CC BY
14
УДК 338.517:627.5
Посилаева К.1., к.е.н., доцент®, Посилаев В.В., здобувач *
Хартвсъкии нацюналъний аграрнийутверситет ¡м. В.В. Докучаева
ЗАСТОСУВАННЯ 1НДЕКС1В ДЛЯ МОН1ТОРИНГУ Ц1Н В М'ЯСОПРОДУКТОВОМУ П1ДКОМПЛЕКС1 АПК
Розглядаютъся методичт тдходи спостереження за р1внем / динамгкою цгн на сшъсъкогосподарсъку продукщю, показан/ обмеження застосування формулы агрегатного тдексу цт, обгрунтовано пропозицп щодо доповнення ¡снуючогметодики використанням середнъого гармотйного тдексу цт.
Ключое1 слова: цта, тдекс, динамжа.
Поставка проблеми. До числа найважливших економ1чних категорш, що мають не тшьки практичне, а й теоретичне значения, вщноситься категор1я «щна». В ринковш економщ щни на товари постшно коливаються, напрям !х змши для конкретних вид1в товар1в \ у певний пром1жок часу може бути р1зним. В Укра!ш за останш роки щни на промислову продукщю зростали бшьш високими темпами пор1вняно з щнами на продукщю сшьського господарства [1,2].
Статистичш спостереження за р1внем \ динамжою щн на сшьськогосподарську продукщю дають можливють здшснювати систематичний контроль за стввщношенням закутвельних \ оптових щн, що визначають екв1валентшсть обмшу м1ж сшьським господарством \ переробною промисловктю. Важливу роль при цьому ввдграе застосування шдекав, тому розробка методики побудови системи динам1чних \ територ1альних шдекЫв закутвельних щн на продукщю сшьського господарства вщноситься до важливих завдань економ1чно! науки \ оргашв державно! статистики [3].
Анал1з останшх дослщжень. Процес щноутворення вщбуваеться пщ постшним впливом багатьох \ часто суперечливих фактор1в, яю формують стабшьшсть розвитку внутршшх ринюв сшьськогосподарсько! продукцп. Анал1з динамжи щн дае змогу вщстежити змши в ринковому середовищ1, вчасно виявити та упередити розвиток диспропорцш у попит1 й пропозицп.
Проблеми щноутворення в АПК вивчали 1.1. Лукшов, О.В. Олшник, Б.И.Пасхавер, П.Т. Саблук, О.М. Шпичак та шш1, яю у сво!х дослщженнях широко використовували шдексний метод. Так, при вивченш екв1валентност1 обл1ку м1ж промисловктю \ сшьським господарством, визначенш тенденцш змши закутвельних \ реал1зацшних щн на продукщю сшьського господарства, автори застосовували шдекси, значения яких обчислювалися за формулою агрегатного шдексу. Однак юнуюча методика розрахунку ¿ндекЫв щн не вщображае ус1х чинниюв, що можуть вплинути на середню щну вщповщно, на значения шдексу.
*Науковий кер1вник - д.е.н., професор Олшник О.В. ® Посилаева К.1., Посилаев В.В., 2011
198
Метою статт! е обгрунтування доцшьносп застосування середнього гармоншного шдексу при дослщженш змши \ динамки закутвельних цш на сшьськогосподарську продукцш.
Виклад основного матер1алу. На сьогодш в Укра!ш обчислення щдекЫв закутвельних \ оптових цш вщбуваеться за методикою розрахунку щдекЫв споживчих цш [4]. Разом з тим, окрем1 позицп потребують уточнения \ удосконалення.
Так, за згаданою методикою обчислюються шдекси цш реал1заци продукци сшьськогосподарськими пщприемствами \ закутвельш, шдекси цш виробниюв промислово! продукци (оптов1) I споживчих цш. Ми вважаемо, що для всеб1чно! характеристики процеав цшоутворення I науково! обгрунтованост1 цшового регулювання середш закутвельш цши на тваринницьку продукцш в цшому, I м'ясну зокрема, та 1х шдекси необхщно визначати не тшьки по господарствах ус1х категорш, а й окремо по сшьськогосподарським пщприемствах, у тому числ1 по фермерським господарствах, а також господарства населения.
Необхщтсть побудови тако! системи шдекЫв диктуеться не тшьки юнуванням розб1жностей в р1вш цш на продукцш сшьського господарства, але й особливостями товарних структур реал1заци (закутвель) за категор1ями господарств. В останш роки питома вага сшьськогосподарських пщприемств в реал1заци худоби I птищ (в живш ваз1) переробним пщприемства складае 58%, молока-32%, цукрових буряюв-90%. Частка господарств населения та шших господарських структур дор1внюе, вщповщно, 42%, 68% I 10%.
Згщно з дшчою методикою розрахунку зведених шдекшв цш реал1заци продукци рослинництва, тваринництва I сшьського господарства в цшому використовуеться, як едина, формула агрегатного шдексу цш. Обчислення щдекЫв за даною формулою базуеться на використанш даних про обсяг реал1зовано! продукци у званому перюд1 (д,) I реал1заци (закутвл1) званого (р,) I базисного (р0) перюд1в:
г Е р ,д, 1р = ^-
Ъ р о д,
Однак, в статистичнш практищ нерщко виникають ситуаци, коли, внаслщок вщсутност1 даних про кшькють реал1зовано! продукци, приходиться розраховувати зведений шдекс цш тшьки за даними про грошову виручку званого перюду I про цши базового I званого перюд1в. Тобто за т1ею шформащею, яку можна отримати з1 статистично! зв1тностг В такому випадку, для дослщження динамжи цш використовуеться середнш гармотчний шдекс, який обчислюють за формулою:
¡Р =
РЛ,
2 ,
?
де Рiqi - фактична виручка вщ усього обсягу реал1зованих окремих вид1в продукци у званому перюдц / - шдивщуальш шдекси закутвельних цш.
Розглянемо порядок розрахунку зведеного середнього гармотчного
199
шдексу цш на приклад! м'ясного тваринництва Укра!ни (табл. 1).
Таблиця 1
Розрахунок середнього гармошчного ¡ндексу цш реал1защ1 __жнво'1 маси худоби та птищ _
Види продукци Середш фактичш цши реатзаци 1 т живо! ваги, грн. 1ндив1дуальш !ндекси щн реал1зацп Варпсть реал1зовано! продукци переробним шдприемствам у 2009 рощ, млн. грн.
базисний рш 2005 звггний рш 2009
Ро Р, 1 РгЯг
Велика рогата худоба 5885,0 8757,4 1,488 2260,3
Свиш 10171,1 14415,0 1,417 2865,7
Птиця 6517,2 6911,4 1,475 4449,1
Разом X X X 9575,1
Зведений середнш гармоншний шдекс цш реал1заци худоби I птищ дор1внюе:
_ 9575 ,1 _
1р ~ 2260 ,3 2865 ,7 4449 ,1 " 1,460
-+ -+ -
1,488 1,417 1,475
Тобто, ми отримали той же результат, що й при застосування агрегатного ¿ндексу.
Ще одна перевага застосування середнього гармоншного ¿ндексу цш в тому, що вш може бути обчислений не тшьки за даними абсолютних значень виручки вщ реал1заци продукци, але I на основ! !х стввщношення, тобто за питомою вагою окремих вид1в продукци у загальнш !х вартостг
Так, у наведеному нами приклад! питома вага велико! рогато! худоби на м'ясо у вартост1 реал1зовано! продукци складае 23,2%, свиней - 30,8%, птищ -46,0%. Отже, зведений середнш гармоншний шдекс цш реал1заци буде обчислений наступним чином:
100 , 1р = -= 1,460
у 23 ,2 30 ,8 46 ,0 '
--— + --— + --—
1,488 1,417 1,475 Використання середнього гармоншного ¿ндексу цш дае той же результат, що I агрегатний шдекс. Проте перший мае певш переваги - не потр1бно мати даш про кшьюсть реал1зовано! (закуплено!) продукци, а, у певних випадках, замкть обсяпв явищ можуть бути використаш !х стввщношення. Тому доповнення до дшчо! методики щодо можливост1 використання поряд з агрегатним I середнього гармоншного ¿ндексу зробить !! бшьш ушверсальною.
Середш фактичт щни на сшьськогосподарську продукщю, що використовуються для розрахунку щдекЫв щн, включають р1зт форми
200
тдтримки I дотацш держави, зокрема по м'ясному тваринництву, - пшьгове оподаткування (ПДВ), доплата за реал1зацш переробним пщприемствам високо вагово! худоби тощо. Разом ¿з тим середт цши не повинш враховувати сортов! надбавки I знижки за якють продукци. Проте в дшчих методиках обчислення шдекав закутвельних цш вщсутт будь-яю пропозици щодо заход1в виключення впливу змши якост! продукцп на р1вень цш при побудов! шдекЫв. Ми вважаемо, що по окремих видах продукцп з метою ел!мшування впливу змш в асортимешг закуповувано! продукци необхщно обчислювати поряд з шдексом середшх закутвельних цш й шдекс закутвельних цш фжсованого складу при структур! закутвл! званого перюду.
Послщовтсть розрахунмв таких шдекЫв покажемо на приклад! реал1заци велико! рогато! худоби за категор!ями вгодованост! по ФГ «Альфа» Золоч!вського району Харк!всько! облает! (табл. 2).
Таблиця 2
Розрахунков1 даш для обчислення ¡ндекив закутвельних цш на велику
рогату худобу реал1зовану на м'ясо (в живш вазГ) ФГ «Альфа»
Категори вгодованост1 Обсяг закушвель, ц живо! ваги Середш фактичш цши за 1 ц живо! ваги, грн. Варпсть реал1зовано! продукцп, тис. грн.
2008 рж 2009 рж 2008 рж 2009 рж 2008 рж 2009 рж 2009 рж за цшами 2008 року
до Чг Ро Рг РоЧо РгЧг РоЧг
Вища 322 367 1120,4 1276,0 361,2 468,3 411,2
Середня 374 391 976,1 1125,7 365,1 440,1 381,6
Нижче середньо! 168 163 724,3 950,8 124,7 155,0 118,1
Худа 6 10 506,4 562,1 30,0 5,6 5,1
Разом 870 932 X X 881 1069 916,0
1ндекс середн!х закуп!вельних цш на велику рогату худобу в живш ваз! реал!зовану фермерським господарством «Альфа» Харк!вському м'ясокомб!нату дор!внюе:
. Е р 0 д 0 _ 1069
/7
РгЧг
Як св!дчать дан! таблиц! 3.10.
= 1,132
X д0 881
за досл!джуваний пер!од в!дбулися зм!ни у структур! якост! реал!зовано! худоби. Тому, щоб виключити вплив на р!вень ¿ндексу середн!х ц!н асортиментних зм!н, представимо його як добуток двох щдекЫв: шдексу ф!ксованого складу при структур! закутвель зв!тного пер!оду (2009 рж) та шдекс асортиментних (структурних) змш за ц!ною базисного пер!оду (2008 рк)
201
Науковий eicnuK ЛНУВМБТ iMeni С.З. Гжицького Том 13 № 1(47) Частина 2, 2011
jp = Z p ,q , . Z p о q о _ Z p * ( Z p о q, . Z p о q <
Z q. Z q о Z pоq, { Z q. Z q о
В нашому приклад! маемо наступи! результати:
Ip = = ^ = 1Д67
I p оq, 916
= X p о q. : Z p о q о = Z p о q. = = 0
Z q, Z qо pZ q> 944 1 Ip = Ip*Icmp=1,167*0,97=1,132 Проведен! розрахунки показують, що зростання середньо! закуп!вельно! ц!ни на велику рогату худобу, реал!зовану на м'ясо, на 13,2% обумовлено перш за все пщвищенням закуп!вельних щн по окремих категор!ях вгодованост! худоби в середньому на 16,7%. Водночас пог!ршилася структура якост! реал!зовано! худоби, внаслщок чого середня ц!на реашзацп знизилася на 3%.
Якщо вщом1 шдекси середн!х закуп!вельних ц!н за окремими видами продукц!! та шдекси структурних зм!н, то шдекс закутвельних ц!н ф!ксованого складу можна розраховувати шляхом д!лення ¿ндексу фактичних середшх ц!н на шдекс структурних зрушень.
Висновки. Результати наших досл!джень показали, що за остант роки закутвельт ц!ни на продукц!ю м'ясного тваринництва зростають, але !! реальний р!вень значно нижчий за ц!ни на промислову продукц!ю для с!льського господарства. Оск!льки показником паритету ц!н на сшьськогосподарську i промислову продукц!ю е сп!вв!дношення !х ¿ндекав, як! обчислюються за методикою розрахунку споживчих щн, нами запропоновано доповнити д!ючу методику використання шдекав застосуванням середнього гармоншного шдексу та ¿ндексу середшх закутвельних щн фксованого складу при структур! закутвл1 званого року, що дозволяе вивчати як динам1ку середшх закутвельних щн, так i вплив на них змши якост1 закутвельно! продукцп.
Л1тература
1. Месель-Веселяк В.Я. Про вдосконалення м1жгалузевих економ1чних вщносин в економщ Украши / В.Я. Месель-Веселяк // Економка АПК. - 2о1о. -№ 6. - С. 8-16.
2. Олшник О.В. Паритет щн i його рух / О.В. Олшник, T.I. Олшник // Економ1каАПК. - 2оо6. - № 8. - С. 114-119.
3. ПоповаВ.В. 1ндексне ощнювання ефективност1 сшьськогосподарського виробництва / В.В. Попова // Економка АПК. - 2оо9. - № 2. - С.76-8о.
4. Методолопчт положения щодо оргашзаци статистичного спостереження за змшами щн (тариф1в) на споживч1 товари (послуги) i розрахунку щдекЫв споживчих щн. Затв. наказом Держкомстату Украши № 519 вщ 14.11.о6 р. - К.: Держкомстат Украши, 2оо6.
2о2
Summary Posylaeva K.I., Posylaev V.V.
Kharkiv National Agricultural University named V.V. Dokuchaev Usage indexes to monitoring the prises in meatproduct sub-complex of aic
Methodological approaches for monitoring the level and dynamics ofprices for agricultural products considered. Limit the use of aggregate price index formula shown. Proposed to supplement existing methods for using the harmonic mean price index.
Cmammx nadiumna do pedaKU,ii 14.04.2011 p.
203
