Розділ 2 тенденцІЇ економІчноЇ динамІки в сІльському господарствІ украЇни 2.1. динаміка урожайності основних культур та продуктивності тваринУрожайність сільськогосподарських культур є одним із ос- новних системоутворюючих показників ефективності сільсько- господарського виробництва. З одного боку, рівень урожайності як результативний показник віддзеркалює культуру землероб- ства, рівень інтенсивності виробництва, впровадження у вироб- ництво передових досягнень НТП, ступінь дотримання вимог технології, рівень забезпеченості господарств необхідними за- собами виробництва та трудовими ресурсами, рівень родючості земель, на яких ведеться виробництво та вплив інших факторів на формування врожаїв сільськогосподарських культур. З іншо- го боку, відповідний рівень урожайності сільськогосподарських культур є фундаментом для формування й обчислення систе- ми інших показників ефективності сільськогосподарського ви- робництва – від валового збору, вартості валової та товарної продукції до прибутку та показників прибутковості. Можна стверджувати, що тенденції зміни урожайності сільськогоспо- дарських культу значною мірою визначають загальні тенденції економічного розвитку сільськогосподарського виробництва. Ураховуючи той факт, що основу сільськогосподарського виробництва в Україні складає зернова галузь, розпочнемо саме з неї аналіз довгострокових тенденцій зміни урожайності сільськогосподарських культур. Динаміку урожайності зернових культур у цілому по Ук- раїні по всіх категоріях господарств за 1958-2003 рр. наведено
на рис. 2.1. У досліджуваному періоді урожайність зернових досить істотно коливалася по окремих роках. Загальну тенден- цію зміни урожайності відображає парабола другого порядку: У = -0,0182Х2 + 1,0287Х + 12,699, (2.1) де У – урожайність зернових, ц/га; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Коефіцієнт детермінації для даної функції склав 0,545. Се- реднє квадратичне відхилення фактичних рівні урожайності від лінії тренда 3,4 ц/га, а коефіцієнт залишкової варіації 14,2\%.
35 30
20 y = - 0 ,0182x2 + 1,0287x + 12 ,6 99 15 R2 = 0,545; y = - 0 ,0 18 2 x2 + 1,0287x + 12,6 9 9 - 10 - 0,066(x + 15,37 4)sin(22,30 1(x - 4,35 8)) y = - 0 ,0 18 2 x2 + 1,0287x + 12,6 9 9 - 0 ,066(x + 5 15,374 )sin(2 2,301 (x - 4,358 )) + 0,063 (X + 13 ,4 99 )sin(9 0,662(x + 0,401)) R2 = 0,80 6 0 1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003
cDaKTH H a yp oia= H iPT h BH p iB H’H H= ,n H HaM i H H = p’,n, ’KH = B i,no6 p aia KopoT Ko PT po Ko B y u: H KJi i H iPT h BH p iB H’H H= ,n H HaM i H H = p’,n, ’KH = B i,no6 p aia Pepe,n Hho P Tpo Ko By u:H KJi i H iPT h iap a6o Ji i HH = Tp eH ,n Рис.2.1. Динаміка урожайності зернових у цілому по Україні
На рис. 2.1 досить чітко видно, що фактична урожайність з певною періодичністю знаходиться то вище, то нижче встанов- леної лінії тренда. Це дозволяє зробити припущення про на- явність циклічної компоненти в її динаміці. Вирівнювання ди- намічного ряду урожайності за допомогою розробленої нами функції дозволило підтвердити дану тезу. Математичною оброб- кою даних динамічного ряду було встановлено таку функцію: У = -0,0182Х2 + 1,0287Х + 12,699 – 0,066(Х + 15,374)sin(22,301(Х – 4,358)) + 0,063(Х + 13,499)sin(90,662(х + 0,401)). (2.2) Функція 2.2 складається з трьох частин: параболічного трен- да та двох гармонік, які відображають два типи гармонічних коливань, властивих динаміці зернових культур в Україні. Пер- ша гармоніка [-0,066(Х + 15,374)sin(22.301(Х – 4,358))] свідчить про наявність середньострокових циклічних коливань урожай- ності зернових з тривалістю циклу 16,1 року (360 : 22,301). Уведення цієї гармоніки до трендової функції дозволило змен- шити середньоквадратичне відхилення фактичних рівнів уро- жайності від розрахункових до 2,8 ц/га і коефіцієнт залишко- вої варіації до 11,8\%. Графічне зображення цього типу коливань і параметри функції 2.2 свідчать про те, що середньострокові циклічні ко- ливання урожайності зернових культур мають тенденцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду макси- мальний рівень таких циклічних відхилень складав близько 1 ц [0,066(1 + 15,374)], то в кінці досліджуваного періоду він зріс майже до 4 ц [0,066(45 + 15,374). Друга гармоніка функції 2.2 свідчить про наявність у ди- наміці урожайності зернових культур в Україні короткостроко- вих циклічних коливань з тривалістю циклу близько чотирьох років (360 : 90,662). Даний висновок підтверджують і попередні наші дослідження [228, 242]. Урахування в трендовій функції короткострокових циклічних коливань зменшило середньок- вадратичне відхилення фактичних рівнів урожайності від роз- рахункових до 2,2 ц і коефіцієнт залишкової варіації до 9,3 \%.
Короткострокові циклічні коливання також мають тенден- цію до зростання від 1 ц [0,063Ч(1 + 13,499)] на початку дослід- жуваного періоду до 4 ц [0,063Ч(45 + 13,449)] у кінці. Циклічні коливання урожайності зернових культур значною мірою формують тенденції зміни їх валових зборів. Поряд із зерновим виробництвом важливе значення для економіки сільськогосподарських підприємств, для задоволен- ня потреб населення в продуктах харчування та для формуван- ня експортного потенціалу країни має виробництво соняшни- ку. Тому дуже важливо визначити тенденції зміни урожайності цієї культури. Загальну тенденцію зміни урожайності соняшнику в Ук- раїні за 1958-2003 рр. відображає така парабола другого поряд- ку (рис. 2.2): У = - 0,0092Х2 + 0,365Х +12,167, (2.3) де У – урожайність соняшнику, ц/га; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Наведене рівняння свідчить, що урожайність соняшнику в досліджуваному періоді мала тенденцію до зростання, але темп зростання поступово уповільнювався, з кінця 70-х років уро- жайність набула тенденції до зниження. На рис. 2.2 досить виразно видно наявність у динаміці уро- жайності соняшнику короткострокових і середньострокових циклічних коливань, які відображаються такою функцією: У = - 0,0092Х2 + 0,365Х +12,167 – 0,022(Х+53,491)sin(20,444(Х + 0,471)) + 0,0007(х + 1319,542)sin(164,313(Х – 0,165)). (2.4) Параметри першої гармоніки свідчать про наявність серед- ньострокової циклічності в динаміці урожайності соняшнику в цілому по Україні з тривалістю циклу 17,6 року (360 : 20,444). Включення цієї гармоніки до трендової функції підви- щило надійність апроксимації, оскільки зросло значення коеф- іцієнта детермінації та зменшилися середньоквадратичне відхи- лення фактичних значень урожайності від розрахункових і
y = -0,0092x2 + 0,365x + 12,167 10 R2 = 0,4264 y = -0,0092x2 + 0,365x + 12,167 -0,022(x + 5 53,491)sin(20,444(x + 0,471)) y = -0,0092x2 + 0,365x + 12,167 -0,022(x + 53,491)sin(20,444(x + 0,471)) ++ 0,0007(x + 1319,542)sin(164,313(x - 0,165)) 0 R2 = 0,704 1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003
cDaKTH Ha ypoia=HiPTh BHpiBH’HH= ,nHHaMi HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii HiPTh y ,nHHaMiu:i ypoia=HoPTi BHpiBH’HH= ,nHHaMi HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia KopoTKoPTpoKoBy u:HKJii HiPThy ,nHHaMiu:i ypoia=HoPTi iapa6oJii HH= TpeH,n Рис. 2.2. Динаміка урожайності соняшнику в Україні коефіцієнт залишкової варіації відповідно до 1,6 ц/га та 11,0 \%. Рівень циклічних відхилень урожайності від лінії довготрива- лого тренда має тенденцію до зростання: збільшення в межах досліджуваного періоду склало від 1,2 до 2,2 ц/га. Поряд із середньостроковими циклічними коливаннями в динаміці урожайності соняшника простежується і короткостро- кова циклічність з тривалістю циклу понад два роки (360 : 164,313). Оскільки тривалість такого циклу дорівнює не цілому числу, то графічне зображення вирівняного динамічного ряду вказує на пульсуючі циклічні коливання, які відображають найбільш істотні сплески або зниження урожайності в певні періоди: наприклад, в 1958-1959 рр., 1971-1973 рр., 1993-1996 рр. Рівень короткострокових циклічних коливань у динаміці
урожайності соняшнику на протязі досліджуваного періоду змінюється неістотно і складає близько 1 ц. Тенденції зміни урожайності соняшнику значною мірою визначають тенденції зміни його валових зборів. Отже, в динаміці валових зборів та урожайності соняшни- ку так само, як і в динаміці валових зборів та урожайності зер- нових у цілому по Україні, простежується середньострокова та короткострокова циклічність. Але якщо тривалість середньост- рокових циклів досить близька, то тривалість короткострокових циклів відрізняється принципово. Поряд із розглянутими сільськогосподарськими культурами важливе значення для економіки окремого господарства і Ук- раїни в цілому має цукрове буряківництво. Динаміку урожай- ності цукрових буряків у цілому по Україні за 1958-2003 рр. наведено на рис. 2.3. Загальну тенденцію зміни урожайності цукрових буряків відображає така парабола другого порядку: У = - 0,1976 Х2 + 8,532Х + 177,78, (2.5) де У – урожайність цукрових буряків, ц/га; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. У межах досліджуваного періоду урожайність цукрових буряків в Україні мала тенденцію до зростання, але темп зрос- тання поступово уповільнювався, і з кінця 70-х років уро- жайність набула тенденції до зниження. Разом з тим надійність даної трендової лінії досить низька, оскільки середньоквадра- тичне відхилення фактичних рівнів урожайності від розрахун- кових складає 35,1 ц/га, а коефіцієнт залишкової варіації дорі- внює 15,0 \%. У динаміці урожайності цукрових буряків виявляється се- редньострокова та короткострокова циклічність, що відобра- жається такою функцією: У = - 0,1976 Х2 + 8,532Х + 177,78 + 0,169(Х + 112,747)sin(23,425(Х + 3,089)) + 0,012(Х + 2260,678)sin(58,739(Х -0,339)). (2.6)
400 350
250 200 150 100 50 0
y = -0,1976x2 + 8,532x + 177,78 y = -0,1976x2 + 8,532x + 177,78 +0,169(x + 112,747)sin(23,425(x + 3,089)) y = -0,1976x2 + 8,532x + 177,78 +0,169(x + 112,747)sin(23,425(x + 3,089)) + + 0,012(x + 2260,678)sin(58,739(x - 0,339))
1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003
cDaKTH H a ypoia=HiPTh BHpiBH’HH= ,nHHaMi HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii HiPTh y ,nHHaMiu:i ypoia=HoPTi BHpiBH’HH= ,nHHaMi HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia KopoTKoPTpoKoBy u: HKJii HiPTh y ,nHHaMiu: i ypoia=HoPTi iapa6oJii HH= TpeH,n Рис. 2.3. Динаміка урожайності цукрових буряків в Україні Функція 2.6 складається з параболічного тренда довгостро- кової зміни урожайності цукрових буряків і двох гармонік, які відображають різні типи циклічних коливань досліджуваного показника. Параметри першої гармоніки [0,169(Х + 112,747)sin(23,425 (Х + 3,089))] свідчать, що в динаміці урожайності цукрових буряків виявляється середньострокова циклічність з тривалістю циклу 15,4 року (360 : 23,425). Включення цієї гармоніки до трендової функції дозволило підвищити надійність трендової лінії, оскільки середньоквадратичне відхилення фактичних рівнів урожайності від розрахункових зменшилося до 31 ц, а
коефіцієнт залишкової варіації – до 13,3 \%. Середньострокові циклічні коливання урожайності цукрових буряків мають тен- денцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимальний рівень середньострокових циклічних відхилень урожайності складав 19 ц/га, то в кінці досліджуваного періо- ду він зріс до 26,7 ц/га. Друга гармоніка функції 2.6 [0,012(Х + 2260,678)sin(58,739 (Х - 0,339))] віддзеркалює короткострокові циклічні коливан- ня урожайності цукрових буряків у цілому по Україні із серед- ньою тривалістю такого циклу близько шести років (360 : 58,739). Включення даної гармоніки до моделі дозволило змен- шити середньоквадратичне відхилення фактичних рівнів уро- жайності від розрахункових до 24,6 ц/га і знизити коефіцієнт залишкової варіації до 10,5\%. Амплітуда короткострокових циклічних коливань навіть дещо вища від амплітуди середньострокових циклічних коли- вань і складає ± 27,6 ц/га. Тенденції зміни урожайності цукрових буряків значною мірою визначають тенденції зміни їх валових зборів. Отже, проведене нами дослідження тенденцій зміни уро- жайності основних сільськогосподарських культур з викорис- танням розробленої нами математичної функції дозволило вста- новити наявність середньострокової та короткострокової циклічності. Тривалість середньострокових циклів у динаміці урожайності та валових зборів досліджуваних культур є досить близькою і коливається від 15 до 18 років, що дозволяє вису- нути припущення про економічний характер і спорідненість причин, які призводять до таких коливань. Але це питання потребує додаткового дослідження. Тривалість короткостроко- вих циклічних коливань у динаміці урожайності та валових зборів основних сільськогосподарських культур не збігається і коливається від 2,2 року у соняшнику до шести років у цукро- вих буряків. Це дозволяє також припустити, що причиною та- ких коливань є асинхронні коливання найбільш важливих па- раметрів погодних умов для окремих культур.
Поряд з динамікою урожайності сільськогосподарських культур важливе значення має динаміка продуктивності тварин. Показники продуктивності сільськогосподарських тварин за своїм значенням і змістом дуже близькі до показників урожай- ності сільськогосподарських культур у рослинництві. З одного боку, рівень продуктивності тварин як результативний показ- ник віддзеркалює культуру ведення виробництва у тварин- ництві, рівень інтенсивності виробництва, впровадження досяг- нень НТП, ступінь дотримання вимог технології, рівень годівлі тварин і забезпеченість іншими засобами виробництва, племін- ний і породний склад стада та всі інші фактори, які впливають на обсяги виробництва продукції тваринництва. З іншого боку, відповідний рівень продуктивності сільськогосподарських тва- рин є фундаментом для формування й обчислення інших показ- ників ефективності сільськогосподарського виробництва – від обсягів виробництва валової продукції до прибутку та рівня прибутковості. Виходячи з цього, можна зробити висновок, що тенденції зміни продуктивності тварин значною мірою визна- чають тенденції розвитку сільськогосподарського виробництва. Однією з основних галузей сільськогосподарського вироб- ництва в цілому по Україні та в багатьох сільськогосподарсь- ких підприємствах є молочне скотарство. Саме з динаміки про- дуктивності корів і розпочнемо дослідження прояву циклічності в галузях тваринництва. Динаміку продуктивності корів у цілому по Україні в усіх категоріях господарств за 1950-2003 рр. показано на рис. 2.4. Загальна тенденція зміни продуктивності корів в Україні характеризується такою параболою другого порядку: У = - 0,5959Х2 + 54,433Х + 1266, (2.7) де У – продуктивність корів, кг; Х – порядковий номер року досліджуваного періоду. Наведена функція досить точно відображає загальну тен- денцію динаміки продуктивності корів у досліджуваному пер- іоді, оскільки коефіцієнт залишкової варіації для даної функції
3500
2500 2000 1500 1000 500 0
y = - 0,5959x2 + 54,433x + 1266 R2 = 0,7554; V3aJi = 0,095 y = -0,5959x2 + 54,433x + 1266 - 7,966(x -
1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000
cDaKTH Ha npo,nyKTHBHiPTh KopiB BHpiBH’HH= ,nHHaMi HH= p’,n, ’Ki= Bi,no6paia Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii HiPTh iapa6oJii HH= TpeH,n Рис. 2.4. Динаміка продуктивності корів в Україні складає 0,095, тобто фактичні рівні динамічного ряду в серед- ньому відхиляються від лінії тренда на 9,5 \%. Разом з тим гра- фічне зображення динамічного ряду свідчить, що фактичні рівні продуктивності корів з певною періодичністю відхиля- ються від параболічного тренда, що дозволяє висунути тезу про наявність цикліч- ності в динаміці продуктивності корів. Вирівнювання динамічного ряду продуктивності корів за допомогою розробленої нами функції підтвердило тезу про наявність циклічних коливань у досліджуваному динамічному ряду. Такі зміни продуктивності корів у цілому по Україні відображає така функція: У = - 0,5959Х2 + 54,433Х + 1266 - 7,966(Х - 0,438)sin(23.001(Х + 4.067)) (2.8)
Функція 3.13 більш точно відображає тенденції зміни про- дуктивності корів у цілому по Україні, оскільки значення кое- фіцієнта залишкової варіації для неї складає 0,050 проти 0,095 для параболи другого порядку. Графічне зображення динамічного ряду продуктивності корів і параметри функції 2.8 свідчать про наявність середньо- строкових циклічних коливань із середньою тривалістю циклу 15,6 року (360 : 23,001). Такий висновок підтверджують і попе- редні наші дослідження [211]. Середньострокові циклічні коли- вання мають чітко виражену тенденцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимальне відхилення сину- соїдальних коливань складало ±4,5 кг, то в кінці досліджувано- го періоду воно зросло до 426,6 кг. Таким чином, у динаміці продуктивності корів у цілому по Україні простежується середньострокова циклічність, подібна до встановленої в динаміці урожайності основних сільськогос- подарських культур та їх валових зборів. Практично повністю співпадають і окремі фази таких циклів. Наприклад, на 1985- 1992 рр. припадала сприятлива фаза в динаміці продуктивності корів, а на 1993-1999 рр. – несприятлива (рис. 3.8). 2000-й рік знаменував початок нової сприятливої фази середньостроко- вого циклу в динаміці продуктивності корів. Якщо поверну- тися до розгляду фаз середньострокових циклів у динаміці уро- жайності зернових (рис. 2.1), то побачимо, що на 1984-1993 рр. припадала сприятлива фаза, а на 1994-2001 рр. несприятлива. 2002-й рік знаменував початок нової сприятливої фази в ди- наміці урожайності зернових у цілому по Україні. Отже, розбіжність у строках початку та завершення окремих фаз скла- дала лише один рік, що можна віднести на точність розрахунків. Разом з тим слід звернути увагу і на одну принципову відмінність у динаміці продуктивності корів у порівнянні з тен- денціями зміни урожайності основних сільськогосподарських культур. З графічного зображення динамічного ряду продуктив- ності корів (рис. 2.4) досить чітко видно, що в динаміці дослід- жуваного показника відсутні короткострокові циклічні коли- вання. Унаслідок цього рівень наближення розрахункових
даних до фактичних при вирівнюванні динамічного ряду про- дуктивності корів значно вище, ніж при вирівнюванні динамі- чних рядів урожайності сільськогосподарських культур. Так, коефіцієнт залишкової варіації для функції 2.8 склав 0,050, а для трендових ліній, які відображають циклічні коливання урожай- ності основних культур, він майже завжди був вищим за 0,100. Відносно цього припустити, що циклічні коливання продуктив- ності корів обумовлені в першу чергу циклічними коливаннями рівня годівлі тварин. Але оскільки протягом календарного року у тваринництві споживаються корми, приблизно половина яких вирощена в попередньому році, а друга половина у звітному, можна стверджувати, що за рахунок цього відбувається згладжу- вання впливу короткострокових циклічних коливань у динаміці надходження кормів для тваринництва. |
40
25
Po
H
20
15
Po
H
300
R2
= 0,737
Po
H
3000
0,438)sin(23,001(x
+ 4,067)) R2 = 0,932; V3aJi = 0,050
Po
H |
