CC BY
13
Список використаних джерел
1. Давидович I.e. Контролен Навч. постник. - К.: Центр учбовоТ лг тератури, 2008. - 552 с.
2. Дедов О.А. Методология контроллинга и практика управления крупным промышленным предприятием: Учеб. пособие / О.А. Дедов. - М.: Апьпина Бизнес Букс, 2008. - 248 с.
3. 3ор1на О.А. Мюце контролЫгу в систем! управляя пщприем-ством / О.А. 3ор1на // Науковий вюник Нацюнального унверсите-ту ДПС УкраТни (економ1ка, право). - 2010. - №2(49). - С. 59-66.
4. 1вата В.В. Контролн у систем! управляя пщприемством / В.В. 1вата // Проблеми системного подходу в економщ [Електрон. ресурс] // Режим доступу http://www.nbuv.gov.ua/e-journals/ PSPE/2009_3/Ivata_309.htm
5. Ковалевська A.B. Оц1нка ф^ансового потенцилу пщприемства / A.B. Ковалевська // 36. наукових праць. «ФЫансово-кредитна диль-н1сть: проблеми теори та практики». - 2006. - Вип. 1 (1). - С. 76-82.
6. Земитан Г. Методы прогнозирования финансового состояния организации / Г. Земитан // Финансы и кредит. - 2007. - №3. - С. 13-16.
7. Крамаренко Г.О., Чорна О.е. ФЫансовий анализ. Пщручник. - К.: Центр учбовоТ лтератури, 2008. - 392 с.
8. Митрофанов Г.В. ФЫансовий аналя / Г.В. Митрофанов, Г.О. Кравченко, Н.С. Барабаш та ¡н.; за ред. Г.В. Митрофанова. - К.: КиТв. нац. торг.-екон. ун-т, 2002. - 301 с.
9. Ситник Г.В. Методичн пщходи до о^нки ф¡нансового потенц¡алу п¡дприeмства / Г.В. Ситник, Н.Г. Хмельовська // [Електрон. документ] - Режим доступу: http://www.sworld.com.ua/konfer21/953.htm
УДК 311.218; 338.439.02
О.В. П1СКУН0ВА,
д.е.н., професор кафедри економко-математичного моделювання, Кивський нацональний економ 'нний унверситет ¡м. Вадима Гетьмана,
0.1. ОСИПОВА,
асистент кафедри економко-математичного моделювання, Кивський нацюнальний економ 'нний ун 'верситет ¡м. Вадима Гетьмана
Репональний аспект статистичного дослщження продовольчо! безпеки Украши
На основi даних Державноiслужби статистики Украни проведено статистичний аналз продовольчоiбезпеки репошв Украни. Р'юень продовольчоiбезпеки оцнювався за зваженою процедурою ¡ндивщуального рейтингування. За допомогою теорИ'кон-вергенцИ'доспджено диферен^ацю репошв Украни за рiвнем продовольчоiбезпеки. На пдТрунИ моделей панельних регресй з фксованими ефектами визначено фактори, що впливають нарiвень продовольчоiбезпекирепошв Украни.
Ключов! слова: статистичний анапз, продовольча безпека, репони Украни, споживання базових продукт'ю харчу-вання, зважена процедура ¡ндивщуального рейтингування, мiжрегiональнi вщмнносл, теоря конвергенцИ', економетрич-не моделювання, моделi панельних даних.
Е.В. ПИСКУНОВА,
д.э.н., профессор кафедры экономико-математического моделирования, Киевский национальный экономический университет им. Вадима Гетьмана,
О.И. ОСИПОВА,
ассистент кафедры экономико-математического моделирования, Киевский национальный экономический университет им. Вадима Гетьмана
Региональный аспект статистического исследования продовольственной безопасности Украины
На основе данных Государственной службы статистики Украины проведен статистический анализ продовольственной безопасности регионов Украины. Уровень продовольственной безопасности оценивался с использованием взвешенной процедуры индивидуального рейтингования. С помощью теории конвергенции было проведено исследование дифференциации регионов Украины по уровню продовольственной безопасности. На основе моделей панельных регрессий с фиксированными эффектами определены факторы, влияющие на уровень продовольственной безопасности регионов Украины.
Ключевые слова: статистический анализ, продовольственная безопасность, регионы Украины, потребление базовых продуктов питания, взвешенная процедура индивидуального рейтингования, межрегиональные различия, теория конвергенции, эконометрическое моделирование, модели панельных данных.
O.V. PISKUNOVA,
doctor of sciences [Economic], professor of the department of economic and mathematical modeling,
Kyiv National Economic University named after Vadym Hetman,
O.I. OSYPOVA,
assistant of the department of economic and mathematical modeling, Kyiv National Economic University named after Vadym Hetman
The regional dimension of statistical research of food security of Ukraine
Statistical analysis of the food security of regions of Ukraine was carried out based on the data of the State Statistics Service of Ukraine. The level of food security was estimated using the Individual weighted rating procedure. Using the theory of convergence was investigated differentiation of regions of Ukraine by the level of food security. Factors affecting the level
© OB. П1СКУН0ВА, 0.1. ОСИПОВА, 2015
Формування ринкових вщносин в УкраУнл № 7 (170)/2015 1 15
of food security of the regions of Ukraine have been determined on the basis of models of panel regressions with fixed effects.
Keywords: statistical analysis, food security, the regions of Ukraine, consumption of basic foods, Individual weighted rating procedure, inter-regional differences, convergence theory, econometric modeling, panel data models
Постановка проблеми. Одним з найважливших соцЬ ально-економлчних завдань сьогодення е забезпечення продовольчоУ безпеки регюыв УкраУни. ОсобливоУ гостро-ти проблема набувае в умовах економ1чного спаду в краУни що супроводжуеться посиленням внутршых та зовышых загроз. Виршення проблеми мае спиратися на поглиблен науков1 дослщження, зокрема з використанням економко-математичних i статистичних метод1в.
Лнал13 дослщжень та публкац/й. Теоретичним та прак-тичним питанням продовольчоУ безпеки присвячена цiла низка наукових праць украУнських вчених. Дослщженнями у цiй сфер1 займалися, зокрема, В.Р. Aндрiйчук, Б.М. Данилишин, О.1. Гой-чук, A.C. Лисенький, М.М. Одiнцов, П.Т. Саблук, О.О. Шевченко та к Водночас дослщження продовольчоУ безпеки регiонiв на основi емпiричних даних з використанням статистичних ме-тодiв i методiв математичного моделювання майже вiдсутнi. У робот [1] авторiв статтi на основi статистичних даних Дер-жавноУ служби статистики УкраУни побудовано узагальнений показник продовольчоУ безпеки регюыв УкраУни. Водночас дане дослщження мае бути продовжене. Так, необхщно проана-лiзувати динамку мiжрегiональних вiдмiнностей, оскiльки цей аспект продовольчоУ безпеки потребуе особливоУ уваги: наяв-нiсть диспропорцiй у репональному розвитку i якостi життя на-селення регiонiв, яка суттевим чином залежить вщ обсягiв та структури споживання населенням харчових продукта, може стати серйозною загрозою продовольчм безпец краУни. Kрiм того, для управлЫня продовольчою безпекою на регiональному рiвнi важливо дослiдити фактори, що впливають на рiвень продовольчоУ безпеки регюыв, для чого варто застосовувати ме-тоди економетричного моделювання.
Метою статт'1 е статистичний аналiз продовольчоУ безпеки репоыв УкраУни, зокрема аналiз динамiки мiжрегiональ-них вщмЫностей, а також визначення факторiв, що впливають на рiвень продовольчоУ безпеки репоыв, на пiдrрунтi методiв економетричного моделювання.
Виклад основного матер1алу. Дослщження проводити-мемо на основi даних ДержавноУ служби статистики УкраУни [2-4].
На першому етап дослiдження було здiйснено побудову узагальненого показника рiвня продовольчоУ безпеки регю-нiв УкраУни на основi статистичних даних за 2000-2013 роки [1]. Як показав аналiз iндикаторiв, що пропонуються в Закон УкраУни «Про продовольчу безпеку», для оцЫюван-ня стану продовольчоУ безпеки найбтьш iнформативним та узагальнюючим показником виступае обсяг та структура середньодушового споживання базових продуктiв харчу-вання, в той час як Ы|±л Ыдикатори, як правило, лише опосе-редковано впливають на продовольчу безпеку.
При проведеннi розрахункiв як вихщы показники викорис-товувалися вiдношення середньодушових обсягiв споживання харчових продук^в до Ух рацiональних норм (рацюнальн норми споживання - регламентованi центральним органом виконавчоУ влади з питань охорони здоров'я обсяги споживання основних харчових продукта, що вщповщають сучас-
ним вимогам рацюнального харчування та е необхщними для забезпечення повноцЫного активного i здорового життя [5]). У табл. 1 наведено значення вщношень до рацюнальних норм середньодушових обсяпв споживання базових продук-тiв харчування X за репонами УкраУни у 2013 роцi, а саме: X1 - м'яса та мясопродукта у перерахунку на м'ясо, включа-ючи сало i субпродукти (надалi м'яса); X2 - молока i молочних продуктiв у перерахунку на молоко (надалi молока); X3 - яець; X4 - хлiбних продуктiв - хлiба, макаронних виробiв у перерахунку на борошно, борошна, круп, бобових (надалi - хлiба або хлiбних продуктiв); X5 - картопл^ X6 - овочiв та баштан-них продовольчих культур (надалi овочiв); X7 - плодiв, ягiд та винограду без переробки на вино (надалi фруктiв); X8 - риби i рибопродуктiв (надалi риби); X9 - цукру; X10 - оли. Cлiд за-значити, що набiр базових продуктiв харчування визначаеть-ся дiючими нормативними актами УкраУни [5, 6].
Як бачимо з табл. 1, середньодушовi обсяги споживання таких харчових продукта, як м'ясо, молоко, фрукти та риба, в жод-ному регюы УкраУни не досягають рацюнальних норм (за ви-нятком споживання риби в Ки'Увськм области Найб^ыхл обсяги споживання м'яса та фрукта мають мкце, як правило, в еконо-мiчно розвинених регiонах (максимальнi значення спостерга-ються в КиУвсьюй, Донецькм, Днiпропетровськiй областях). Водночас середньодуок^ обсяги споживання хлiба та картоплi в багатьох украУнських регiонах перевищують рацюнальы норми бiльш нiж на 10%. На вщмЫу вiд споживання м'яса та фрукта в економiчно розвинених промислових репонах спостерiгаються найменол середньодушовi обсяги споживання хлiба i картоплi. Представленi результати узгоджуються зi статистичним аналг зом середньодушових обсяпв споживання харчових продукта в европейських краУнах, виконаним у працi [7], де, зокрема, було отримано, що обсяги споживання м'яса, фрукта i картоплi суттевим чином залежать вщ рiвня економiчного розвитку краУни: чим вищим був цей рiвень, тим, як правило, вищими були обсяги споживання м'яса та фрукта i нижчими - картоплг В той же час споживання в рiзних европейських краУнах таких харчових продукта, як молоко, хлiб, овоч^ риба, значною мiрою залежить вщ нацюнальних традицiй та звичок у харчуваннг
Побудову узагальненого показника рiвня продовольчоУ безпеки регюыв УкраУни було здiйснено за зваженою процедурою Ыдивщуального рейтингування. В основi алгоритму даноУ процедури лежить розрахунок значень yit зваженоУ евклщовоУ вiдстанi вiдносних обсягiв споживання
базових продукта харчування в регюы i у роцi t до еталону , який характеризуе оптимальний рiвены споживання (j = 1,10 - номер базового продукту харчування). У прац [1] авторами було запропоновано модифковану процедуру розрахунку зваженоУ евклщовоУ вщстаы, яка враховуе при визначенн вагових коефiцieнтiв такi моменти: як вщносяться фактичнi обсяги споживання до оптимальних, а саме: перевищують чи не досягають обсяги споживання певного продукту в регюы оптимального рiвня; знаходження оптимальних обсяпв споживання у певному дiапазонi; можливють недосягнення фактичного обсягу споживання в регюы певного продукту до
Таблиця 1. Вщносш обсяги споживання харчових продуклв за регюнами Укра'ши у 2013 рощ
Репон В1дношення середньодушових обсяг1в споживання до рацюнальних норм, %
X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10
АР Крим 72 49 104 110 103 99 61 75 95 98
В1нницька 68 58 108 117 133 109 65 83 108 111
Волинська 66 64 99 124 139 100 53 64 110 107
Дн1пропетровська 75 53 113 101 87 103 73 79 88 102
Донецька 85 55 110 100 94 103 73 79 98 105
Житомирська 63 63 110 116 153 91 53 78 107 104
Закарпатська 63 67 99 120 111 99 60 46 95 101
Запор1зька 68 50 107 103 82 108 58 72 93 96
1вано-Франювська 53 71 92 116 144 77 47 43 96 94
КиУвська 91 61 117 87 93 98 84 101 82 103
К1ровоградська 72 55 109 108 122 106 51 65 104 95
Луганська 64 52 103 109 101 96 52 73 105 104
Льв1вська 62 63 102 106 128 90 55 56 100 110
МиколаУвська 64 60 106 116 89 125 61 86 108 118
Одеська 60 51 101 107 82 103 67 89 98 108
Полтавська 69 63 117 120 116 118 64 69 96 95
Р1вненська 61 61 107 110 125 95 47 62 107 95
Сумська 58 56 103 105 140 99 45 56 94 94
Терноптьська 59 64 101 107 130 96 48 54 83 105
Харк1вська 73 60 102 104 95 105 60 60 93 91
Херсонська 65 53 107 121 113 118 61 79 111 102
Хмельницька 65 66 109 106 142 87 63 54 89 97
Черкаська 70 61 108 122 124 113 61 83 132 114
Черывецька 59 64 102 118 115 105 61 62 91 101
Черн1г1вська 62 63 100 122 137 110 49 73 114 96
мУмальних норм (тобто до критичних обсяпв споживання, не-досягнення яких призводить до зниження ф1зичноУ та розумо-воУ активност людини, може спричинити попршення здоров'я та викликати ал1ментарно-залежн1 захворювання [8]).
Проанал1зуемо отриман за модифкованою процедурою значення уи евклщовоУ вщстаы У вщносних обсяпв споживання харчових продукт1в до еталону. Для зручност роз-глядатимемо натуральн логарифми показника , значення яких позначатимемо через уи: уи = ^(у,.,).
На рис. 1 показано динамку середых , максимальних уЦ"** 1 мУмальних за регюнами значень показника протягом 2000-2013 роюв.
Як бачимо з рисунку, протягом розглядуваного перюду середы, мУмальы та максимальн1 значення показника У пос™-но зменшувалися, тобто фактичн обсяги споживання пос™-но наближувались до оптимальних, що свщчить про зростання
р1вня продовольчо''' безпеки регюн1в УкраУни протягом 20002013 роках, проте у 2008-2011 роках падЫня розглядува-них значень дещо упов1льнилося, тобто упов1льнились темпи зростання р1вня продовольчо'' безпеки регюыв. Кр1м того, ми бачимо, що протягом дослщжуваного перюду часу збтьшився розрив м1ж мУмальними \ максимальними зна-
ченнями показника У з 0,3 у 2000 роц1 до 0,7 у 2013 роц1, тобто бтьш н1ж удв1ч1. Це може св1дчити про зростання м1жрегю-нальних в1дм1нностей в Укра'У за р1внем продовольчоУ безпеки.
У табл. 2 наведено значення уи показника У за регюнами УкраУни у 2000, 2007, 2008 \ 2013 роках, а також середы абсолюты прирости Ау; показника У за регюнами для перЬ од1в 2000-2007, 2008-2013 1 2000-2013 роюв.
Анал1з табл. 2 показуе, що в 2013 роц1 найнижч1 значення показника У, що вщповщають найвищому р1вню продовольчо' безпеки, мали м1сце в КиУвськ1й, Донецьюй 1 Дн1пропе-
Рисунок 1. Динамка середшх у^ максимальних ^^^ I м1н1мальних у™т за рег1онами значень показника У протягом 2000-2013 рок1в
Таблиця 2. Знaчeння y показника Y та ¿x cepeämx абсолютних npèpocTiâ Ду.
Peгioн Знaчeння у Знaчeння
2000 2007 2008 2013 20002007 20082013 20002013
AP Kpим 5.Q5 4.7Q 4.62 4.39 -Q.Q5Q -Q.Q45 -Q.Q51
Biнницькa 5.Q3 4.49 4.51 4.29 -Q.Q77 -Q.Q44 -Q.Q57
Boлинcькa 5.12 4.73 4.62 4.44 -Q.Q56 -Q.Q36 -Q.Q52
Днiпpoпетpoвcькa 5.Q1 4.48 4.42 4.26 -Q.Q75 -Q.Q33 -Q.Q58
Дoнецькa 4.99 4.42 4.39 4.17 -Q.Q81 -Q.Q44 -Q.Q63
Житoмиpcькa 5.QQ 4.69 4.63 4.52 -Q.Q44 -Q.Q21 -Q.Q36
Зaкapпaтcькa 4.99 4.71 4.61 4.54 -Q.Q39 -Q.Q14 -Q.Q35
Зaпopiзькa 5.Q4 4.64 4.59 4.46 -Q.Q57 -Q.Q26 -Q.Q45
Iвaнo-Фpaнкiвcькa 5.11 4.81 4.79 4.71 -Q.Q42 -Q.Q17 -Q.Q31
Kиïвcькa 4.93 4.32 4.25 3.97 -Q.Q88 -Q.Q56 -Q.Q74
Kipoвoгpaдcькa 4.99 4.73 4.63 4.47 -Q.Q37 -Q.Q31 -Q.Q4Q
Лyгaнcькa 5.17 4.83 4.72 4.51 -Q.Q48 -Q.Q42 -Q.Q51
Львiвcькa 5.Q2 4.66 4.57 4.54 -Q.Q51 -Q.QQ7 -Q.Q37
Mикoлaïвcькa 5.Q7 4.57 4.57 4.34 -Q.Q72 -Q.Q46 -Q.Q56
Oдеcькa 4.96 4.68 4.55 4.42 -Q.Q4Q -Q.Q26 -Q.Q42
Пoлтaвcькa 5.Q4 4.6Q 4.57 4.29 -Q.Q62 -Q.Q55 -Q.Q57
Piвненcькa 5.Q6 4.79 4.7Q 4.54 -Q.Q38 -Q.Q33 -Q.Q4Q
Cyмcькa 5.15 4.75 4.75 4.66 -Q.Q58 -Q.Q18 -Q.Q38
Tеpнoпiльcькa 5.Q9 4.78 4.7Q 4.62 -Q.Q45 -Q.Q16 -Q.Q36
Xapкiвcькa 5.11 4.7Q 4.54 4.41 -Q.Q59 -Q.Q25 -Q.Q53
Xеpcoнcькa 4.88 4.61 4.59 4.42 -Q.Q39 -Q.Q35 -Q.Q36
Хмельницьга 5.12 4.72 4.69 4.47 -Q.Q56 -Q.Q44 -Q.Q5Q
Чеpкacькa 4.91 4.52 4.48 4.28 -Q.Q57 -Q.Q39 -Q.Q49
Чеpнiвецькa 4.98 4.56 4.54 4.44 -Q.Q6Q -Q.Q2Q -Q.Q42
Чеpнiгiвcькa 4.96 4.64 4.58 4.48 -Q.Q46 -Q.Q21 -Q.Q37
тpoвcькiй oблacтяx, a нaйвищi знaчення - в Iвaнo-Фpaнкiв-cькiй, Cyмcькiй i Tеpнoпiльcькiй oблacтяx. З дaниx, нaведениx y тaбл. 2, мoжнa бaчити, щo знaчення Ay¡ мaють вщ'емний знaк, тoбтo ми мaeмo cпpaвy з вiд'eмними aбcoлютними пpи-pocтaми. Ó 2QQ8-2Q13 poкax пopiвнянo з 2QQQ-2QQ7 po-кaми в ц^му pядi pегioнiв cyттeвo знизилиcя темпи пaдiння пoкaзникa Y i, як нacлiдoк, знизилиcя темпи зpocтaння piв-ня пpoдoвoльчoï безпеки. Taк, y Львiвcькiй, Зaкapпaтcькiй, Tеpнoпiльcькiй, Iвaнo-Фpaнкiвcькiй, СУМНЫЙ, Чеpнiвецькiй, Чеpнiгiвcькiй тa Житoмиpcькiй oблacтяx cеpедньopiчнi темпи пaдiння знaчень пoкaзникa Y знизилиcя бiльш ыж yдвiчi. Ocкiльки цi oблacтi, як пpaвилo, мaли нижчi знaчення piвня пpoдoвoльчoï безпеки, вкaзaнa тенденцiя мoже cвiдчити пpo пocилення мiжpегioнaльниx вiдмiннocтей.
Для дocлiдження динaмiки мiжpегioнaльниx вiдмiннoc-тей y piвнi пpoдoвoльчoï безпеки cпиpaтимемocь нa теopiю кoнвеpгенцiï. B екoнoмiчнiй лiтеpaтypi теpмiн «кoнвеpгенцiя» oзнaчae явище пocтyпoвoгo зближення екoнoмiчниx пapa-метpiв мiж coбoю, теpмiн «дивеpгенцiя» xapaктеpизye пpo-тилежне явище - пpoцеc вiддaлення екoнoмiчниx пapaме-тpiв oдин вiд oднoгo. Як пpaвилo, poзглядaютьcя двa типи кoнвеpгенцiï: С- тa ^0-кoнвеpгенцiя. Пiд C7-кoнвеpгенцi-ею poзyмiють пpoцеc зменшення дифеpенцiaцiï екoнoмiчниx пoкaзникiв. Taкий тип кoнвеpгенцiï мae мicце, кoли cпocтеpi-гaeтьcя зближення пoкaзникiв зa pегioнaми пpoтягoм y^o-гo poзглядyвaнoгo пеpioдy чacy тa, як нacлiдoк, вiдбyвaeтьcя cкopoчення poзpивy нaпpикiнцi пеpioдy. Haтoмicть у^-ган-
веpгенцiя вiдпoвiдae тaкoмy пpoцеcy, кoли pегioни з пopiв-нянo низькими пoчaткoвими знaченнями екoнoмiчниx пo-кaзникiв y cеpедньoмy xapaктеpизyютьcя бiльш виcoкими темпaми зpocтaння, нiж pегioни з бтьш виcoкими пoчaткo-вими знaченнями пoкaзникiв [9, 1Q].
Ó нaшoмy дocлiдженнi зa пoкaзник í7-кoнвеpгенцiï oбеpе-мo cеpедньoквaдpaтичне вiдxилення (Tt нaтypaльниx лoгa-pифмiв знaчень , яке poзpaxoвyeтьcя з8
фopмyлoю:
-Yhu-ylí -
(1]
де n - юлькють pегioнiв. Якщo з чacoм вiдбyвaeтьcя змен-
тo cпocтеpiгaeтьcя явище
шення пoкaзникa Gt~. (7t < <Г1 кoнвеpгенцiï, y paзi йoгo збiльшення: <Т( > (7(_г - явище ди-веpгенцiï. Pезyльтaти poзpaxyнкiв í7-кoнвеpгенцiï pегioнiв Óкpaïни зa piвнем пpoдoвoльчoï безпеки для пеpioдy з 2QQQ пo 2Q13 pk пpедcтaвленi нa pиc. 2.
Aнaлiз pиc. 2 cвiдчить пpo нaявнicть CГ-дивеpгенцiï pегi-oнiв Óкpaïни, ^бто пpo пocтyпoве збiльшення pегioнaльниx вiдмiннocтей зa piвнем пpoдoвoльчoï безпеки.
Для oцiнювaння y0-кoнвеpгенцiï, якa oзнaчae нaявнicть вiд'eмнoï кopеляцiï мiж темпaми змЫи дocлiджyвaнoгo екo-нoмiчнoгo пoкaзникa тa ïx пoчaткoвим piвнем, викopиcтoвy-ютьcя мoделi «pегpеciï зpocтaння дo йoгo пoчaткoвoгo piвня» (growth-initial level regression], в якиx зaлежнoю змiннoю e темпи зpocтaння знaчень poзглядyвaнoгo пoкaзникa, a не-
Рисунoк 2. Динамiка пoказника <J-кoнвepгeнцiï peгioнiв
залeжиoю змiннoю - ïx noчаткoвий piвeиь. У нашoмy випад-ку регреая для виявлення yí?-кoивepгeицiï мoжe 6ути пoдана таким чииoм:
Ayt=a + b-ym+et, (2]
де У i о - значення noказиика Y для /-га регюну в noчаткo-вий nepioд чаcy; a, b - параметри мoдeлi регре^'Г, щo мають бути oцiнeнi; £¡ - виnадкoвi noмилки. Iндикатopoм наявнoc-т1 кoивepгeицiï е знак параметру b: якщ^ b < О юнуе ганвер-гeицiя, як1щ| b > О - диверген^я. Hа ocиoвi peгpeciйнoï мo-дел! (2] мoжиа poзpаxyвати швидкicть кoнвepгeнцiï ß [11]: ß — — 1п(1 + T-b)/T, де T - дoвжина poзглядyваиoгo пе-pioдy чаcy. Пoказник ß вказуе, на cкiльки винтов cкopoчy-eтьcя (збiльшyeтьcя] poзpив м1ж дocлiджyваиими oб'eктами за oдии пpoмiжoк чаcy.
Piвияиия (2] oцiиюватимeмo для тpьox npoмiжкiв чаcy: 2000-2007 po^; 2008-2013 poки; 2000-2013 poки. Mаeмo такi результати: 2000-2007 poки: Д^ = -0,613 + 0,045• ут +£„ ß = -0,04, 2008-2013po^: 2000-2013 poки:
Таким чинoм oтpимаиo дoдатиi значення параметра b, |щ| cвiдчить npo иаявиicть пpoцecy дивергенций тoбтo nocтynoвo-гo збтьшення poзpивy м1ж значеннями noказиикаY для piзниx peгioиiв npoтягoм чаcy. Пpoтe cлiд зазначити, щo параметр b е значимим лише у другаму випадку (на р1вн зиачимocтi 3%], у тoй чаc як у пероюму i тpeтьoмy виnадкаx вЫ не значимий, тoмy мoжиа казати, щщ! npoцec дивергент мав мкце лише у 20082013 porax, а в 2000-2007 poкаx збтьшення диферен^аци peгioнiв малo виnадкoвий xаpактep. Значення ß — —0,16 вщ-noвiдаe дocтатньo виcoкiй швидкocтi (16%] дивергенци peгioнiв за piвнeм npoдoвoльчoï безпеки у 2008-2013 poкаx.
Пepeйдeмo дo наcтynнoгo етапу дocлiджeння. Для виявлення фактopiв, щo впливають на piвeнь npoдoвoльчoï безпеки регюыв Укpаïни, noбyдyeмo eкoнoмeтpичнi мoдeлi.
Hаявнi данi мають панельну структуру, тобто для кoжнoгo з poзглядyваниx oб'eктiв (peгioнiв] ми маeмo дан за дeкiлька пе-pioдiв. Специфка nанeльнoï cтpyктypи даниx дoзвoляe будува-ти 61льш глибoкi та змютовн мoдeлi та oтpимyвати вiдnoвiдi на питання, як1 нeдocтynнi у межах наприклад, мoдeлeй, щo базу-ютьcя т1льки на даниx cnocтepeжeнь за регюнами у фiкcoваний мoмeнт чаcy. 3oкpeма, виникае змoга вpаxoвyвати та аналЬ зувати iндивiдyальнi вiдмiннocтi м1ж peгioнами, щo нeмoжливo зpoбити в мeжаx cтандаpтниx peгpeciйниx мoдeлeй.
У загальнoмy вигляд1 мoдeль nанeльниx даниx мoжe бути npeдcтавлeна так [12]:
Уы =а + aiXUt + a2X2it + ■■■ + amXmit + £it ■ (3]
де у - значення залeжнoï змiннoï для /-гo peгioнy у t-й перюд чаcy; ОС та CCj - нeвiдoмi параметри мoдeлi; Xj¡t - зна-
Укpаïни за piвнeм npoâoâoëb4oïбeзпeки
чення j-гo фактopа для /-гo peгioнy у t-nepioд Sit -значення виnадкoвoï величини; i = \,n; t = \,Т; j = 1 ,m.
Cneцифiка мoдeлeй панeльниx даниx надае мoжливicть дoдаткoвo poзбивати збурення на дeкiлька кoмnoнeнтiв:
(4]
де fj.i - нecnocтepeжyванi cneцифiчнi iндивiдyальнi ефекти; Uit - залишкoвi шуми.
Moдeлi nанeльниx регреай poзnoдiляютьcя на мoдeлi з фкмваними ефектами та мoдeлi з випадгавими ефектами. Piзниця м1ж ними залежить в1д тoгo, poзглядаютьcя вiдno-вiднo виoкpeмлeнi кoмnoнeнти збурень як фiкcoванi величини чи як випадкoвi величини.
Якщo ми poзглядаeмo fj.i як N нeвiдoмиx фiкcoваниx па-pамeтpiв, тo мoдeль (3] належатиме дo клаcy cтандаpтниx мoдeлeй панeльниx даниx з фiкcoваними ефектами та мoжe бути заnиcана у виглядг yit = Vi + «Л* + a2x2it +... + amxmit + uit. (!5] Для oцiнки фактopiв npoдoвoльчoï безпеки регюыв Укра-1ни вбачаeтьcя найбтьш лoгiчним викopиcтoвyвати cамe мoдeлi панeльниx даниx з фiкcoваними ефектами, o^^-ки, no-перше, вибipка вичерпуе генеральну cy^n^CT^ no-друге, фiкcoванi ефекти дoзвoляють вpаxoвyвати вплив ycix фактopiв, npитаманниx данoмy peгioнy, щo не введем дo мo-дeлi. Ocoбливicть мoдeлi з фiкcoваними ефектами (5] пoля-гае в тoмy, для piзниx peгioнiв буде oцiнeнo р1зн1 значення кoнcтант /Л, у той же чаc oцiнeнi параметри CCi будуть oдна-кoвими для вcix peгioнiв та вcix po^. Таким чинoм, за дono-мoгoю piзниx значень перетину ¡Л, i = 1,2,3,...,П у мoдeль (5] ввoдитьcя припущення, за яким cepeднiй piвeнь для i-гo регюну мoжe вiдpiзнятиcя в1д cepeдньoгo р1вня j-гo, але е nocтiйним для piзниx poкiв.
Як кiлькicнy oцiнкy р1вня npoдoвoльчoï безпеки peгioнiв УкраУни poзглядатимeмo noказник Y, oтpиманий на nepixio-му eтаni дocлiджeння за зважeнoю npoцeдypoю iндивiдyаль-нoгo рейтингування. Пoказник Y викopиcтoвyватимeмo як залежну зм1нну в мoдeляx peгpeciï, як1 бyдeмo будувати. Сл1д ще раз звернути увагу на те, щщ! даний пoказник е дecтимy-лятopoм: йoгo виcoкi значення cвiдчать npo низький piвeнь npoдoвoльчoï безпеки, i навпаки, чим нижч1 значення мае пoказник Y, тим вищим е piвeнь npoдoвoльчoï безпеки.
При вибopi фактopiв eкoнoмeтpичниx мoдeлeй виxoдити-мeмo з тиx мipкyвань, щo в дocлiджeнняx npoдoвoльчoï безпеки тpадицiйнo виoкpeмлюють дв1 групи noказникiв, як1 мають найбiльший вплив на oбcяг та cтpyктypy cnoживання (nonит]: перша група пoказникiв xаpактepизye nponoзицiю пpoдyктiв xаpчyвання, друга група - nлатocnpoмoжнicть наceлeння.
Як noказники nep0oï групи poзглядатимeмo зм1нн1, щo xаpактepизyють виpoбництвo агponpoмиcлoвoï npoдyкцiï:
Р], г =1,10 - виробництво продовольства у розрахунку на душу населения (вщповщно м'яса, молока, яець (штук), зерно-вих культур, картопл^ овочю, фруктю, риби, цукрових буряюв, соняшника, кг); ^.,/ = 1,6 - врожайысть стьськогосподар-ських культур (вщповщно зернових культур, картопл^ овочю, фруктв, цукрових буряюв, соняшника, ц з 1 га). Кр1м того, на пропозиц1ю продовольчих товара впливають обсяги ¡мпор-ту 1МРг та експорту EXPpr продовольчих товарв у розрахунку на одну особу (дол. США).
Як показники друго1 групи використовуватимемо: ZP - се-редньом¡сячну заробггну плату прац¡вник¡в (грн.); D - наяв-ний доход населення у розрахунку на одну особу (грн.). Та-кож розглядатимемо показник VRP - валовий репональний продукт у розрахунку на одну особу (грн.), який характеризуе загальний рвень економнного розвитку регюну (значення даного показника використовувалися з одиничним лагом).
Розрахунки виконуватимемо за допомогою статистичного програмного пакета Б1а1а. Зазначимо, що показники, як ви-м¡рюються у гривнях, було перераховано у цЫах початково-го пер¡оду. Щоб пом'якшити неоднорщнють даних для р¡зних рег¡он¡в, а також для полегшення ¡нтерпретац¡í отриманих результата розглядалися не сам¡ змЫы, а ¿х натуральн¡ ло-гарифми. В цьому випадку знайден оцЫки параметр¡в моделей являються коефщентами еластичност¡ показника по в¡дпов¡дному фактору.
Спочатку для трьох перюдю часу: 2000-2007 роки; 2008-2013 роки; 2000-2013 роки, - побудуемо модель, в яюй врахуемо вплив на рвень продовольчоí безпеки ре-г¡ону середньомюячно'1' зароб¡тноí плати та середньодушо-вих обсяпв виробництва м'яса, картопл¡, овочю та фрукт¡в (модель 1). Результати оцЫки параметр¡в дано' модел¡ наведено у табл. 3. У табл. 3, зокрема, представлено знайден оцЫки параметра регрес¡й та вщповщн значення Ь-статис-тики. Тут з^очкою в¡дм¡чен¡ параметри, значим¡ за Ь-крите-р¡eм Ст'юдента на р¡вн¡ 10%, двома з^очками - на рвы 5%, трьома з^очками - на рвы 1%.
Як бачимо з табл. 3, зпдно з моделлю 1, побудованою за даними 2000-2013 роюв, значимий вплив на рвень продо-вольчо' безпеки чинять вс розглянут¡ фактори. Знаки отриманих параметра модел¡ е лог¡чно пояснюваними: осктьки, як зазначалося вище, показник модел¡ У являеться дести-мулятором, збтьшення заробггно''' плати в¡д'eмно впливае на показник У, тобто призводить до пщвищення р¡вня продо-вольчо' безпеки рег¡он¡в Укра'ни. За цим фактором показник Таблиця 3. Результати оцшювання параметр1в модел1 1
У мае найвищу еластичнють. Так само до пщвищення продо-вольчо' безпеки за ¡нших р¡вних умов приводить збтьшення обсяпв виробництва м'яса, фруктв та овочю. Водночас обсяги виробництва картопл¡ негативно впливають на рвень продовольчо' безпеки. Це узгоджуеться з попередн¡м аналЬ зом, коли ми бачили, що в репонах, в яких обсяги споживання м'яса становили менше 70% вщ рацюнальних норм, а фрук-т¡в - менше 60%, обсяги споживання картопл¡ перевищува-ли рац¡ональн¡ норми бтьш н¡ж на 25%. Для виб^ки даних за 2000-2007 роки отриман результати трохи в¡др¡зняються: тут параметри модели що в¡дпов¡дають зм¡нним V1 ( обсяги виробництва м'яса) ¡ V5 (обсяги виробництва картопл¡), е не-значимими. Для виб¡рки даних за 2008-2013 роки незначи-мими виявилися параметри, що вщповщають змЫним V5 (обсяги виробництва картопл^ ¡ Vg (обсяги виробництва овочв).
За результатами Г-тесту припущення про вщсутнють ¡н-див¡дуальних ефект¡в у модел¡ 1 для вс¡х розглядуваних ви-б¡рок обгрунтовано спростовуеться.
Розглянемо виб^ку даних за 2008-2013 роки. Наявн статистичн¡ дан¡ за цей перюд дозволяють розширити низку розглядуваних факторв за рахунок включення додаткових показниюв соц¡ально-економ¡чного розвитку рег¡он¡в кра'-ни, зокрема таких, що стосуються забезпечення населення продовольством. Результати оц¡нки параметр¡в моделей 2 \ 3, побудованих на основ¡ даних за 2008-2013 роки, наведено вщповщно у табл. 4 ¡ 5.
Анал^ табл. 4, 5 дозволяе зробити висновки:
- в моделях, представлених у табл. 4 ¡ 5, значимим фактором (на рвы значимости меншим за 1%) виявився серед-ньодушовий наявний доход населення, за цим фактором рвень продовольчо' безпеки репоыв мае найб¡льшу елас-тичысть. Як ¡ оч¡кувалось, параметр модел¡ при даному фак-тор¡ е в¡д'eмним: зб¡льшення наявного доходу приводить то пщвищення рвня продовольчо' безпеки, що вщповщае тео-ретичним м^куванням;
- отримано оч¡куван¡ в¡д'eмн¡ статистично значим¡ оцЫ-ки параметр¡в для середньодушового обсягу ¡мпорту продовольчих товара, який визначае пропозиц¡ю продовольчих товарв; водночас значимого впливу експорту продовольчих товарв на р¡вень економнно''' безпеки рег¡он¡в не виявлено;
- як ¡ в попередньому випадку вщ'емн статистично значи-м¡ оцЫки параметр¡в отриман¡ для середньодушових обсяпв виробництва м'яса та фруктв; також вщ'емно впливае на показник У врожайнють плод¡в та ягщ;
на основ! даних за р1зт перюди часу
Фактори 2000-2007 2008-2013 2000-2013
значення параметр1в С-статистика значення параметр1в С-статистика значення параметр1в С-статистика
\niZP) -0,307*** -26,10 -0,315*** -9,46 -0,327*** -31,08
!п(У1) -0,025 -1,14 -0,055* -1,69 -0,065*** -4,27
0,012 1,16 0,048** 2,02 0,023** -1,98
ПК«) -0,065*** -2,90 0,034 0,97 -0,079*** -4,14
-0,026*** -2,65 -0,059*** -3,08 -0,027*** -2,84
^ич/йии 0,871 0,694 0,894
Я2 Ъе^ееп 0,337 0,366 0,491
Я2 о\ега11 0,710 0,426 0,794
Таблиця 4. Результати оцшювання параметр1в модел1 2 на основ! даних за 2008-2013 роки
Fixed-effects (within) regression Group variable (i): n R-sq: within = 0,6966 between = 0,6009 overall = 0,6187
corr(u_i, Xb) = 0,0075
Number of obs = 150
Number of groups = 25 Obs per group: min = 6
avg = 6.0 max = 6
F(5,120) = 55,11 Prob > F = 0,0000
Coef.
Std. Err.
P>|t|
[95% Conf. Interval]
ln(Z)) | -0,17080,0401 -4,26 0,000 -0,2502 -0,0913
\n{VRP) | -0,14400,0384 -3,75 0,000 -0,2200 -0,0679
ВД | -0,06490,0361 -1,80 0,075 -0,1364 0,0066
In (V2) | 0,0841 0,0519 1,62 0,108 -0,0187 0,1869
ln(V7) | -0,05030,0189 -2,67 0,009 -0,0877 -0,0130
const I 7,2586 0,4016 18,07 0,000 6,4634 8,0538
sigma_u sigma_e rho
0,0886 0,0405
0,8272 (fraction of variance due to uj)
F test that all u i=0:
F(24, 120) = 24,41 Prob > F = 0,0000
TafiflMun 5. Pe3ynbTaTM ouiH№BaHHfl napaMeTpiB MOfle^i 3 Ha ocHOBi flaHMX 3a 2008-2013 poKM
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 150
Group variable (i): n Number of groups = 25
R-sq: within = 0,7137 Obs per group: min = 6
between = 0,5434 avg = 6,0
overall = 0,5744 max = 6
F(5,120) = 59,84
corr(u_i, Xb) = 0,0767 Prob > F = 0,0000
I
Coef.
Std. Err.
t
P>|t|
[95% Conf. Interval]
ln(£>) ln(KRP) In (IMPpr) In (EXPpr) In (VR4)
const
sigma_u sigma_e rho
I
-0,19820,0368 -5,39 0,000
-0,15330,0381 -4,03 0,000
-0,02080,0086 -2,42 0,017
0,0155 0,0108 1,44 0,152
-0,05170,0182 -2,84 0,005
7,8486 0,2808 27,95 0,000
-0,2711 -0,1254 -0,2287 -0,0779 -0,0378 -0,0038 -0,0058 0,0369
-0,0878 -0,0156 7,2925 8,4046
| 0,0952 | 0,0394
| 0,8540 (fraction of variance due to uj)
F test that all u i=0:
F(24,120) = 25,04 Prob > F = 0,0000
- значимим фактором, який додатно впливае на р1вень продовольчоУ безпеки (тобто мае вщ'емний параметр), являеть-ся середньодушовий обсяг валового репонального продукту, який визначае р1вень економ1чного розвитку регюну, що е ц1л-ком зрозумтим i узгоджуеться з попереднм анал1зом.
Як i у випадку, коли розглядалися дан за 2000-2013 роки, припущення про вщсутнють Ыдивщуальних ефек^в за результатами F-тесту обгрунтовано спростовуеться.
Висновки
Таким чином, проведено статистичний аналiз продовольчоУ безпеки регiонiв УкраУни, в тому чи^ аналiз динамiки мiжрегiональних вщмЫностей. Як показник продовольчоУ безпеки розглядався узагальнений показник Y (натураль-
ний логарифм евкл\довоУ в\дстан\ до еталону), побудований на основ! даних ДержавноУ служби статистики УкраУни за зваженою процедурою ¡ндив\дуального рейтингування.
Диференц\ац\я репошв УкраУни за р\внем продоволь-чоУ безпеки досл!джувалася за допомогою теорп' конвер-генц!У. Проведений анал!з дозволив виявити наявнють (Г \ Р - дивергенц\У рег\он\в УкраУни, тобто процесу поступово-го зб\льшення регюнальних в\дм\нностей за р\внем продо-вольчоУ безпеки.
Побудовано модел! панельних регрес\й ¡з ф\ксовани-ми ефектами, за допомогою яких досл\джено фактори, що впливають на р\вень продовольчоУ безпеки рег\он\в УкраУни. Як фактори розглядалися дв\ групи показник\в, як\ тра-диц\йно виокремлюють у дослщженнях продовольчоУ без-
пеки: група показниюв, що характеризують пропозицю продовольчих товар1в, та група показниюв, що характеризують платоспроможнють населенна.
Як i очкувалося згщно з теоретичними м1ркуваннями, зна-чимими факторами, як позитивно впливають на рiвень про-довольчоТ безпеки регiонiв УкраТни, е: середньодушовий наявний доход населенна, середньодушовi обсяги iмпорту продовольчих товарiв, виробництва м'яса та фруктв, а також врожайнють плодiв та ягiд. Крiм того, додатний вплив на рЬ вень продовольчоТ безпеки мае середньодушовий обсяг валового репонального продукту. Водночас значимого впливу експорту продовольчих товарiв на рiвень продовольчоТ без-пеки не виявлено.
Список використаних джерел
1. Пюкунова О.В. Рейтингування репонлв УкраТни за р1внем продовольчоТ безпеки / О.В. Пюкунова, 0.1. Осипова // Формування рин-кових в1дносин в УкраТни 2015. - №4. - С. 191-198.
2. Баланси та споживання основних продукт1в харчування насе-ленням УкраТни. Стат. зб1рник / [Вщп. за вип. О.М. Прокопенко]. - К.: Державний ком1тет статистики УкраТни. - 2014. - 57 с.
3. Регюни УкраТни. Стат. зб1рник. Ч. 1/ [В1дп. за вип. Н.С. Власен-ко]. - К.: Державний комитет статистики УкраТни. - 2014. - 299 с.
4. Регюни УкраТни. Стат. зб1рник. Ч. 2/ [Вщп. за вип. Н.С. Власен-ко]. - К.: Державний комитет статистики УкраТни. - 2014. - 733 с.
5. Закон УкраТни «Про продовольчу безпеку» №4227-VI в1д 22.12.2011.
6. Постанова «Про затвердження набор1в продукта харчування, набор1в непродовольчих товар1в та набор1в послуг для основних со-ц1альних i демограф1чних груп населення» №656 вщ 14.04.2000.
7. Пiскунова О.В. Статистичний аналiз динамiки рiвня продовольчоТ безпеки УкраТни [Електрон. ресурс] / О.В. Пюкунова, О.1. Осипова // Глобальнi та нацiональнi проблеми економмки: електронне нау-кове фахове видання. - №6, 2015. Режим доступу: http://global-national.in.ua/issue-6-2015
8. Ильина З.М. Продовольственная безопасность: теория, методология, практика/ З.М. Ильина. - Минск: ГНУ «Ин-т экономики НАН Белорусии», 2007. - 230 с.
9. Басараева В.Г. Институциональные особенности развития малого бизнеса в регионах России. - М.:ЕЕЯС, 2002. - 60 с.
10. Толмачев Н.М. Теоретические и эмпирические подходы к конвергенции сельскохозяйственного производства // Вестник Волгоградского государственного университета. Серия 3 «Экономика. Экология». - 2012. - №1. - С. 193-199.
11. Пиньковецкая Ю.С. Анализ межрегиональной конвергенции на примере малого предпринимательства в России // Современные научные исследования. Вып. 1. - Концепт. - 2013. Режим доступа: http://e-koncept.ru/2013/53627.htm
12. Лук'яненко 1.Г., Городыченко Ю.О. Сучасы економетричы ме-тоди у фЫансах. - К.: Лпера, 2002. - 352 с.
