2.3. фінансові наслідки циклічності відтворення сільськогосподарського виробництваОдним з узагальнюючих показників результативності будь- якого виробництва в ринкових умовах є прибуток. Прибутко- ве ведення господарства має надзвичайно важливе значення, оскільки одержання прибутку означає, з одного боку, що про- дукція користується попитом і продається за ціною, яка пере- вищує витрати на її виробництво, а з іншого – що одержані
прибутки є однією з основних передумов розширеного відтво- рення виробництва. На формування та зміну обсягів прибутків сільськогос- подарських підприємств впливають декілька комплексних факторів: ціна продажу продукції, собівартість виробленої продукції, структурні зміни в асортименті продажу про- дукції [245], обсяги продажу. Перші три з наведених фак- торів мають певною мірою обмежений вплив на зміну роз- міру прибутк ів. Зростання ціни в умовах регульованої ринкової економіки, як правило, обмежене; собівартість ніколи не може бути нижчою і навіть дорівнювати нулю, а крайньою межею позитивного впливу зміни асортименту продажу продукції є перехід до моноспеціалізації, що при- зводить до інших негативних наслідків. Отже, з точки зору окремого підприємства невичерпним резервом збільшення пр и бутк ів ( за ум ови інших спр и я тлив их ф а к тор ів ) є збільшення обсягів продажу сільськогосподарської про- дукції. Виходячи з цього, можна зробити припущення, що виявлені циклічні коливання в обсягах виробництва та продажу сільськогосподарської продукції позначаться і на динаміці прибутків сільськогосподарських підприємств. Дослідження динаміки прибутковості за тривалий час (25-30 років і більше) як по окремому господарству, так і по регіону або Україні в цілому пов’язане з певними трудно- щами, головними серед яких є різні грошові одиниці в ок- ремі періоди та різний масштаб цін у різні роки. Тому, дос- лі джую чи дина м ік у п р ибу тк і в сі льс ьк ог осп ода р ськ их підприємств Харківської області за період 1975-2003 рр., ми застосували такий прийом: спочатку абсолютний розмір прибутку за кожний рік перевели в умовні зернові одиниці, розділивши загальну його номінальну суму на середню ціну реалізації зерна у відповідному році, а потім, помноживши одержаний результат на середню ціну реалізації зерна у 2003 р., визначили розмір прибутку в цінах цього року. Ура- ховуючи, що площа сільськогосподарських угідь, які вико- ристовувалися для виробництва сільгосппродукції у сусп-
ільному секторі, за досліджуваний період дещо змінювала- ся, при дослідженні динаміки прибутків аналізувалися не тільки абсолютні їх значення, а й показники, обчислені на 1 га сільськогосподарських угідь. Дослідження показали, що розмір прибутку (збитку) в розрахунку на 1 га сільськогосподарських угідь по сільгосп- підприємствах Харківської області за період 1975-2003 рр. ко- ливався від 400 грн. збитків у 1998 р. майже до 1000 грн. при- бутків у 1993 р. (рис. 2.12).
1200 1000 800 600 400 200 0 -200 -400 -600
y = - 1 1 ,29 9x + 4 69,2 7 R2 = 0,077 ; V3aJi = 1,092 y = - 1 1,29 9 x + 46 9,2 7 + + 26 ,4 6 0(x - 2 ,5 1 5)sin(22 ,2 54 (x - 1 2 ,44 3 )) R2 = 0,692 ; V3aJi = 0,631
1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 Po H cDaKTH Ha PyM a np H6 yTKy B p o 3 paxyHKy Ha 1 ra P.-r . yr i,nh , rp H. (B u: iHax 2003 p.) BH piBH’HH= ,n H HaM i HH= p ’,n , ’ KH= Bi,n o6 p aia P epe,n H ho P Tp o KoBy u:HKJii H iP Th y ,n HHaMiu:i np H6yTKiB JI iHi= HH= TpeH ,n Рис. 2.12. Динаміка прибутків сільськогосподарських підприємств Харківської області
Закономірності зміни прибутків сільськогосподарських підприємств Харківської області у 1975-2003 рр. відображає така математична функція: У = -11,299Х + 469,27 + 26,460(Х – 2,515)sin(22,254(Х – 12,443)), (2.17) де У – прибуток на 1 га сільськогосподарських угідь, грн.; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції 0,631 майже вдвічі менший від аналогічного показника для лінійного тренда. Графічне зображення динамічного ряду прибутків і пара- метри функції 2.17 переконливо свідчать, що у динаміці при- бутків сільськогосподарських підприємств Харківської області також виявляється циклічна складова із середньою тривалістю циклу близько 16 років (360 : 22,254). Це практично точно відповідає встановленій тривалості середньострокових циклів у динаміці виробництва валової та товарної продукції сільського господарства. Цей висновок підтверджують і попередні наші дослідження [235, 240]. Середньострокові циклічні коливання прибутків у межах досліджуваного періоду мають чітко виражену тенденцію до зро- стання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань складала близько ±40 грн. на 1 га сільськогосподарських угідь, то в кінці періоду зросла до ±700 грн. Разом з тим слід звернути увагу на одну обставину: строки початку та завершення окремих фаз середньостроково- го циклу в динаміці прибутків відстають у середньому на два роки від строків настання окремих фаз середньострокових циклів у динаміці виробництва валової та товарної продукції сільського господарства. Таку ситуацію можна пояснити певною похибкою при обчисленні прибутків сільськогосподарських підприємств у цінах 2003 р. У 1992 та 1993 рр. сільськогоспо- дарськими підприємствами Харківської області було одержано найбільші суми номінального прибутку. Але добре відомо, що саме на ці роки припадає найбільш бурхливий розвиток
інфляції в Україні та найбільш істотне порушення паритету цін на сільськогосподарську та промислову продукцію (співвідно- шення цін за ці два роки погіршилося більш ніж у чотири рази). А тому високі суми номінального прибутку у 1992-1993 рр. повністю обумовлені інфляційною складовою. Досить ймовір- ним може бути, що у 1992-1995 рр. при здійсненні щомісячно- го індексування виробничих витрат на індекс інфляції реаль- ним результатом сільськогосподарського виробництва могли бути мінімальні прибутки, а то і збитки. Закладення ж у вихід- ний динамічний ряд прибутків найвищих їх рівнів у 1992-1993 рр. і призвело до зміщення синусоїди, яка відображає середнь- острокові циклічні коливання, праворуч на два роки. Прибутки від усього сільськогосподарського виробництва складаються з фінансових результатів окремих галузей сільсько- го господарства. У зв’язку з цим певний інтерес має досліджен- ня тенденцій зміни прибутків основної галузі сільського госпо- дарства – зернового виробництва. Динаміку прибутків цієї галузі, обчислених у розрахунку на 1 га їх посіву в сільськогосподарських підприємствах Харківсь- кої області за 1975-2003 рр. показано на рис. 2.13. Закономірності зміни цього показника в сільськогосподарсь- ких підприємствах Харківської області характеризує така функція: У = - 0,8039Х + 452,03 + 0,694(Х + 203,723)sin(8,468(Х+ +204,417)) + 18,155(Х – 2,674)sin(21,295(Х – 12,439)) – 11,044(Х – 8,378)sin(97,178(Х – 1,645)), (2.18) де У – прибуток на 1 га посіву зернових у цінах 2003 р., грн.; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає 0,273, що вдвічі нижче, ніж у лінійного тренда, та у функції, яка відображає закономірності зміні прибутків сільськогосподарсь- ких підприємств у цілому (функція 3.33). Функція 2.18 складається з лінійного тренда, який відоб- ражає загальну тенденцію зміни досліджуваного показника, та трьох гармонік, які віддзеркалюють три типи циклічних
1200 1000 800 600
400 200 0 -200
y = -0,8039x + 452,03 + 0,694(x + 203,723)sin(8,468(x + + 204,417)) + 18,155(x - 2,674)sin(21,295(x - -12,439)) - 11,044(x -8,378)sin(97,178(x -1,645)) R2 = 0,782 V3aJi = 0,273
1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 Po H cD aKTH H H= n pH 6yToK (y u: iHax 2003 p.) BHpiBH’HH= ,nHH aMi HH = p’,n, ’KH= Bi,no6paia KopoTKoPTpoKoBy u:HKJii HiPTh y ,nHHaMiu:i npH6yTKiB BHpiBH’HH= ,nHH aMi HH = p’,n, ’KH= Bi,no6paia ,noBroPTpoKoBy u:HKJii HiPTh y ,nHHaMiu:i npH6yTKiB BHpiBH’HH= ,nHH aMi HH = p’,n, ’KH= Bi,no6paia Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii HiPTh y ,nHHaMiu:i npH6yTKiB JIiHi=HH= TpeH,n Рис. 2.13. Дниаміка прибутків на 1 га посіву зернових по сільськогосподарських підприємствах Харківської області коливань у динаміці прибутків, одержаних в галузі зерно- вого виробництва. Параметри першої гармоніки функції 3.34 [0,694(Х + 203,723)sin(8,468(Х + 204,417))] характеризують довгострокову циклічність у динаміці досліджуваного по- казника. Тривалість довгого циклу складає 42,5 року (360 : 8,468). Друга гармоніка аналізованої функції [18,155(Х – 2,674)sin(21,295(Х – 12,439))] відображає середньострокові циклічні коливання в динаміці прибутків зернового вироб- ництва по Харківській області. Тривалість середньостроко- вого циклу складає 16,9 року, що є досить близьким до
тривалості середньострокового циклу в динаміці загальної суми прибутків сільськогосподарських виробників. Серед- ньострокові циклічні коливання мають тенденцію до зрос- тання. На початку досліджуваного періоду максимальна ам- плітуда циклічних коливань складала ±30 грн. / га, а в кінці періоду ±478 грн. Строки настання окремих фаз середньо- строкових циклів відповідають строкам настання фаз серед- ньострокових циклів у динаміці загальної суми прибутків сільськогосподарських підприємств, але відстають на два роки від строків настання фаз середньострокових циклів у динаміці урожайності та валових зборів зернових. Причи- ни цього явища пояснювалися вище. Параметри третьої гармо- ніки функції 2.18 [–11,044(Х – 8,378)sin(97,178(Х – 1,645))] відоб- ражають короткострокову циклічність у динаміці прибутків зернового виробництва. Тривалість короткострокових циклів трохи менше чотирьох років (360 : 97,178), що відповідає трива- лості короткострокових циклів у динаміці урожайності та вало- вих зборів зернових, а також тривалості короткострокових циклів у динаміці цін на зерно. Амплітуда короткострокових цик- лічних коливань прибутків також має тенденцію до зростання. Отже, коливання прибутків галузі зернового виробництва в повній мірі збігаються, а певною мірою і формують циклічні коливання загальних прибутків сільськогосподарських підприємств. Циклічні коливання в розмірах прибутків сільськогоспо- дарських підприємств призводять до коливання показників платоспроможності та фінансової стійкості сільськогоспо- дарських підприємств. Одним із головних показників платос- проможності є коефіцієнт поточної ліквідності, який визна- ча ється як співвідношення всіх оборотних активів підприємства та його короткострокових зобов’язань. Дослід- женнями динамічного ряду цього показника по сільськогос- подарських підприємствах Харківської області за 1975-2001 рр. виявлено тенденцію його зміни, яка характеризується такою математичною функцією (рис.2.14):
6,000 5,000 4,000 3,000
y = - 0,0078x2 + 0,2479x + 0,0735 R2 = 0,157; V3aJi = 0,724 y = - 0,0078x2 + 0,2479x + +0,0735+0,0048(x + +181,463)sin(23,174(x + 2,353)) R2 = 0,484; V3aJi = 0,566
2,000 1,000 0,000 1975 1980 1985 1990 1995 2000 Po H cDaKTH He 3Ha eHH’ Koe<Jiu:i HTa noTo Ho" JiiKBi,nHoPTi ,[(HHaMi HH= p’,n, BHpiBH’HH= 3a PHHyPo",noiO iapa6oJii HH= TpeH,n Рис. 2.14. Динаміка коефіцієнта поточної ліквідності по сільськогосподарських підприємствах Харківської області (на кінець року) У = -0,0078Х2 +0,2479Х +0,0735 + 0,0048(Х + 181,463)sin (23,174(Х +2,353)) (2.19) де У – коефіцієнт поточної ліквідності; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції склав 0,566. Загальна тенденція коефіцієнта поточної платоспромож- ності полягала в зростанні, але темп зростання уповільнював- ся і починаючи з 90-х років набув тенденції до зниження. У ди- наміці коефіцієнта поточної платоспроможності також простежується циклічність з тривалістю циклу 15,5 року (360 : 23,174), що є досить близьким до тривалості середньостроково- го циклу в динаміці прибутків сільськогосподарських
підприємств. Амплітуда гармонічних коливань коефіцієнта по- точної ліквідності зростає на протязі досліджуваного періоду з ±0,87 до ±1,00. Подібні циклічні коливання характерні також для динамі- ки питомої ваги короткострокових зобов’язань сільськогоспо- дарських підприємств у вартості їх капіталу, питомої ваги гро- шових коштів у вартості активів і т. ін. Наявність грошових коштів на рахунках у банках та у касі підприємства визначає його миттєву платоспроможність. Дво- разова зміна грошової одиниці, яка використовувалася на те- риторії України за останні два десятиріччя, та значні темпи інфляції у 90-х роках минулого століття не дозволяють порівня- ти в динаміці номінальні залишки грошових коштів сільсько- господарських підприємств. Але певну уяву про тенденції їх зміни можуть дати відносні показники, зокрема показник пи- томої ваги грошових коштів у вартості активів сільськогоспо- дарських підприємств. На рис. 2.15 наведено динаміку питомої ваги грошових коштів у капіталі сільськогосподарських підприємств Харківсь- кої області за 1975-2003 рр. Тенденції зміни питомої ваги грошових коштів у вартості ак- тивів сільськогосподарських підприємств відображає така функція: У = - 0,0181Х2 + 0,4971Х – 0,1934 + 0,029(Х + 58,153)sin(24,346(Х + 2,371)), (2.20) де У – питома вага грошових коштів у вартості активів, \%; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт детермінації для дано функції склав 0,742, а ко- ефіцієнт залишкової варіації – 0,591. Параметри тригонометричної частини функції 2.20 свідчать про наявність середньострокової циклічності в динаміці пито- мої ваги грошових коштів у вартості активів сільськогосподарсь- ких підприємств. Тривалість середньострокового циклу в ди- наміці досліджуваного показника склала близько 15 років.
10,00 8,00 6,00 4,00
2,00 0,00 -2,00
y = - 0,0181x2 + 0,4971x - 0,1934 + + 0,029(x + 58,153)sin(24,346(x + 2,371)) R2 = 0,742; V3aJi = 0,591
1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 Po H cDaKTH HH= piBeHh nHToMo" BarH rpoIlloBHx KoIllTiB y KaniTaJii BHpiBH’HH= ,nHHaMi HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii HiPTh iapa6oJii HH= TpeH,n Рис. 2.15. Динаміка питомої ваги грошових коштів у вартості активів сільськогосподарських підприємств Харківської області Амплітуда середньострокових циклічних коливань зросла з ±1,72 до ±2,47. Циклічні коливання рівня платоспроможності сільськогос- подарських підприємств та їх фінансового стану значною мірою визначають темпи відтворення основних засобів і динаміку рівня їх зносу (рис. 2.16). Рівень зносу основних засобів сільськогосподарських підприємств Харківської області на про- тязі майже всього досліджуваного періоду має досить чітку тен- денцію до зростання. Разом з тим у динаміці рівня зносу також існують прояви циклічності. Так, у 1980-1988 рр. фактичні рівні
зносу були вищими за лінію тренда, у 1989-1996 рр. – нижчи- ми, а у 1998-2001 рр. знову вищими. Тенденція зміни рівня зносу основних засобів по сільсько- господарських підприємствах Харківської області з урахуван- ням циклічної компоненти характеризується такою функцією: У = 0,0699Х2 – 0,9561Х +19,391 – 0,193 (Х + 7,015)sin(22,324 (Х +1,638)), (2.21) де У – рівень зносу основних засобів, \%; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт детермінації для даної функції склав 0,818, а коефіцієнт залишкової варіації – 0,166, що свідчить про досить високий ступінь наближення розрахункових значень функції 60 y = 0,0699x2 - 0,9561x + 19,391 50 R2 = 0,531; V3aJi = 0,267 y = 0,0699x2 - 0,9561x + 19,391 -0,193(x + 40 +7,015)sin(22,324(x + 1,638)) R2 = 0,818; V3aJi = 0,166 30 20 10 0 1975 1980 1985 1990 1995 2000 Po H cDaKTH HH= piBeHh 3HoPy oPHoBHHx 3aPo6iB ,[(HHaMi HH= p’,n, BHpiBH’HH= 3a PHHyPo",noiO iapa6oJii HH= TpeH,n Рис. 2.16. Динаміка рівня зносу основних засобів по сільськогосподарських підприємствах Харківської області (на кінець року)
до фактичних показників рівня зносу. Фази в циклічності рівня зносу майже співпадають з фазами циклів у динаміці виробництва валової продукції, прибутків і рівня платоспро- можності. Разом з тим слід звернути увагу на два важливих моменти. По-перше, в динаміці виробництва валової продукції, в динаміці прибутків, платоспроможності у 1980-1986 рр. цик- лічна функція знаходилася нижче обраної трендової кривої, а в динаміці рівня зносу, навпаки, вище. У 1988-1994 рр. спосте- рігалося зворотне співвідношення. Але така ситуація повністю відповідає економічній логіці: збільшення обсягів виробництва продукції й одержаних прибутків призводить до підвищення темпів оновлення основних засобів, а внаслідок цього – до зни- ження рівня їх зносу; зменшення обсягів виробництва про- дукції й одержаних прибутків, навпаки, супроводжується підви- щенням рівня зносу основних засобів. По-друге, початок відносно сприятливих і несприятливих фаз у динаміці рівня зносу основних засобів на один-три роки запізнюється в по- рівнянні з фазами динаміки виробництва валової та товарної продукції. Це теж зрозуміло, оскільки для здійснення істотних інвестицій необхідно мати певний час для накопичення фінан- сових ресурсів [226, 236]. Отже, циклічні коливання в динаміці урожайності сільсько- господарських культур і продуктивності тварин обумовлюють циклічні коливання в обсягах виробництва валової та товар- ної продукції сільського господарства, що в свою чергу при- зводить до відповідних періодичних коливань фінансових показників: розміру прибутків, рівня платоспроможності, фінансової стійкості, темпів відтворення основних засобів та рівня їх зносу. У динаміці фінансових результатів діяльності окремих галузей сільського господарства виявляється корот- кострокова циклічність, але внаслідок її асинхронності узагаль- нені фінансові показники не мають чітко вираженої коротко- строкової циклічності. У цілому наявність циклічних коливань в динаміці основ- них економічних показників значною мірою гальмує динаміч- ний розвиток сільськогосподарського виробництва.
|
| Оглавление| |