CC BY
25
УДК 336.71(777) Acnip. А.А. Шлебат1 -
ПВНЗ "Свропейськийушверситет", м. Кшв
МОДЕЛЬ ДЛЯ ПРОГНОЗУВАННЯ 1НДИКАТОР1В ФОРМУВАННЯ ТА ЕФЕКТИВНОГО УПРАВЛ1ННЯ ПРОЦЕСОМ ВИКОРИСТАННЯ КАП1ТАЛУ СЫЬСЬКОГОСПОДАРСЬКИХ ПЩПРИ6МСТВ
Розглянуто вплив окремих 1ндикатор1в (шструменпв та важелш) на формування i використання капиталу пiдприeмств сiльського господарства. Запропоновано модель для прогнозування шдикатор1в з метою управлшня формуванням та ефективним вико-ристанням капiталу. Для виявлення чиннигав, що мають iстотний вплив на фшансовий мехашзм формування та використання кашталу сiльського господарства, а саме обсяг финансового капiталу, запропоновано згрупувати основнi iндикатори впливу, що характеризуют механiзм, на двi групи: фiнансовi шструменти (внутрiшнi та зовншш джере-ла формування) та шдикатори, що характеризуюсь ефективнiсть використання кашталу у сшьському господарствi. На пiдставi кореляцiйно-регресiйного аналiзу побудовано лiнiйнi парш регресiйнi рiвняння залежност обсягу сукупного кашталу, що обслуговуе дiяльнiсть шдприемств сiльського господарства вiд перерахованих вище iндикаторiв впливу. Доведено, що серед рiзних форм державно! фшансово! пщтримки iстотним фактором впливу для обраних результативних ознак е пiльги, отримаш у виглядi спещ-альних режим1в та механiзмiв оподаткування сшьського господарства.
Ключовi слова: формування кашталу, використання кашталу, ефективне управлшня використанням кашталу, сшьськогосподарсью шдприемства, iндикатори ефек-тивностi використання капiталу.
Постановка проблеми. Задача забезпечення фiнансовоí достатностi роз-витку сiльського господарства полягае у визначенш впливу окремих шдикато-piB (iнструментiв та важелш) формування кашталу галузi на обсяг сукупного кашталу, що обслуговуе дiяльнiсть пiдприемств сшьського господарства, тодi як ефективнiсть використання визначаеться ршнем рентабельностi сукупного кашталу сшьського господарства. Тому створення моделi для прогнозування ш-дикаторiв формування та ефективносп використання капiталу матиме важливе значення для прийняття ефективних управлiнських рiшень.
Аналiз останнгх дослщжень i публiкацiй. Серед розмайтя запропонова-них визначень найбшьш характерним е використання науковцями системного пiдходу до його трактування (Н.С. Прокопенко, М.1. Виклюк, Н.П. Бакеренко [1]; О М. Ковалюк [2]; НО. Власова, О.А. Круглова, Л.1. Безгiнова [3]; О.1. Бо-бирь [4]; Ф.В. Зинов'ев [5]; I.A. Ломачинська [6]; П.А. Стецюк [7]). Суть обгрун-тування фiнансового механiзму через системний шдавд полягае в дослiдженнi механiзму як цшсно1 множини елементш та шдсистем у сукупностi вiдношень i зв'язшв мiж ними. Цей пiдхiд набув найбшьшого поширення, адже найбiльш вдало розкривае структуру будь-якого механiзму та взаемозв'язки у шй.
Отже, фшансовий мехашзм формування i функцiонування кашталу сшьського господарства Украши - це жегральний елемент загального фшан-сового мехашзму функщонування сiльського господарства. Це "мехашзм в ме-ханiзмi", який можна розглядати як комплексну систему, котра виникае пiд впливом динамiчних процесш, що складаються на шдприемств^ чи загалом у галузi шд впливом зовнiшнього середовища. Вiн е невщ'емною складовою за-
1 Наук. кергвник: проф. Н.С. Прокопенко, д-р екон. наук
гально! системи управлшня капiталом у сшьському господарствi Украши, а вплив на дослщжуваний механiзм здiйснюeться через систему фшансових методов та iнструментiв.
Мета роботи - визначити шдикатори формування та ефективного уп-равлiння використанням капiталу сшьськогосподарських шдприемств, та побу-дувати моделi прогнозування цих показнитв для прийняття ефективних управ-лшських рiшень.
Викладення основного матерiалу. Створення моделi об'ективно необ-хiдне для забезпечення на його основi достатнього обсягу кашталу та шдви-щення ефективностi його використання вiдповiдно до обрано! сукупностi по-казникiв. У загальному видi побудова моделi охоплюе такi етапи:
• обирають параметри для визначення залежностi обсягу катталу та рентабель-ностi капiталу вщ низки чинникiв та подають характеристику отриманих резуль-татiв за допомогою парно!' лiнiйноí регресп. Такими параметрами нам слугували дат, що характеризують окремi важел^ джерела та шструменти, що засвiдчують результати формування катталу та ефективтсть його функцюнування;
• визначають мультиколiнеарнiсть обраних показникiв-параметрiв, тобто рiвень залежнiсть мiж чинниками з метою вилучення iз моделi високо-кореляцшних даних. Це сприятиме побудовi об'ективно! множинно'! регресшно'! моделi. Для цього потрiбно включити в не! ви фактори, якi мають значний ютотний статис-тичний вплив на результативний показник, а з шшого боку, потрiбно, щоб була виконана умова лшшно'! незалежностi мiж незалежними факторами. Хоча шко-ли введения висококорельованих факторiв може призвести до побудови значимо! модет, що водночас i мае бути критерiем побудови моделi [8, с. 214-215].
З метою виявлення чинникш, що мають ктотний вплив на фiнансовий мехашзм формування та функцiонування капiталу сшьського господарства, а саме обсяг фшансового капiталу, пропонуемо згрупувати основнi шдикатори впливу, що характеризують мехашзм, на дв групи:
1) фiнансовi шструменти: внутршш та зовнiшнi джерела формування (обсяги державно! фшансово! пiдтримки, обсяги податкових пшьг, обсяги кредитiв, зокрема: пшьгових, обсяги капiтальних та шоземних iнвестицiй) та важелiв впливу (чистий прибуток/збиток, дохiд вiд реалiзацГí сшьськогосподарсько! продукцГ!, загальнi вiдсотковi ставки за кредитами, пшьгова ставка креди-тування, рiвень зносу основних засобiв, шдекс цiн реалГзацГ! продукцГ! с1льського господарства сшьськогосподарськими шдприeмствами);
2) iндикатори, що характеризують ефектившсть функцiонування капiталу у стьському господарствi: рентабельнiсть сукупного кашталу, рентабель-нiсть власного капiталу, рiвень рентабельностi виробництва сшьськогоспо-дарсько! продукцГ!, оборотшсть сукупного капiталу, оборотнiсть власного кашталу, коефщент заборгованостi, коефiцieнт загально! лiквiдностi, ко-ефiцieнт швидко! лшшдноста, коефiцieнт фiнансового ризику, коефiцieнт концентрацГ! позичкового капiталу, величина робочого капталу у розра-хунку на одну гривню продукцГ!, коефiцieнт забезпечення власними обо-ротними коштами, частка самофшансування в цiнi продукцГ!, коефiцieнт накопичення, частка валового самофшансування у валових швестищях в основний капiтал, коефiцieнт фшансово! автономГ!, коефiцieнт рiвня спря-мування внутрiшнiх джерел формування кашталу, коефiцieнт самофшансо-ваного доходу у доданш вартостi, коефiцieнт самофiнансованого доходу на одного пращвника.
На шдставД кореляцiйно-регресiйного аналiзу побудовано лiнiйнi парнД регресiйнi рiвняння зaлежностi обсягу сукупного кашталу, що обслуговуе дД-яльнДсть шдприемств сДльського господарства (у) вДд вище перелДчених Дндика-торДв впливу (хп):
y = a0 + ax (1)
де: y - результативна ознака; х - фактор впливу на результативну ознаку.
ЕкономДчний змДст моделД такий - кожен мДльйон гривень, витрачений на модершзащю, шдвищуе коефщент збираностД податкДв на 0,105 %. Отри-маннД регресшш моделД перевДрено на статистичну вДропдшсть з ймовДрнДстю р=0,95 (рДвень значущостД а=0,05) тар=0,99 (рДвень значущостД а=0,01) на шд-ставД F-критерда ФДшера, перевДрка зв'язку за критерДем Ст'юдента на статистичну вибДрку (t-розподал Дз ступенем свободи п-2) та стушнь зв'язку кожного фактора з результативною ознакою та критерДем ДарбДна-Уотсона для з'ясуван-ня наявностД чи вДдсутностД явища автокореляцп залишкДв.
Розрахункове значення F-критерДю ФДшера (Fp03p) порДвнюеться Дз таб-личним значениям Fmag„ за вДдповДдного рДвня значущостД а = 1-p (а=0,05 та а=0,01) Д ступешв вДльностД k1=m=1 (m - кшьккть факторДв, зокрема у випадку парно! регреси m = 1) Д k2 = n - m-1= 10-1-1 =8. Якщо Fp03p>Fma6„, то з обраною надшнктю р можна стверджувати, що розглянута математична модель адекватна експериментальним даним (Fmaбл=5,32 при^=0,95; Fma6ll=11,36 прир=0,99), а коефщент детермшацп статистично значимий Д включеш у регресДю фактори достатньо пояснюють стохастичну залежнДсть показника, а вДдтак, побудована модель придатна для аналДзу та прогнозування. Якщо Fp03p<Fma6l, то з надшнк-тю р можна вважати, що розглянута математична модель е неадекватною до ви-хДдних даних.
Табличне значення знаходимо за величиною ймовДрностД р (р=0,95; р=0,99) Д числом ступешв вДльностД k = n -m-1 та перевДряемо умову tp03f>tmag„, якщо вона виконуеться, то робимо висновок, що з ймовДрнДстю цей фактор Xi впливае на показник у Д вибрану модель залишаемо без змДни, у протилежному випадку - Xi неДстотно впливае на показник у Д його можна вилучити з розгляду. Статистичну значимДсть та адекватнДсть моделД експериментальним даним де-монструе t-критерш, табличне значення якого за числом ступешв вДльностД (8; 1) Д з ймовДршстю 0,01 становить tma6„ (8;0,99) =3,355 та з ймовДрнДстю 0,05 tma6„ (8;0,95)=2,306.
На основД критерДю ДарбДна-Уотсона визначають наявнДсть чи вДдсут-нДсть явища автокореляцп залишкДв. Це е дуже важливим при побудовД регре-сДйних моделей за методом найменших квадратДв. За вДдповДдного ступеня зна-чимостД розрахункове значення критерда для p=0,99DWi(10; 1; 0,01)=0,81, DW2 (10;1;0,01) = 1,07; дляр=0,95 - DWX (10;1;0,05) =1,08, DW2 (10;1;0,05) = 1,36.
ОцДнку параметрДв регресп знаходимо, використовуючи електроннД таблиц Excel вбудовану статистичну функцДю ЛИНЕЙН. Це дае змогу отримати оцДнки параметрДв регресп у табличному виглядД. Для дослДдження обрано 10 рокДв у дДапазош 2003-2012 рр., оскДльки данД цього перДоду характерш для усього обраного масиву. Результати аналДзу залежностД результативно! ознаки (обсягу капДталу, що обслуговуе сДльське господарство та рентабельностД капД-
талу) вщ низки факторш-шдикаторш дало змогу структурувати спiльнi фактори впливу у чотири групи:
1) шдикатори, що мають дуже високий ступiнь впливу у вих випадках (за умови, що Я2>0,75 мiж факторною ознакою i результативними показника-ми) - розмiр державноУ фшансовоУ пiдтримки, спецiальнi режими та меха-нiзми оподаткування, розмiр прибутку, коефiцieнт забезпечення власними оборотними коштами;
2) iндикатори, що мають ктотний вплив у переважнiй бшьшоста випадк1в (за умови, що Я2>0,6 мiж факторною ознакою i результативними показника-ми) - кредити надаш комерцiйними банками сшьському господарству, час-тка птьгових кредитiв у загальнiй сумi наданих кредиив у галузь, обсяг внутршшх джерел формування капiталу, дохiд ввд реалiзацн сшьськогос-подарськоУ продукцп, валовi швестицп, рiвень збитковостi с1льського гос-подарства, коефiцieнт загально! лiквiдностi, коефщент швидко! лшшднос-тi, величина робочого кашталу у розрахунку на одну гривню продукцп;
3) iндикатори, що мають помiрний вплив у переважнш бiльшостi випадк1в (за умови, що Я2>0,5 мiж факторною ознакою i результативними показника-ми) - шоземш швестицп, амортизацiя, обсяг зовнiшнiх джерел формування кашталу, валовi швестицп, поточш зобов'язання, довгостроковi зобов'язан-ня, рiвень рентабельностi виробництва;
4) iндикатори, що не мають ктотного впливу (за умови, що Я2<0,5 мiж факторною ознакою i результативними показниками) або ж запропонованi мо-делi е неадекватними вiдносно експериментальних даних, що засвщчуе не-достовiрнiсть моделi та прогнозу даних - обсяг птьгового кредитування, вiдсоткова ставки за кредитами, пшьгова ставка кредитування, рiвень зносу основних засобiв, iндекс цш реалiзацil продукцп сiльського господарства стьськогосподарськими пiдприeмствами, оборотнiсть сукупного капiталу, оборотшсть власного капiталу, коефiцieнти заборгованостi, фшансового ризику, концентрацй позичкового капiталу, частка самофшансування в цiнi продукцп, коефщент накопичення, фшансовоУ автономil та ш.
Для переважно!' бiльшостi отриманих лшшних парних регресшних моделей у разi вивчення впливу факторних ознак на обсяг кашталу та рiвень рента-бельностi сiльського господарства перша i друга групи iндикаторiв мають найбшьш iстотний вплив, оскiльки коефщент кореляцл Я максимально набли-жаеться до 1. До того ж моделi е адекватнi до вихвдних даних з ймовiрнiстю р=0,95 та перевiренi на статистичну вiрогiднiсть коефщентш рiвнянь.
У всiх випадках факторш ознаки мають прямий влив на обсяг кашталу та ршень рентабельное капiталу сiльського господарства, за винятком рiвня збит-ковостi та частки шльгових кредитiв у загальнiй сумi наданих кредитив у сшьсь-ке господарство. За результатами аналiзу можна стверджувати, що з збшьшен-ням на 1 в. п. частки збиткових сшьськогосподарських пiдприемств у загальнш !'х кiлькостi буде знижуватись рептабельшсть капiталу сшьського господарства на 0,5639 % та обсяг кашталу, що його обслуговуе - на 11,297 млрд грн.
Адекватною до поведши вихщних даних (обсяг кашталу сшьського господарства) виявилась модель ршняння лiнiйноí регресií для частки шльгових кредипв у загальнiй сумi наданих кредипв у галузь. Вiд'емне значения коефь цiент а у лшшнш моделi свiдчить, що зi збшьшенням на 1 в. п. частки шльгових
кредитiв у загальному обсязi кредитiв у галузь обсяг капiталу буде зменшува-тись на 2,62 млрд грн. З практичного погляду, це можна пояснити не завжди ви-гiдними умовами для кредитора надавати такого роду кредиту, а вщтак i попов-нення капiталу через шльговий мехашзм кредитування скорочуватиме зовнiшнi джерела його наповнення.
Отриманi результати кореляцшно-регресшного аналiзу серед чинникiв впливу виявили високу залежнiсть результативних показнитв вiд сукупного обсягу державно! фшансово! пiдтримки, шльг отриманих у виглядi спецiальних режимiв та мехашзмш оподаткування сiльського господарства, розмiру прибут-ку, доходу вщ реалiзацií с1льськогосподарсько! продукцц, рентабельностi ви-робництва, наданих кредитив, валових iнвестицiй та коефiцiента забезпечення власними обiговими коштами.
Лiнiйнi регресшш моделi показали, що прирiст на один мшьярд гривень державно'' фшансово! пiдтримки сшьського господарства здатне призвести до збiльшення обсягiв капiталу сшьського господарства на 14,314 млрд грн, а рентабельной сукупного кашталу - аж на 1,24 %. Вiрогiднiсть зазначених виснов-кiв демонструе оцiнка зазначених моделей на адекватнкть до вихвдних даних, де вдаовдао Л2=0,75 та за рiвня значущосп а=0,05 та ^-критерда Фiшера 23,4.
Серед рiзних форм державно'' фшансово! пiдтримки виявлено, що ктот-ним, загалом для обраних результативних ознак е шльги, отриманi у вигляда спецiальних режимов та механiзмiв оподаткування сшьського господарства, що за умови !'х збiльшення на один мшьярд гривень призводить до зростання каш-талу на 15,12 млрд грн, а рентабельной капiталу - на 1,18 %. Теж саме сто-суеться й iнших перелiчених вище факторiв впливу.
Висновки та пропозицп подальших дослщжень. Така форма державно'' фшансово! пiдтримки як прямi бюджетнi асигнування, згiдно з результатами кореляцшно-регресшного анашу, не впливае на обсяг капiталу, залученого у сшьське господарства та його рентабельшсть. Це насамперед пов'язано iз несистематичною реалiзацiею заходав щодо державних програм розвитку сшьсь-кого господарства в УкраЫ, !'х неналежного виконання та фiнансування. Окрiм цього, вщсутнш вплив й iнших важливих фшансових важел^в та iнструментiв на дослщжуваш результативш показники. Серед них вважаемо негативним яви-щем вiдсутнiсть впливу обсяпв пшьгового кредитування, вiдсотковоí ставки за кредитами, величини пiльговоí ставки кредитування, шдекс щн реалiзацií про-дукцií сiльського господарства сшьськогосподарськими шдприемствами.
Очевидним е те, що дослщжуваний механiзм та показники, котрi характеризуют ефективнiсть його формування (обсяг сукупного кашталу, що залу-чений у даяльнкть пiдприемств сiльського господарства) та ефективнкть його функпiонування (рентабельшсть кашталу шдприемств сшьського господарства) формуються всупереч державно! фшансовох та агрополиики держави.
Лiтература
1. Прокопенко Н.С. Фшшсово-екожмчний механiзм управления дiяльнiстю готельних тдприемств : моиографiя / Н.С. Прокопенко, М.1. Виклюк, Н.П. Бакеренко. - Львш : Вид-во "Ль га-прес", 2013. - 194 с.
2. Ковалюк О.М. Фшансовий механiзм органiзацií економжи Украши (проблеми теори i практики) : монографш / О.М. Ковалюк. - Львш : Вид. центр ЛНУ ш. 1вана Франка, 2002. -396 с.
3. Власова Н.О. Фшанси пщириемств : навч. noci6. / Н.О. Власова, О.А. Круглова, Л.1. Без-ггнова. - К. : Центр навч. лгг-ри, 2007. - 272 с.
4. Бобирь О.1. Фiнансово-економiчний механiзм управлшня дiяльнiстю падприемств / О.1. Бобирь, М.В. Матвieць. [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.rusnau-ka.com/24_SVMN_2008/Economics/27133. doc.htm.
5. Зиновьев Ф.В. Формирование эффективных механизмов хозяйствования в агропромышленном комплексе Крыма : монография / Ф.В. Зиновьев. - Симферополь : Изд-во "Таврия", 2001. - 260 с.
6. Ломачинська 1.А. Теоретпко-методолопчш основи мехашзму збалансування фшанив шдприемств / 1.А. Ломачинська // Вюник Одеського нацiонального унiверситету : зб. наук. праць. - Сер.: Економжа. - Одеса : Вид-во ОНУ. - 2009. - Т. 14, вип. 15. - С. 71-83.
7. Стецюк П. А. Планування пiдприEмницькоl дiяльностi / П. А. Стецюк // Кредитне забезпе-чення сшьськогосподарських товаровиробникв / Мiнiстерство аграрно! поллнки Украши; ННЦ "1н-т аграрно! економши"; Проект GC ТАС1С "Надання пвдтримки малим i середнiм пщириемствам на селГ; за ред. М.Я. Дем'яненка. - К. : Вид-во "Знання-Прес". - 2005. - Ч. 1. - С. 104-131.
8. Шитко О.П. Фшансова система: пiдходи до визначення та кшьюсно! оценки / О.П. Шит-ко // Актуальш проблеми економгки : наук. економ. журнал. - 2006. - № 4 (58). - С. 66-73.
Шлебат А.А. Модель для прогнозирования индикаторов формирования и эффективного управления процессом использования капитала сельскохозяйственных предприятий
Рассмотрено влияние отдельных индикаторов (инструментов и рычагов) на формирование и использование капитала предприятий сельского хозяйства. Предложена модель для прогнозирования индикаторов с целью управления формированием и эффективным использованием капитала. Для выявления факторов, имеющих существенное влияние на финансовый механизм формирования и использования капитала сельского хозяйства, а именно объем финансового капитала, предложено сгруппировать основные индикаторы воздействия, характеризующие механизм, на две группы: финансовые инструменты (внутренние и внешние источники формирования) и индикаторы, характеризующие эффективность использования капитала в сельском хозяйстве. На основании корреляционно-регрессионного анализа построены линейные парные регрессионные уравнения зависимости объема совокупного капитала, обслуживающее деятельность предприятий сельского хозяйства от вышеперечисленных индикаторов воздействия. Доказано, что среди различных форм государственной финансовой поддержки существенными для избранных результативных признаков, являются льготы, полученные в виде специальных режимов и механизмов налогообложения сельского хозяйства.
Ключевые слова: формирование капитала, использование капитала, эффективное управление использованием капитала, сельскохозяйственные предприятия, индикаторы эффективности использования капитала.
ShlebatAA. The Model for Forecasting Indicators Formation and the Efficient Use of Capital Management of Agricultural Enterprises
The impact of individual indicators (tools and instruments) on the formation and use of capital agricultural enterprises is considered. A model for forecasting indicators to manage the formation and efficient use of capital is proposed. To identify factors that have a material effect on the financial mechanism of the formation and use of capital agriculture, namely the amount of financial capital is proposed to group influence key indicators that characterize the mechanism into two groups: financial instruments (internal and external sources formation) and indicators that characterize the efficiency of capital in agriculture. Based on correlation and regression analysis even linear regression equations were built depending on the total amount of capital that serves the agricultural enterprises of impact indicators listed above. It is proved that among the various forms of public financial support revealed that significant, generally effective for selected features, benefits are obtained in the form of special tax regimes and mechanisms for agriculture.
Keywords: capital formation, capital utilization, efficient management of capital, agricultural enterprises, capital efficiency indicators.
