Економічний механізм розширеного відтворення в сільському господарстві - Навчальний посібник (Олійник О.В.)

2.3. фінансові наслідки циклічності відтворення сільськогосподарського виробництва

Одним 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

Подпись: fipH6y  o  H   1 r	.-r. yri�h, rpH.
(B :uiH  X 2003 p.)
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

Подпись: fipH6y  o  H   1 r  rro  iBy,
rpH.
(y :uiH  X 2003 p.)
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):

 

 

Подпись: Ko 	i:ui£H   rro oqHoi' JIi  Bi�Ho    i6,000

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

Подпись: fiH  oM   B r , \%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

Подпись: PiB Hh 3Ho y, \%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.