CC BY
23
вучивания, защиты от краж, защиты компьютерных сетей. Обоснованы возможность и перспектива их внедрения на отечественном рынке ритейла.
Ключевые слова: торговые предприятия, розничная торговля, информационные системы безопасности
Yaschuk V.I., Tuchkovska I.I. Information systems security of retail
Highlights the modern information systems of security, including security and alarm systems, CCTV, IP-video surveillance, monitoring cash transactions, access control, notification and speech, protection against theft, protecting computer networks. Substantiated the possibility and prospect of its implementation on the domestic retail market.
Keywords: trade enterprises, retail, information systems of security.
УДК 336.1(477) Докторант Н.В. Кузьминчук, канд. екон. наук -
НТУ "Харкшський полimехнiчний тститут "
МОДЕЛЬ ДИНАМ1КИ РОЗВИТКУ ЖИТТЕЗАБЕЗПЕЧЕННЯ НАСЕЛЕННЯ РЕГ1ОНУ З ОГЛЯДУ БЮДЖЕТНОГО Ф1НАНСУВАННЯ
Запропоновано моделi динамжи до дослщження розвитку потенщалу життеза-безпечення населення регюну залежно вщ обсягу бюджетних видатгав, яга врахову-ють наявшсть коротко- та довгостроково! рiвноважноl взаемоди та причинно-наслщ-кових взаемозв'язкiв мiж дослщжуваними компонентами розвитку регiону з огляду бюджетного фшансування, що дае змогу виявити i спрогнозувати циклiчнi процеси загалом i за окремими локальними сферами, визначити характерш для них тенденци i взаемозв'язки поведiнки напряму розвитку регюну.
Ключовг слова: модель, розвиток, бюджетне фшансування, потенщал життеза-безпечення населення регiону.
Постановка проблеми. Реал1защя адекватних стратепчних альтернатив розвитку регюшв сприяе значним позитивним зрушенням у становленш стабшьного сощально-економ1чного середовища Укра!ни завдяки ефективно-му фшансово-бюджетному регулюванню. Проте в умовах невизначеност й нестабшьносп розвитку кра!ни, зокрема кризових явищ в економщ, неефек-тивност фшансово-кредитних зв'язюв, недосконалосп бюджетного законо-давства, спостер1гаемо досить низью темпи приросту бюджетних видатюв на розвиток життезабезпечення населення. Полшшення життезабезпечення населення будь-яко! кра!ни створюе одночасно умови 1 для юнування суспшь-ства, 1 для його розвитку. Потенщал життезабезпечення населення регюну (ПЖНР) становлять ресурси сощально-економ1чного потенщалу стосовно на-дання можливостей отримання зарплати та доход1в вщ тдприемницько! дь яльносп, бюджетш ресурси в частит надання сощально! допомоги та пенсш, а також ресурси бюджетно! шфраструктури щодо можливостей надання насе-ленню безкоштовних благ. ПЖНР е шструментом дослщження ресуршв регь ону стосовно !х можливосп забезпечувати потреби населення регюну в поточному перюд1 та в перспектив^
Аналiз останнiх дослiджень i публжацш. Виршенню проблеми отримання ефекту вщ бюджетного фшансування як на р1вш держави, так 1 на регюнальному р1вш придшили увагу багато дослщниюв [4, 5 й ш.]. Проте в
контексп проголошення Соцiальних iнiцiатив Президента Украши [3], де го-ловну позицiю займають iнтeрeси людини, це питання набувае особливо! зна-чущостi та, вщповщно, використання сучасного iнструмeнтарiю для можли-востi оцiнювання позитивного ефекту вщ бюджетних видаткiв на життезабез-печення населення репону.
Метою роботи е застосування математичного шструментарто для можливост оцiнювання позитивного ефекту вiд бюджетних видатюв на життезабезпечення населення репону в динашщ. Для вирiшeння цього зав-дання пропонуемо використовувати моделювання нслшшно! динамiки ПЖНР та бюджетних видатюв на основi побудови й анатзу VAR-моделей (vector autoregressive) - векторних авторегресшних моделей. Цей математич-ний iнструмeнтарiй дае змогу виявити динамiчний зв'язок мiж поточними i лаговими значеннями дослiджуваного показника, а також досконало описати i проштерпретувати взаемозв'язки мiж eкономiчними змiнними. Розрахунки виконано на основi статистично! звггносл по Харкiвському рeгiону.
Основн1 результати дослвдження. Алгоритм побудови й аналiзу VAR-моделей включае такi кроки [2, 6]:
1. Пeрeвiрка динамiчних рядiв початкових показникiв на стацiонарнiсть на основi критeрiю Дiккi-Фуллeра.
2. Аналiз причинно-наслiдкових зв'язкiв у тимчасових рядах на основi тесту Гренджера.
3. Вибiр порядку й оцшка адeкватностi VAR-моделей.
4. 1мпульсний аналiз i аналiз декомпозицп дисперсш, на основi оцшено! VAR-модeлi.
Для пeрeвiрки стацiонарностi використовуемо один iз найпоширеш-ших тeстiв - тест Джю-Фуллера (Dickey-Fuller test) або розширений тест Дж-кi-Фуллeра (ADF - test) [1, 6, 7].
В основi цього тесту е регрешя
k
AYt = ao + a ■ t + b-Yt_i + ^ciAYt.i +et, (1)
i=1
де a 0, a1, b, ci - параметри модель
Щд час застосування цього тесту необхщно враховувати наявнiсть вiльного члена i тренда в регресп. Також необхщною умовою е наявнiсть змшних iз лагом (кiлькiсть таких змшних мае бути менше нiж 10 % вщ за-гального числа спостережень).
На основi цiеl модeлi тестуеться така гшотеза:
• Но: b = 0, або часовий ряд е нестацюнарним.
• Н1: b < 0, або часовий ряд е стацюнарним.
Нульова гшотеза може бути вщкинута, якщо b < 0 i статистика Мак-Кiннона - Adf-t-statistic, бшьш нiж критичне значення при заданому рiвнi значущостi. Цю статистику розраховують за формулою
ADF t-statistic
b
Se (Ь)
(2)
де: Ь - ощнюваний параметр; Бг(Ь) - середньоквадратичне вiдхилення ощ-нюваного параметра.
Перевiрку на стацiонарнiсть дослщжуваних рядiв здiйснювали для трьох видiв рiвнянь: з вiльним членом, з трендом i вiльним членом, без вшь-ного члена в модель Результати тестування рядiв при лагу затзнювання 1 рiк представлено в табл. 1.
Табл. 1. Перевiрка стацiонарностi початкових рядiв ттегральних показниКв
ПЖНР (ШГ1, /ХГ2, тгз) та бюджетних витрат (ИГ В)
Тестоване р1вняння Ряд 11 (ф1зичний потенщал) 12 (потенЦал здб-ностей та знань) 13 (майновий потенщал) У1Т_Б Критичш значення
Лаг затзнювання 1
З вшьним членом АУ, = а0 + Ь • У,_1 0,2342 -0,9923 0,2792 1,5741 -4,2206 -3,1800 -2,7348
З трендом та вшьним членом АУ, = а0 + а1 • г + Ь • У^ -1,0948 -1,2954 -3,5882 -1,2552 -5,1152 -3,9271 -3,4104
Без вшьного члена А7, = Ь • ¥_1 -1,2871 -0,6364 1,8258 3,2914 -2,8270 -1,9755 -1,6321
Аналiз розрахунково! статистики анатзованих рядiв (табл. 1) показав, що вс перераховат ряди е нестацiонарними, оскiльки ЛБР статистика мен-ше, нiж критичт значення для зазначених у табл. 1 рiвнiв значущостi. Отож, наведет розрахунки тдтверджують гiпотезу про нелшштсть розвитку дос-лiджуваних процесiв. Для подальшо! побудови моделей необхiдно перетво-рити початковi ряди до стащонарного вигляду. Аналiз других рiзниць тимча-сових рядiв пiдтвердив !х стащонартсть: другi рiзницi за рiвня значущост 1 % для рiзних гтотез стацiонарнi. Для побудови моделi буде використано друп рiзницi всiх показниюв.
Аналiз причинно-наслiдкових взаемозв'язкiв ПЖНР та бюджетних витрат здшснювався на основi використання тесту Гренджера [8]. На основi тесту Гренджера розглядаемо два рiвняння для рiзних пар рядiв:
У, = а0 + а у, _ + а2 у, _2 +... + аьу,_ ь + Ьх _ +... + Ььх(_ ь
X, = а0 + а1х[_1 + а2х,_2 + ••• + аьхг_Ь + Ь1 Уг_1 + ••• + ЬьУ_ь'
Для пaрaметрiв Ь1,Ь2,....,Ьь перевiряеться гiпотеза про рiвнiсть !х нулю за допомогою Р -критерiю для кожного з рiвнянь. Для цього тесту iснуе нас-тупна гiпотезa (Но):
• х не е причиною за Гренджером для у в першому р1внянш;
• у не е причиною за Гренджером для х в другому ршнянш.
Ппотеза Но вщхиляеться у рaзi виконання наступно! нерiвностi: F > Р,, де: Р - розрахункове значення критерiю Фiшерa; Р, - табличне значення критерто Фiшерa. Розрахунки статистики причинност Гренджера для покaзникiв ПЖНР та бюджетних видатюв загалом наведено в табл. 2.
Табл. 2. Тест причинности Гренджера
HymoBa rinoTe3a F-статистика (Фшера) 1мов1ртсть F-статистика (Фшера) 1мов1ртсп
лаг затзнювання дор1внюе 1 рж лаг затзнювання доpiвнюе 2 роки
INT2 does not Granger Cause INT1 1,58160 0,24018 0,93152 0,44431
INT1 does not Granger Cause INT2 13,4372 0,00519 9,07566 0,01533
INT3 does not Granger Cause INT1 4,63475 0,05976 1,71422 0,25771
INT1 does not Granger Cause INT3 1,03965 0,33453 0,47776 0,64190
VIT B does not Granger Cause INT1 5,82293 0,03905 1,98495 0,21796
INT1 does not Granger Cause VIT B 0,58717 0,46314 4,53718 0,06306
INT3 does not Granger Cause INT2 12,0205 0,00708 3,95493 0,08026
INT2 does not Granger Cause INT3 0,00023 0,98811 0,19072 0,83118
VIT B does not Granger Cause INT2 10,7504 0,00955 2,78038 0,13980
INT2 does not Granger Cause VIT B 6,8E-05 0,99361 0,08171 0,92254
VIT B does not Granger Cause INT3 18,5344 0,00198 10,6979 0,01051
INT3 does not Granger Cause VIT B 0,19138 0,67208 0,52131 0,61837
З аналiзу табл. 2 можна зробити таю висновки про взаемодш i при-чиннiсть дослiджуваних показниюв ПЖНР та бюджетних витрат:
1) при лагу затзнювання рiвному 1 piK: фiзичний потенцiал населення peri-ону обумовлюе змiни у потeнцiалi здiбностeй та знань; динамжа майно-вого потенщалу обумовлюе змiну фiзичного потeнцiалу; бюджетн ви-датки впливають на змшу фiзичного потeнцiалу; майновий потeнцiал ре-гiону обумовлюе змiну в освггньому piвнi населення; бюджeтнi видатки е причиною змши як потeнцiалу здiбностeй та знань, так i майнового потенщалу населення;
2) при лагу затзнювання piвному 2 роки: динамжа фiзичного потeнцiалу життезабезпечення населення обумовлюе змши динамжи потeнцiалу здiбностeй та знань; бюджeтнi видатки обумовлюють pозмip матepiаль-них доходiв населення.
Отож, основш взаемовпливи мiж дослщжуваними показниками прояв-ляються тiльки при лагу затзнювання 1 рж, що нeобхiдно прийняти до уваги шд час подальших pозpахункiв. Аналiз причинно-наслщкових взаемозв'язкiв у динамiцi розвитку ПЖНР та бюджетних видатюв е основою для вибору вигляду i порядку УЛЯ-моделг
Y1t = Yl0 -Y 12Y2t + ß11Y1,t—1 + ß12Y2,t—1 + U1t, Y2t = Y20 — Y21Y1t +ß21Y1,t—1 +ß22Y2,t—1 + u2t, де Y10,Y20,Y12,Y21,ß11,ß21,ß22 - нeвiдомi коeфiцiенти, якi вщображають взаемозв'язок мiж поточними i лаговими значеннями показниюв.
При цьому передбачено, що Y1t та Y2t е стацюнарними процесами; ви-падковi величини u1t та u2t е бшим шумом i не корелюються мiж собою.
Параметри VЛR-модeлi в наведенш (скоpочeнiй) фоpмi оцiнюються МНК, якщо кiлькiсть лагових змiнних у кожному з piвнянь системи однако-ва. Якщо юльюсть лагiв у piвняннях системи piзна, то в таких випадках параметри оцшюють методом уявно нeзв'язаноï peгpeсiï (seemingly unrelated reg-
ressions, SUR). На практищ можливо побудувати VAR-модель, яка скла-даеться з п piBMHb, кожне з яких, своею чертою, включае р лагiв для кожноï з п змiнних системи. У загальному виглядi VAR-модель р-го порядку, яка скла-даеться з п рiвнянь, можна представити так:
" An( L ) A12( L )... Ax п ( L )
A21(L ) A22 (L )...A2n (L ) J 2,t-2 + •> 2t (4)
Yit A10
Y 2 t A 20
= +
Ynt Ant
A„i ( L ) An2( L )... Ann ( L )
Y„
де: Лю - параметри, що е перетинами в кожному рiвняннi УЛЯ-системи; Ау - полiном лагового оператора {Ту}; у = 1,2,...,Г - вектори ендогенних змшних.
Однiй з проблем пiд час побудови моделi е вибiр числа лапв, якi необ-хiдно включати в УЛЯ-модель, оскiльки незначна довжина дослщжуваних тимчасових рядiв е обмежуючим чинником на порядок моделi.
Одним iз формальних критерпв вибору порядку моделi е А1С-критерш (iнформацiйний критерш Акайка). Для реалiзацil цього критерто вибираемо максимально можливе значення порядку УЛR-моделi (наприклад, р*). Далi ощнюються УЛR-моделi з рiзним числом лапв р = 1,2,3..., р*. Для кожно! з ощнених моделей розраховуемо А1С -статистику за формулою
AIC ( p) = ln \V\
2 pn2 T
, p = 1,2,3,..., p
(5)
де: n - кiлькiсть часових рядiв у VAR-моделц Т- кшьюсть спостережень (повинно бути однаковим для дослщжуваних рядiв); p - порядок VAR-моделц Щ - детермшант коварiащйноl матрицi похибок моделi, що ощнена за допо-могою МНК.
Серед оцiнених моделей вибираеться модель порядку ртах (0 — ртах — р*) з найменшим значенням А1С.
У цьому дослiдженнi апрiорний вибiр порядку моделi Грунтувався на причинно-наслщковому аналiзi статистики Гренджера i взаемозв'язку показ-ниюв ПЖНР та бюджетних видаткiв. Динамiчна система одночасних рiвнянь взаемозв'язку динамiки показникiв ПЖНР та бюджетних видатюв мае такий вигляд:
INT1=-0.527 • INT 1(-1) + 0.125 • INT2(-1) - 0.068 • INT3(-1) + 0.006 • VIT _ B(-1) - 0.001;
INT2 = 0.034 • INT1(-1) - 0.436 • INT2(-1) - 0.620 • INT3(-1) - 0.044 • VIT _ B(-1) + 0.03;
' INT3 = 1.20 • INT1(-1) + 0.228 • INT2(-1) - 0.015 • INT3(-1) + 0.07 • VIT _B(-1) + 0.015;
VIT _B = 10.402 • INT1(-1) +1.061 • INT2(-1) -1.057 • INT3(-1) - 0.438 • VIT _ B(-1) + 0.107.
Економiчна iнтерпретацiя результатiв моделювання здiйснюегься на основi принципу "хай данi пояснюють самi себе", який е основою VAR-моде-лювання. Тому для аналiзу побудованих моделей також необхiдний аналiз iм-пульсних функцiй вiдгукiв i декомпозицп дисперсiй.
Функцiя iмпульсних вiдгукiв (Impulse responses function - IRF) вщоб-ражае очквидну динашку змiни Bcix змiнних усерединi системи у вщповщь на змiну в одне середньоквадратичне вщхилення одше1 з них. Таким чином, вона вимiрюе ефект на значення ендогенних змшних системи в поточний i майбутш перiоди часу, викликаний змiною одного з процешв у поточний пе-рiод часу на одне середньоквадратичне вщхилення в поточний перiод часу.
Графжи функцп iмпульсних вiдгукiв для дослщжуваних компонентiв ПЖНР та бюджетних видаткiв представлено на рис. 1. Ан^з функцп для фь зичного потенщалу населення доводить, що шоковi змiни в цiй компонентi можуть спричиняти негативнi наслiдки в динашщ поведiнки iнших компонент. З дослщження динамiки тривалiшого перiоду видно, що флуктуаци зменшуються i наближаються до нуля, оскiльки коливання мають здатнiсть зменшуватися, що пiдтверджуе в короткостроковому перiодi стабiльнiсть розвитку системи i досягненню нею певного сталого стану.
Рис. 1. Функци мпульсних вiдгукiв динамши змши ПЖНР та видаткш бюджету
Аналiз декомпозицп дисперсш характеризуе вiдносну важливiсть чин-ниюв впливу на динамiку змiни (дисперсто) конкретного процесу системи. Графiки декомпозицп дисперсш за компонентами ПЖНР та бюджетними ви-датками представлено на рис. 2. Декомпозищя дисперсiй дае змогу оцiнити пропорцп дисперсп, обумовлет змiнами поведiнки дослiджуваних процесiв, i вiдповiдно оцiнити ступiнь 1х взаемовпливу. З аналiзу рис. 1, 2 можна зроби-ти такi висновки: змши стану фiзичного потенцiалу населення практично по-яснюють його поведшкою в попереднi перiоди часу (понад 97 %) i лише на
2 % обумовлюеться здiбностями та знаннями, вплив якого незначно поси-люеться в часц змiни динамжи освггнього потенцiалу населення, починаючи
3 третього перюду бiльшою мiрою залежать вiд стану його фiзичного потенщалу (60-67 %), а в попередш перiоди часу (до 70 %); змiни в динамiцi
майнового потенщалу населення бшьш нiж на 50 % пояснюють його фiзич-ним життезабезпеченням, приблизно на 25 % здiбностями та знаннями i влас-ним станом лише на 1 %; динамiка бюджетних видаткiв бшьшою мiрою зале-жить вiд стану фiзичного потенцiалу населення (62-80 %), рiвня потенцiалу здiбностей та знань (6-16 %), доходiв населення (5-14 %) i стану бюджетного фшансування (6-2 %).
Рис. 2. Графки декомпозици дисперсш динамки компонент ПЖНР та видаткш
бюджету
Отже, проведений аналiз в умовах статистично! мшливосп не дав змо-ги виявити значно! ролi бюджетних видаткiв для тенденцш розвитку потенщ-алiв життезабезпечення населення у короткостроковому перiодi. Тому подальше дослщження продовжено побудовою моделi коригування похибки (ЕСМ) з коштеграцшним рiвнянням (рiвняння довгостроково! залежносп). Алгоритм побудови ЕСМ-моделi включае таю етапи:
1. Перевiрка динамiчних рядiв початкових показникiв на стащонар-шсть на основi критерiю Дiккi-Фуллера. Цей етап реалiзовано для побудови VAR-моделi (див. п. 1); виявлено не стацюнарнють рядiв динамiки.
2. Визначення порядку штеграцп фiнансових часових р_вдв. Цей етап реалiзовано для побудови VAR-моделi (див. п. 1); виявлено, що порядок ш-теграцi! у вшх рядiв дорiвнюе 2 (однаковий). Це означае, що ряди можна пе-ревiряти на коiнтеграцiю.
Для перевiрки похибок на стацiонарностi використовують тест Д^ш-Фуллера. При цьому перевiряють кожну пару змiнних: бюджетш видатки та фь зичний потенщал, потенцiал здiбностей та знань i майновий потенцiал. Внасль
док 6уло виявлено, що похибки для третього витадку стaцiонapнi для гiпотез i3 piзною iмовipнiстю, тобто можнa прийняти гiпотезy про коiнтегpaцiю.
3. nepeBipra динaмiчних pядiв коiнтегpaцiï 3a методолопею №xa^e-Ha тa Iнглa-Гpeнджepa.
Коiнтeгpaцiя - це стaтистичний виpaз концепцп довгострокового взaeмозв'язкy мiж нeстaцiонapними змшними [2, б]. Нeобхiдною умовою ко-iнтeгpaцiï чaсових pядiв е одтаковий порядок ïx iнтeгpaцiï.
Внaслiдок проведеного aHani3y всгановлено, що основнi взaeмовпливи мiж покaзникaми мaйнового потeнцiaлy тa бюджетними видaткaми проявля-ються при лaгax зaпiзнювaння 1 тa 2 роки.
4. Вибip порядку тa оцiнкa aдeквaтностi ЕСМ-моделей.
Зaгaльний вигляд ЕСМ-модeлi для двох змiнниx можта пpeдстaвити y тaкомy виглядi:
k k AYlt = alQ + Z an(i)AYl,t-i + Z al2(i)AY2,t-i - ^lûl,t-l + slt =
i=1 i=Q
k k A Y2t = a 2Q + Z a21 (i)AYl,t_i +Z a22(i)AY2,t.i - A. 2"û 2,t-1 + £ 2t,
(б)
i= Q i=1
де: û1t-1 = Y1t-1 - yq - y1Y2t-1 - piвняння довгостpоковоï piвновaги (^iffreipa-
! I
цшне piвняння), ноpмовaнe 3a першою змшною; û2t-1 = Y2,t-1 -yQ -y1 Y11-1 - piв-няння довгостpоковоï piвновaги (коiнтeгpaцiйнe piвняння), ноpмовaнe 3a другою змшною; û1-1, û21-1 - вдаилення вiд довгостpоковоï piвновaги.
Довгостpоковa piвновaгa досягаеться, якщо Y11-1 = yQ +y1Y2t-1. Витад-ковi величини e1t тa g2í e бшим шумом, при цьому вони можуть коpeлювaти мiж собою.
Для динaмiчно стaбiльноï модeлi нeобxiдно викотання тaкиx умов: Q <Х1 <1, Q <Х2 <1. Коeфiцieнти Х2 вiдобpaжaють швидкiсть пристосу-вaння.
Рiвняння коiнтeгpaцiйного взaeмозв'язкy мae тaкий вигляд: D (I3) = - 2^2 * (I3 (-1) - Q.Q59 * VIT _ B (-1) - Q.Q26 * (@ TREND (l)) + Q.Q42) + Q.716*D (I3(-l))- Q.Q386 *D (VIT_B (-1))- Q.Q14 + Q.Q11* (@ TREND (l)); D (VIT _ B) = - 5.815 * (I3 (-1) - Q.Q59 * VIT _ B (-l) - Q.Q26 * (@ TREND (l)) + Q.Q42) -Q.757 *D (I3 (-1)) - Q.821*D (VIT _ B (-1)) + Q.387 + Q.179* (@ TREND (l)).
5. 1мпульсний aнaлiз тa aнaлiз дeкомпозицiй дисперсш нa основi ЕСМ-модeлi, що ощнета.
Фyнкцiю iмпyльсниx вiдгyкiв пpeдстaвлeно та рис. 3.
Гpaфiки дeкомпозицiï дисперсш 3a мaйновим потeнцiaлом i бюджетними видaткaми пpeдстaвлeно нa рис. 4. Почитаючи з другого перюду, мaйновий потeнцiaл бiльш нiж та 6Q % обумовлений бюджетними видaткa-ми. Тpaeктоpiя pyxy дослiджyвaниx погазниюв виходить i3 piвновaжного era-ну, що свiдчить про нeстaбiльнiсть системи.
На основi анатзу функцiй iмпульсних вiдгукiв для комбшацп досль джуваних показникiв можна зробити таю висновки: значш змши в бюджетних видатках ведуть до негативних наслщюв у динамiцi поведшки майнового по-тенщалу; дослiдження динамжи бiльш тривалого перюду показуе, що флукту-ацп (коливання) майже не зменшуються, але так i не наближуються до нуля, що тдтверджуе нестабiльнiсть в динамцi iндикаторiв та може бути причиною зниження рiвня майнового потенцiалу населення Харкiвського регюну.
Рис. 3. Функци шпульсних вiдгукiв динамжи майнового потенцшлу населення
та видчтк'и; бюджету
Рис. 4. Графжи декомпозици дисперсш динамжи майнового потенщалу та бюджетних видаткк
Висновки. Внаслщок проведеного дослщження автор зробив висно-вок, що запропонований комплекс моделей нелшшно! динамжи розвитку ПЖНР тд впливом бюджетного фшансування е ефективним iнструментом комплексного дослiдження тенденцiй розвитку регюну, осюльки дае змогу виявити i спрогнозувати нелiнiйнi циклiчнi процеси загалом i за окремими локальними сферами, визначити характерш для них тенденцп i взаемозв'язки поведiнки траекторш системи, що е основою для формування комплексу обгрунтованих програм розвитку регюну для рiзних тимчасових горизонпв.
Отже, бюджетнi видатки позитивно впливають на життезабезпечення населення, але важливим е не тшьки 1х обсяг, але й оптимальна структура, яка визначае напрями використання бюджетних ресуршв, що й визначае пер-спективи подальших дослщжень автора.
Л1тература
1. Елисеева И.И. Эконометрика : учебник / И.И. Елисеева, С.В. Курышева и др. / под ред. И.И. Елисеевой. - М. : Вид-во "Финансы и статистика", 2005. - 576 с.
2. Лук'яненко, 1.Г. Сучасш економетричш методи у фшансах : навч. поабн. / 1.Г. Лук'яненко, Ю.О. Городшченко. - К. : Вид-во "Лггера" ЛТД, 2002. - 352 с.
3. Президент окреслив чотири стратепчних напрямки сощальних реформ вiд 12.03.2012 р. [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.infocom.km.ua/~izrda/ prezyd.html. - Назва з титул. екрана.
4. Радюнов Ю.Д. Проблема ефективност використання бюджетних коштiв / Ю.Д. Рад> онов // Фшанси Украши : журнал. - 2011. - № 5. - С. 47-55.
5. Фшанси Украши: шституцшш перетворення та напрями розвитку : монографiя / за ред. 1.Я. Чугунова. - К. : Вид-во ДННУ АФУ, 2009. - 848 с.
6. Черняк О.1. Динамiчна економетрика : навч. посiбн. / О.1. Черняк, А.В. Ставицький. -К. : Вид-во КВ1Ц, 2000. - 120 с.
7. Эконометрика : учебник / под ред. И.И. Елисеевой. - М. : Изд-во "Проспект", 2009. -
288 с.
8.Granger C.W. Some Resent Developments in a Concept of Causality / C.W. Granger // Journal of Econometrics, 1988. - № 39. - Pp. 236-232.
Кузьминчук Н.В. Модель динамики развития жизнеобеспечения населения региона из обзора бюджетного финансирования
Предложены модели динамики к исследованию развития потенциала жизнеобеспечения населения региона в зависимости от объема бюджетных расходов, которые учитывают наличие кратко- и долгосрочного равновесного взаимодействия и причинно-следственных взаимосвязей между исследуемыми компонентами развития региона исходя из бюджетного финансирования, что позволяет выявлять и прогнозировать циклические процессы в целом и по отдельным локальным сферам, определять характерные для них тенденции и взаимосвязи поведения направления развития региона.
Ключевые слова: модель, развитие, бюджетное финансирование, потенциал жизнеобеспечения населения региона.
Kuz'minchuk N.V. Model the dynamics of the livelihoods of the region from the view of budget financing
The models of dynamics are offered to research of development of potential of lifesupport of population of region depending on the volume of budgetary charges which take into account the presence of short-term and long-term balanced co-operation and cause-effect intercommunications between investigated components of development of region coming from the budgetary financing, that allows to expose and forecast cyclic processes on the whole and on separate local spheres, to determine characteristic for them tendencies and intercommunications of conduct of direction of development of region.
Keywords: model, development, budgetary financing, potential of life-support of population of region.
УДК 623.4.017 Ст. наук. cniepo6. Г.1. Андршченко -AKudeMiR сухопутних
вшськ iM. гетьмана Петра Сагайдачного
УДОСКОНАЛЕННЯ ЧАСТКОВО1 МЕТОДИКИ ВИЗНАЧЕННЯ СВОЕЧАСНОСТ1 МАНЕВРУ
Запропоновано удосконалену часткову методику визначення своечасност маневру, яка дае змогу визначити ймовiрнiсть здшснення своечасного маневру iз вра-хуванням очжуваного часу маневру шдроздтв шд час протиди ДРС противника, на вщмшу вщ юнуючих, враховуе ухил перевищень мюцевост^ дорожш умови (наяв-шсть шляхiв iз Грунтовим покриттям, ширина про1жджо1 частини), очжуваний обсяг завдань iз подолання перешкод, визначення якого здшснюеться на шдГрунп використання показника вщносних трудовитрат на руйнування та вщновлення дорожшх об'ек™ на шляхах маневру у визначенш смузi (райош).
Ключовг слова: маневр, дорожш умови, наявшсть шляхiв, ширина про1жджо1 частини, руйнування та вщновлення дорожшх об'ек™.
