдходiв до !х розрахунку у глобальному та регiональному аспектах / 1.М. Комарницький, М.1. Бублик // Вiсник НУ "Львiвська пол^ехшка". - 2008. - № 628. - С. 134-144. - (Серiя "Проблеми економiки та управлшня").
10. Нац1ональний iH-т стратег1чних дослщжень. Економiчна безпека Украши: сут-тсть i напрямки забезпечення. [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.niss.gov.ua/ book/rozdil/dod2. htm.
11. Ильичева М.В. Методы оценки экономического ущерба от негативного влияния загрязненной среды / М.В. Ильичева // Экономика и менеджмент : Известия Челябинского научного центра. - 2005. - Вып. 3 (29). [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.csc.ac. ru/ej/file/1556.
12. Рибицька О.М. Математичш аспекти вщновлення шформацп / О.М. Рибицька, М. Сявавко. - Львiв :Вид-во "Растр-7", 2008. - 320 с._
УДК 330.101 Acnip. М.Я. Винницька - Китський национальный умверситет
тем Тараса Шевченка
М1ЖНАРОДНА КООРДИНАЦ1Я МАКРОЕКОНОМ1ЧНИХ
ФЛУКТУАЦ1Й
Економша Украши перебувае в межах вщкритосп тих перехщних економш, якi iнтегрувалися до Свропейського Союзу. Таким чином, можна сподiватися, що анало-пчш висновки можна робити i для Украши, зокрема, про те, що зростаюча вщкри-тють, тобто розширення торговельних зв'язкiв економши Украши, сприятиме тдви-щенню темтв економiчного зростання, однак не варто забувати, що одночасно таю короткостроковi зв'язки будуть впливати i на короткострокову динамшу економiки Украши, тобто впливатимуть на волатильнiсть ВВП.
Post-graduateM.Ya. Vynnytska-KyivNational University
named after Taras Shevchenko
International coordination of macroeconomic fluctuations
The article says that in a result of the analysis the openness of Ukraine is in frames of openness of those transitive economies which have been integrating into European Union. Thus, we can hope that analogical conclusions can be made for Ukraine meaning that increasing openness which means expanding of trade relations of Ukrainian economy, will lead to higher rates of economic growth, however, it can not be forgotten that at the same time such short-term relations will effect also on the short-term dynamics of economics of Ukraine and will effect on volatility of GDP (gross domestic product).
М1жнародна координащя макроеконом1чних флуктуацш е одшею з найважливших передумов для вступу краши у Монетарний Союз. Розширення схщних кордошв Свропейського Союзу (СС) та штеграцшш процеси кш-ця ХХ - початку ХХ1 ст. становлять штерес з погляду оцшки ефективност економ1чно! политики краш Центрально! та Схщно! Свропи (ЦСС) та Сшв-дружност незалежних держав (СНД). Варто вщзначити, що краши з вщмш-ним р1внем економ1чного розвитку обрали р1зш стратеги досягнення Маас-трихтських критерив. Водночас ус краши Схщно! Свропи об'еднуе конвер-
генцiя до рiвня доходу розвинених европейських краш, що стало наслiдком структурних реформ та вщповщно1 макроекономiчноl полiтики. Хоча обме-ження пропозици грошово! маси та фюкальна дисциплiна спочатку дали змо-гу приборкати iнфляцiю та вщновити економiчне зростання, на сьогодш за-лишаеться невирiшеною низка питань, пов'язаних з пiдготовкою вступу до Свропейського валютного союзу (СВС). Зокрема, ставиться шд сумнiв логiка мiжчасовоl оптимiзацп фюкально1 полiтики як засобу реалiзацп евроштегра-цшно1 стратеги наближення вступу до СС [3, с. 461]. Стушнь економiчноl ш-теграци краши та СС встановлюеться на основi подiбностi короткостроково1 динамiки (макроекономiчних флуктуацiй) - краши-кандидата та СС.
Бшьшють краш-кандида™ "першо1 хвилiм, яю вже е членами СС, перед вступом до СС демонстрували значно вищий ступiнь штеграци, шж краши "друго1 хвилiм, хоча кореляцшш параметри навiть для цих краш не були значними. О^м цього, спостершалася вища вразливiсть малих економiк до економiчних шокiв, яю формувалися в СС. Зокрема, Румушя за такими по-казниками була не готовою до вступу до СС. Водночас дослщжували стушнь штеграци з СС малих економж, яю вже були членами СС - Грещя, Iрландiя та Португалiя. Встановлено, що стушнь штеграци цих краш був приблизно таким же, як i для краш-кандида^в "першо1 хвилiм. Таким чином, низький рь вень кореляци не е перешкодою до вступу краши до монетарного союзу, а-дже, згiдно з теорiею оптимальних валютних зон, асиметрiя шоюв може пог-линатися високою мобшьшстю чинникiв виробництва, зокрема працi.
Для аналiзу симетричностi реальних шокiв потрiбно враховувати не лише !х взаемну корелящю флуктуацiй, але й рiзницю !х волатильностей за абсолютною величиною. Для ощнки корельованостi реальних шоюв викорис-товували коефiцiент кореляци для флуктуацш реального ВВП. Високе зна-чення коефiцiента кореляци для пари краш може вказувати на те, що на еко-номшу цих краш ддать симетричнi шоки, яю зумовлюють однаково спрямо-ванi змши показникiв реально1 економiчноl активностi. Тому стабшзащя економiки в таких крашах у випадку економiчного об'еднання потребуватиме подiбних заходiв економiчноl полiтики.
Розраховаш для квартальних даних з 1998-го по 2009-й роки значення коефщенлв кореляци, а також показниюв рiзниць у волатильностях для ана-лiзованих краш стосовно СС подано в табл. 1-3.
Табл. 1. Коеф^ент кореляци та абсолютне значення рiзницi волатильностей
флуктуацш реального ВВП мiж Свропростором та для кожнон краши
Коефщ1ент кореляци флуктуацш реального ВВП м1ж Свропростором та для кожно1 краши
Крайни В1рметя Бшорусь Груз1я Казахстан Киргизстан Молдова Украша
Я - 0,17 - 0,29 - 0,14 0,42 0,27 - 0,59 - 0,40
Абсолютне значення р1знищ волатильностей флуктуацш реального ВВП ропростором та для кожно1 краши м1ж Св-
2 1 1,5 | 2,0 | 2,5 | 3,8 | 3,9 | 2,1 | 2,5
Абсолютне значення рiзницi стандартних вiдхилень флуктуацш (видь лених з допомогою фшьтра Годржа-Прескотта) реального ВВП для економь
ки СС та кожно! з розглянених семи кра!н використовували для характеристики вщмшностей у волатильностях реальних шоюв (див. табл. 1). Високе значення цього показника свщчить про значну асиметрда реальних шокiв для анаизовано! пари кра!н. Асиметричнiсть реальних шоюв, таким чином, буде характеризуватися низьким значенням коефщента кореляци та високим зна-ченням показника волатильностi.
Табл. 2. Коеф^ент кореляцИ та абсолютне значення рiзницi волатильностей флуктуацш грошового агрегату М / мiж Свропростором та для кожнен крати
Коефщ1ент кореляци флуктуацш грошового агрегату М1 м1ж для кожно! кра!ни Свропростором та
Кра!ни В1рметя Бшорусь Груз1я Казахстан Киргизстан Молдова Укра!на
Я 0,08 0,11 0,07 0,24 0,6 - 0,01 - 0,35
Абсолютне знач ення р1зиищ волатильностей флуктуацш грошового агрегату М^ м1ж Свропростором та для кожно! кра!ни
8,3 9,5 1 0,4 1 5,3 1 9,0 | 7,4 | 5,3
Табл. 3. КоефЩент кореляци та абсолютне значення рiзницi волатильностей флуктуацш тфляци мiж Свропростором та для кожно'1 крати
Коефщ1ент кореляци флуктуацш шфляци м1ж Свро-простором та кожно! з кра!н
Кра!ни В1рметя Бшорушя Груз1я Казахстан Киргизстан Молдова Укра!на
Я 0,32 - 0,07 0,17 0,52 0,30 0,16 - 0,11
Абсолютне значення р1знищ волатильностей флуктуацш шфляци м1ж Свро-прос- тором та кожно! з кра!н
2,0 1 7,5 1 1,8 1 1,3 1 2,2 | 2,2 | 3,0
На основi отриманих даних можна видшити кра!ни, яю мають найви-щi кореляцшш коефщенти флуктуацiй реального ВВП (яю перевищують се-редне значення коефщента кореляци для дослiджуваних кра!н, що становить - 0,13). Що стосуеться шшого показника - абсолютного значення рiзницi во-латильностi шокiв для кожно! пари кра!н - то середне значення цього показника дорiвнюе 2,6.
На основi розрахованих показниюв, якi характеризують флуктуацiйну поведшку ВВП, а також волатильнiсть реальних шоюв, можна зробити вис-новок, що для тих кра!н, для яких значення показника реальних шоюв було найнижчим, економiчнi флуктуаци бшьше узгоджуються мiж собою, що, своею чергою, свiдчить про подiбнi шоки, якi впливають на економiчну дь яльнiсть цих кра!н. Перспектива високо! iнтеграцiйно! поведiнки цих кра!н досить значна, осюльки для коректування короткостроково! макроекономiч-но! динамiки можуть використовуватися одш i тi ж шструменти макроеконо-мiчно! полiтики. Зокрема, зникае потреба у змшах двохстороннього обмшно-го курсу, без яких, зазвичай, не обходяться у випадку асиметричних шоюв.
Також тд час анатзу макроекономiчно! динамiки монетарнi шоки ва-рто враховувати поряд з реальними шоками. Iстотнi вiдмiнностi мiж грошо-во-кредитними заходами будуть супроводжуватися рiзним рiвнем iнфляцi! в аналiзованих кра!нах, що, своею чергою, призведе до порушення паритету купiвельно! спроможностi. Для корекци паритету купiвельно! спроможностi можна використовувати двостороннш обмiнний курс. О^м цього, треба ма-ти на уваз^ що параметри криво! Фшпса е рiзними для кра!н, тобто юнуе рiз-
не сшввщношення мiж iнфляцiею та рiвнем безробггтя. Тому тiсна iнтеграцiя мiж такими крашами може призвести до затрат.
Для оцшювання асиметричностi монетарних шоюв також використо-вують коефiцiент кореляци цикшчних компонент монетарного агрегату М1, а також абсолютне значення рiзницi стандартних вiдхилень циклiчних компонент М1 для СС та кожно1 з аналiзованих краш.
Структуру кореляцшних коефiцiентiв, якi характеризують монетарнi шоки для аналiзованих краш та СС, подано в табл. 2. На основi отриманих даних можна видшити краши, якi мають найвищi кореляцшш коефщенти флуктуацiй грошового агрегату М1 (якi перевищують середне значення ко-ефiцiента кореляци для дослiджуваних краш, що становить - 0,1).
Як видно з табл. 2, за абсолютною величиною значення рiзницi вола-тильност для монетарних шоюв е бшьшими вщ аналогiчного показника шоюв реально1 економiки. Очевидно, це можна пояснити високим рiвнем шфля-ци в СНД, що супроводжуеться значними перепадами М1. Водночас, змши ВВП - значно меншь З огляду на це, показник, який характеризуе волатиль-шсть монетарних шоюв, вищий.
Важливим показником, який треба брати до уваги шд час визначення доцшьносл того чи шшого ступеня штеграци з iншою економжою, е подiб-нiсть iнфляцiйних процешв. Для оцiнки узгодженостi динамiки шфляцшних показникiв використовуеться коефiцiент кореляци мiж циклiчними компонентами iндексу споживчих цш (1СЦ) СС та кожно1 з краш. Водночас вола-тильшсть iнфляцiйних показникiв вимiрюеться абсолютним значенням рiзни-цi стандартних вiдхилень цикшчних компонент СС та краши-партнера.
Як i у випадку з реальними та монетарними шоками, оптимальною умовою для тюно1 штеграци краши з СС е високий коефщент кореляци ш-фляцiйних показникiв дослiджуваних краш з показниками СС, а також низь-кий показник рiзниць 1хшх волатильностей (див. табл. 3). Теоретичне обгрун-тування зводиться до того, що за наявнос^ iстотних вщмшностей в темпах iнфляцil будуть коливання вщносних цiн для аналiзованих пари краш.
Динамiчний ефект будь-яких шоюв залежить вiд персистентностi часового ряду: для високо персистентних часових рядiв шок мае довгостроко-вий ефект, тод^ як для слабо персистентних часових рядiв вплив такого шоку швидко зникае. Таким чином, близью значення персистентносл е дуже важ-ливими. Як вщомо, цей показник вимiрюеться автокореляцiйним коефi-щентом першого порядку (АЯ1). Однак, персистентшсть, визначена даним способом, вiддзеркалюе сумш впливiв рiзноманiтних шокiв i впливiв рiзних трансмiсiйних механiзмiв, через яю цi шоки поштрюються на економжу. Таким чином, цей простий показник не щентифжуе вiдносну важливють рiзних шокiв та рiзнi способи реакци економiки на них. Радше, цей показник де-монструе вплив подiбних шокiв на 1хню трансмiсiю. Не можливо стверджу-вати, чи висока чи низька персистентють краща; можна лише стверджувати, що персистентшсть е подiбною чи неподiбною серед краш.
З огляду на це, наступним кроком для шдсилення остаточних висновюв про синхронiзацiю циклiчних компонент в нашому прикладi мiж СС та досль джуваними кра1нами було б використання методу векторно1 авторегреси
(VAR), який у практищ дослiдження eKOHOMi4HOÏ штеграци у формат двох-факторно1 моделi використовують досить часто. Внаслiдок використання двохфакторноï (з використанням iндексу споживчих цш та валового внут-ршнього продукту) векторноï авторегресiï для СС та вшх дослiджуваних краïн отримують значення iмпульсних вiдгукiв, мiж якими також визначаеться сту-пiнь кореляци. Разом з вище отриманими показниками цей надае бшьш корек-тну вiдповiдь на питання про стушнь синхрошзаци циклiчних компонент пев-ного макроекономiчного показника СС та кожноï окремоï краïни. У випадку, якщо б векторну авторегресiю провести у формат структурного варiанта, то можна було б знаходити стушнь кореляци мiж шоками попиту та шоками про-позицiï СС та кожноï окремоï краïни. Однак, вiдсутнiсть необхiдноï часовоï ви-бiрки часових рядiв не дае змоги на цьому етат завершити дослiдження.
Реформи перехщного перiоду та лiбералiзацiя, безпрецедентнiсть за масштабом та швидюстю ïхньоï реалiзацiï сприяли зростанню ступеня вщ-критост (який вимiрюеться як вiдношення суми експорту та iмпорту товарiв та послуг до реального ВВП) у бшьшоси перехщних економiк. Як результат, таю реформи значно шдвищили темпи економiчного зростання перехiдних економiк.
Вщкритють до мiжнародноï торгiвлi не обов'язково означае iнтеграцiю в певний економiчний простiр з визначеним характером бiзнес-циклiв. Фак-тично, короткостроковi вигоди вщ вiдкритостi е наслiдком диверсифiкацiï то-ргiвлi до широкого класу краш, причому вс можуть мати рiзнi флуктуацiï. Водночас, зростаюча синхронiзацiя бiзнес-циклiв мiж краïнами знижуе ймо-вiрнiсть того, що торгiвля мае значний вплив на нащональш макроекономiчнi флуктуаци. Якщо мати на увазi краши з перехщною економiкою, то зростаюча вщкритють, в основному, стосуеться торгiвлi з Свропейським Союзом. Як наслщок, (хоча перехiднi краïни мають досить тiснi зв'язки з Свропейським Союзом), синхрошзащя ïхнiх флуктуацш з флуктуащями Свропейського Союзу досить рiзна: в працi економiста Коргонена [1] показано, що цикшчна картина економжи Угорщини, Словенiï та Естони досить добре корелювала з флуктуащями Свропейського Союзу, однак, для шших перехщних краïн, та-коï кореляци не було, що вказуе на значну асиметрш шоюв мiж Свропейським Союзом та вщповщними крашами. У пращ економютв Фiдрмука та Коргонена [2] було встановлено, що корелящя шоюв пропозици з Свропейським Союзом досить ютотно вирiзняеться серед краïн з найбiльшим показником кореляци для Угорщини та Естони. Для Угорщини також характерна корелящя шоюв попиту, однак набагато нижча для шших краш, а для Латви та Литви така корелящя була нав^ь негативною. Крiм цього, якщо перехщт економжи вважати крашами, що розвиваються, то вони також вiдрiзняються вщ Свропейського Союзу за шоками обмшного курсу. Це свщчить, що торпвля з Свропейським Союзом може мати значний вплив на короткостроковi флуктуаци ВВП в перехщних крашах також через канал обмшного курсу.
1нтегращя у свггову економiку посилюе зовтшт загрози для економь ки Украши. В Украïнi повиннi дiяти мехашзми, якi б дали змогу усшшно фу-нкцiонувати у мiжнародному конкурентному середовишд. Нестабiльнiсть еко-номiчного середовища в Украш та непередбачуванiсть розвитку ïï економiч-4. Економжа, планування i управлiння галузi 153
но! та енергетично! сфер можуть бути враховаш пiд час аналiзу саме р1знос-прямованих явищ i процесiв у наявних варiантах 1хнього глобального або ре-гiонального прояву, адже вони мають загальносвiтове значення i е катал1зато-ром структурних та iнституцiйних трансформацiй, змiн масштабiв функщ-онування й розвитку багатокомпонентних систем [4, с. 23].
За даними аналiзу, вщкритють економжи Укра1ни перебувае в межах вщкритост тих перехiдних економш, якi iнтегрувалися до Свропейського Союзу. Таким чином, можна сподiватися, що аналогiчнi висновки можна роби-ти i для Укра1ни, зокрема, про те, що зростаюча вщкритють, тобто розширен-ня торговельних зв'язюв економiки Укра1ни, сприятиме пiдвищенню темшв економiчного зростання, однак, не варто забувати, що одночасно таю корот-костермiновi зв'язки будуть впливати i на короткотермiнову динамiку еконо-мжи Укра1ни, тобто - на волатильшсть ВВП.
Для кращого розумiння вщносин мiж зростанням та волатильнiстю важливо вiдзначити таке. По-перше, економiчна теорiя стверджуе, що глоба-лiзацiя мае позитивний вплив на зростання, але, водночас, не дае обгрунтова-них доказiв про 11 вплив на волатильшсть або на взаемовщносини мiж зростанням та волатильнiстю. По-друге, емшричш дослiдження вказують на те, що дедалi бiльша вiдкритiсть до м1жнародно1 торгiвлi супроводжуеться як вищими темпами економiчного зростання, так i вищою волатильнiстю. Потрете, ш теоретичнi постулати, нi емпiричнi дослщження наразi не надають переконливих доказiв про вплив зростаючих торговельних та фшансових зв,язкiв на зв'язок мiж зростанням та волатильнiстю. Дедалi мiцнiшi глобаль-нi зв'язки формують одне iз найважливiших економiчних явищ впродовж ос-таннiх двох десятилiть для розумшня спорiдненостi мiж волатильнiстю еко-номiчних флуктуацiй та довготермiновим економiчним зростанням.
Л1тература
1. I. Korhonen. Some Empirical Tests on the Integration of Economic Activity Between the Euro Area and the Accession Countries, BOFIT Discussion Papers, No. 9 (Helsinki), 2001.
2. J. Fidrmuc, I. Korhonen. Similarity of Supply and Demand Shocks Between the Euro Area and the CEECs, BOFIT Discussion Papers, No. 14, 2001.
3. Копич P.I. Еволющя фюкально! пол^ики у трансформацшних економшах // Журнал европейсько! економки. - 2004. - Т. 3, № 4. - С. 452-472.
4. В. Микитенко. Полянка економiчного зростання: природа, цш, проблеми та перспе-ктиви // Вюник НАН Украши. - 2008. - № 8. - С. 42-53.
УДК 658.012.7 Ст. викл. В.Б. Дзьоба - 1нститут тдприемництва
та перспективних технологш при НУ "Льbeiecbrn полтехмка"
ВДОСКОНАЛЕННЯ УПРАВЛ1ННЯ НА ШДПРИСМСТВАХ МАШИНОБУД1ВНО1 ПРОМИСЛОВОСТ1 З ВИКОРИСТАННЯМ
1НСТРУМЕНТ1В КОНТРОЛ1НГУ
Розглянуто основш аспекта формування системи контролшгу на пiдпрнемствi, окреслено сучасний стан машинобудування та потреба запровадження системи кон-тролiнгу, визначено можлнвi варiантн оргашзацп контролiнгу на пiдпрнемствах ма-шннобудiвноi промнсловостi, за допомогою системи Iнтранет-порталiв.
