2.2. циклічність у динаміці валової та товарної продукції сільського господарства

Одним із найбільш поширених результативних показників сільськогосподарського виробництва є валова продукція. З од- ного боку,  показник  валової продукції сам виступає результа- том сільськогосподарського  виробництва, з іншого  – він є ба- зою для обчислення інших вартісних результативних показників. Валова продукція  – це вся продукція  сільського господарства,   вироблена за певний період  часу.

Циклічні  коливання в динаміці урожайності сільськогоспо- дарських культур і продуктивності  тварин, а також відповідні зміни в обсягах валового виробництва окремих видів продукції рослинництва та тваринництва функціонально  впливають на показники  виробництва валової та товарної продукції  в ціло- му по сільському господарству. Тому наступним кроком було з’ясування тенденцій динаміки  виробництва саме валової та товарної продукції.

В економічній  практиці  для забезпечення  співставності показників  валової продукції використовуються співставні або порівнянні ціни затверджувані міністерством статистики Украї-

ни і використовувані на протязі декількох років. Але оскільки для дослідження циклічності в динаміці окремих економічних показ- ників, у тому числі валової продукції, необхідно використовува- ти статистичні  дані за досить тривалий період часу, на протязі якого співставні  ціни змінювалися  декілька  разів, скористаємо- ся  щоб уникнути  впливу цінового фактора, відносними показ- никами зміни обсягів сільськогосподарського виробництва, а саме – індексами валової продукції сільського господарства.

На рис. 2.5 наведено  динаміку  базисних індексів валової продукції сільського господарства за 1960-2003 рр. в усіх кате- горіях господарств у цілому по Україні.

Лінійний тренд, який відображає загальну тенденцію зміни індексів валової продукції  в досліджуваному періоді,  має та- кий  вираз:

У = -0,1634Х + 137,86,          (2.9)

де У – базисний індекс валової продукції, \% (1960 р. = 100); Х – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Графічне зображення динамічного ряду індексів валової про-

дукції сільського господарства на рис. 2.5 і значення коефіцієн-

та залишкової варіації для даної функції свідчать про дуже низь- ку  точність відображення даною трендовою лінією  тенденцій зміни досліджуваного показника. Значно точніше закономірності зміни індексів валової продукції відображає така функція:

У = -0,1634Х + 137,86 + 0,383(Х + 73,179)sin(8,213(Х –

12,399)) – 0,408(Х + 4,329)sin(21,936(х - 0,666)).   (2.10)

Коефіцієнт залишкової варіації  для даної моделі складає

0,048, що в 4,3 раза нижче, ніж у лінії лінійного тренда.

Функція 2.10 складається  з лінійного  тренда та двох гар- монік, які відображають два типи циклічних коливань, власти- вих динаміці індексів валової продукції сільського господарства. Параметри  першої  гармоніки   функції   3.26  [0,383(Х   +

73,179)sin(8,213(Х – 12,399))] свідчать про наявність у динаміці досліджуваного показника довгострокової циклічності  з трива-

200

180

160

140

120

100

80

60

40

20

0

y = -0,1634x + 137,86

R2 = 0,0055;   V3aJi = 0,208

y = -0,1634x + 137,86 + 0,383(x +

73,179)sin(8,213(x  -12,399)) -

- 0,408(x + 4,329)sin(21,936(x -0,666)) R2 = 0,946;   V3aJi = 0,048

1960   1965   1970   1975   1980   1985   1990   1995   2000

Po  H

cDaKTH  Hi iH,neKPH BaJioBo" npo,nyKu:i" PiJihPhKoro ro Pno,napPTBa

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i iH,neKPiB BaJio Bo" npo,nyKu:i"

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   ,noBroPTpo KoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i  iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i" JIiHi=HH= TpeH,n

Рис. 2.5. Динаміка індексів валової продукції сільського господарства в усіх категоріях господарств в Україні

лістю циклу близько 44 років (360 : 8,213).  Амплітуда довгост- рокових циклічних коливань має тенденцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимально можливі гар- монічні відхилення складали ±28,4 \% [0,383(1 + 73,179)], то в кінці вони зросли до ±44,9\% [0,383(44 + 73,179)].

Поряд з довгостроковою циклічністю в динаміці індексів ва- лової продукції сільського господарства виявляється середньос- трокова циклічність, яку відображає друга гармоніка функції 3.26

[- 0,408(Х + 4,329)sin(21,936(х -0,666))]. Тривалість середньост- рокового циклу складає 16,4 року (360 : 21,936).  Цей показник у динаміці індексів валової продукції та строки початку і завер- шення окремих фаз циклів повністю збігаються з встановлени- ми параметрами   середньострокової циклічності в динаміці ва- лового виробництва основних видів сільськогосподарської продукції.  Середньострокові  циклічні коливання в межах дос- ліджуваного періоду  мають тенденцію  до зростання. Якщо на початку досліджуваного періоду максимально можлива амплітуда середньострокових гармонічних  коливань складала близько ±2 \% [0,408(1 + 4,329)], то в кінці вона зросла майже до ±20 \% [0,408(44

+ 4,329)].

У  формуванні  загальних обсягів  валового виробництва сільськогосподарської  продукції  України  беруть участь як сільськогосподарські підприємства, так і підсобні  господарства населення. В останні роки досить чітко виявляється тенденція до зростання питомої ваги продукції,  виробленої в господар- ствах населення. У зв’язку з цим певній інтерес має досліджен- ня тенденцій зміни обсягів виробництва валової продукції саме в цих двох категоріях  господарств. Такий  аналіз  дасть змогу визначити участь кожної  категорії  господарств у формуванні циклічності в динаміці валової продукції в цілому по Україні.

На рис. 2.6 зображено динаміку базисних індексів валової продукції  сільського господарства в сільськогосподарських підприємствах України  за 1960-2003 рр.

Графічне зображення динамічного  ряду індексів  валової продукції по сільськогосподарських підприємствах дуже подібне до графічного зображення динамічного  ряду індексів  валової продукції в усіх категоріях господарств. Але є і свої відмінності. По-перше, обсяги виробництва валової продукції  в сільськогос- подарських підприємств за період 1960-1989 рр. зросли більш ніж удвічі, а в усіх категоріях господарств – в 1,8 раза. По-друге, ви- робництво валової продукції  сільськогосподарських підприємств за 1989-1999 рр. скоротилося у чотири рази, а в цілому по сільському господарству – приблизно в двічі. Тобто коливання обсягів виробництва в сільськогосподарських

підприємствах більш вагоме, ніж в цілому по сільському госпо- дарстві. Унаслідок цього і циклічна компонента в динамічному ряду, який відображає динаміку виробництва валової продукції сільськогосподарських підприємств,  виражена більш чітко.

250

200

150

100

50

0

y = 123,998 + 0,642x +2,192(x +

+5,036)sin(7,678(x - 9,495)) -

- 0,583(x + 4,569)sin(21,949(x - 0,722) R2 = 0,958;   V3aJi = 0,069

1960  1965  1970  1975  1980  1985  1990  1995  2000

Po  H

cDaKTH  Hi 6a3HPHi iH,neKPH BaJioBo" npo,nyKu:i" B PiJihPhKoroPno,napPhKHx ni,nnpH  MPTBax

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   Pepe,nHhoPTpoKoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i iH,neKPiB  BaJioBo" npo,nyKu:i" BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   ,noBroPTpoKoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i  iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i"

Рис. 2.6. Динаміка базисних індексів валової продукції сільського господарства в сільськогосподарських підприэмсатвах України

Закономірності зміни обсягів виробництва валової продукції сільськогосподарських підприємств  відображає  така функція:

У = 123,998 + 0,642Х + 2,192(Х + 5,036)sin(7,678(х – 9,495))–

0,583(Х + 4,569)sin(21,949(Х -0,722)),         (2.11)

де У – індекс валової продукції, \% (1960 р. = 100);

Х – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Коефіцієнт  залишкової варіації  для даної функції  складає

0,069, тобто фактичні значення індексів валової продукції відхи-

ляються від розрахункових,  обчислених за рівнянням   2.11, в середньому на 6,9 \%.

Функція 2.11 складається з лінійного тренда, який відобра-

жає довгострокову тенденцію  зміни  виробництва валової про- дукції сільськогосподарських підприємств, та двох гармонік, які відображають  два типи  циклічних  коливань, властивих ди- наміці  досліджуваного  показника.  Параметри першої гармоні- ки функції 3.27 [2,192(Х + 5,036)sin(7,678(х – 9,495))] відобра- жають довгострокову циклічність  у динаміці  виробництва валової продукції  сільськогосподарських  підприємств.  Три- валість  довгого циклу  складає близько 47 років  (360  : 7,678). Довгострокові циклічні коливання мають тенденцію до зростан- ня. Друга гармоніка функції 2.11 [– 0,583(Х + 4,569)sin(21,949(Х

-0,722))] відображає середньострокову циклічність у динаміці виробництва валової продукції  сільськогосподарських підприємств. Тривалість  середньострокового   циклу   складає, як  і в  цілому  по  сільському господарству України, 16,4 року (360 : 21,949).  Амплітуда циклічних коливань має тенденцію до зростання і є трохи вищою, ніж у динамічному ряду, який відоб- ражає динаміку виробництва валової продукції в усіх   категор- іях господарств. Якщо на початку досліджуваного періоду мак- симально можливі  гармонічні  коливання досліджуваного показника складали ±3,2 \%, то в кінці   ±28,3 \%.

Динаміка індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення за 1960-2003 рр. показана на рис. 2.7.

Передусім звертає на себе увагу принципова розбіжність у закономірностях  зміни  індексів  валової продукції  сільського господарства в господарствах населення. По-перше, в динаміці виробництва валової сільськогосподарської  продукції  госпо- дарств населення відсутнє істотне зниження у 1989-1999 рр. По-друге, за період 1960-1989 рр., як і до 1999 р. обсяги вироб- ництва валової продукції  господарств населення зросли лише на 20 \%. Значне зростання обсягів  виробництва валової про- дукції  у 2000-2003 рр. обумовлено  істотним розширенням ре- сурсного потенціалу цих господарств у зв’язку з реформуван- ням сільськогосподарських підприємств  на засадах приватної

170

160y = 1,136x + 98,222 +0,255(x - 2,509)sin(10,961(x + 27,195)) -

1500,045(x + 31,751)sin(22,064(x - 1,215))

140R  = 0,8788;   V3aJi = 0,047

130

120

110

100

90

1960   1965   1970   1975   1980   1985   1990   1995   2000

Po  H

cDaKTH  Hi iH,neKPH BaJioBo" npo,nyKu:i" PiJihPhKoro roPno,napPTBa

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i"

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   ,noBroPTpoKoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i  iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i" JI iHi=HH= TpeH,n

Рис. 2.7. Динаміка індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення України

власності та частковою передачею їм певних площ сільськогос- по-дарських угідь і деякої частини матеріально-технічної бази.

Тенденції зміни індексів валової продукції сільського госпо- дарства в господарствах населення відображає така функція:

У = 1,136Х + 98,222 + 0,255(Х -2,509)sin(10,961(Х +

27,195)) – 0,045(Х + 31,751)sin(22,064(Х -1,215)), (2.12)

У – індекс валової продукції, \% ( 1960 р. = 100);

Х – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Коефіцієнт  залишкової варіації  для даної функції  складає

0,047, що вказує на досить високий ступінь наближення розра-

хункових  значень індексів валової продукції  до фактичних.

Параметри функції  2.12 також свідчать  про довгострокову та середньострокову  циклічність  у динаміці  індексів валової продукції сільського господарства в господарствах населення, але її прояв значно менший, ніж  у динаміці валової продукції сільськогосподарських  підприємств. Наприклад, якщо макси- мальна амплітуда  середньострокових гармонічних  коливань у динаміці  валової продукції  сільськогосподарських підприємств в кінці досліджуваного періоду складала  ±28 \%, то в динаміці валової продукції господарств населення – лише ±3 \%.

Більш високу сталість розвитку сільськогосподарського ви- робництва в господарствах населення можна пояснити декіль- кома обставинами. По-перше,   в переважній більшості госпо- дарств воно базується на застосуванні ручної праці з мінімальним рівнем її механізації. Унаслідок цього в господар- ствах населення на протязі  більшої  частини досліджуваного періоду  не було проблеми з відтворенням  основних засобів виробничого призначення. По-друге, в підсобних господарствах населення дуже  обмежено використовуються

мінеральні  добрива, пальне для виконання сільськогоспо- дарських робіт, корми промислового виробництва і т. ін. Тому вони значно менше страждають від посилення диспаритету цін на сільськогосподарську та промислову продукцію. По-третє, в період найбільшого спаду сільськогосподарського виробництва у 1989-1999 рр. в сільськогосподарських підприємствах  дуже істотно знизилася кількість працюючих у суспільному секторі і швидкими темпами знижувалася реальна заробітна  плата пра- цівників  сільськогосподарських підприємств. Тому розвиток підсобного господарства  для значної частини населення був одним з основних шляхів до виживання у той час. І чим мен- шим був дохід від участі у суспільному виробництві, тим більше зусиль треба було докладати в підсобному господарстві. Мож- на прогнозувати,  що істотне підвищення  реальної заробітної плати найманих працівників сільськогосподарських підприємств і підприємств інших галузей народного господар- ства буде супроводжуватися уповільненням темпів  зростання, а може, і зменшенням обсягів виробництва сільськогосподарсь-

кої продукції в господарствах населення. У цілому ж основною причиною циклічності  відтворення  валової сільськогосподарсь- кої продукції в усіх категоріях господарств є циклічні коливан- ня обсягів виробництва в сільськогосподарських підприємствах.

Обсяги валової продукції  сільського господарства склада- ються з валової продукції  рослинництва та валової продукції тваринництва. У зв’язку з цим певний науковий інтерес має з’ясування внеску галузей  рослинництва та тваринництва у формування тенденцій зміни обсягів виробництва валової про- дукції в цілому по сільському господарству.

На рис. 2.8 наведено динаміку  індексів валової продукції рослинництва в усіх категоріях господарств в Україні  за 1960-

2003 рр. Обсяги виробництва валової продукції  рослинництва досить істотно коливаються по роках. Це обумовлено значною залежністю обсягів виробництва продукції  рослинництва від погодних умов відповідного  року.

Тенденції зміни  індексів валової продукції  рослинництва відображає така функція:

У = 131,886 – 0,064Х – 0,091(Х + 345,218)sin(7,025(Х +

16,397)) – 0,489(Х – 6,584)sin(22,714(Х – 1,835)) –

0,162(Х + 18,113)sin(90,661(Х + 0,754)),     (2.13)

де У – індекс валової продукції, \% (1960 р. = 100);

Х – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Коефіцієнт  залишкової варіації  для даної функцій  складає

0,062, що свідчить про досить високий рівень наближення роз-

рахункових значень індексів валової продукції  до фактичних.

Функція 2.13 складається з лінійного  тренда та трьох гар- монік, які відображають  різні типи циклічних  коливань у ди- наміці індексів валової продукції рослинництва. Перша гармо- ніка [–  0,091(Х + 345,218)sin(7,025(Х + 16,397))] свідчить про наявність у динаміці досліджуваного показника довгострокових циклічних  коливань з тривалістю циклу 51 рік (360 : 7,025).

Параметри  другої гармоніки  функції  3.29 [–  0,489(Х  –

6,584)sin(22,714(Х  –  1,835))]  відображають середньострокову

200

180

160

140

120

100

80

60

40

y = 131,886 - 0,064x - 0,091(x + 345,218)sin(7,025(x +

+16,397)) - 0,489(x - 6,584)sin(22,714(x - 1,835)) -

- 0,162(x + 18,113)sin(90,661(x + 0,754))

2

20        R

0

= 0,882;  V3aJi = 0,062

1960  1965  1970   1975  1980  1985   1990  1995   2000

Po  H

cDaKTH  Hi iH,neKPH BaJioBo" npo,nyKu:i" poPJiHHHHu:TBa

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   KopoTKoPTpoKoBy u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i  iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i"

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   Pepe,nHhoPTpoKoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i"

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   ,noBroPTpoKoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i  iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i"

Рис. 2.8. Динаміка індексів валової продукції рослинництва в усіх категоріях господарств в Україні

циклічність  у динаміці  валової продукції  рослинництва. Три- валість середньострокового циклу складає близько 16 років (360

: 22,714),  що повністю відповідає  встановленій середньостро- ковій  циклічності  в динаміці  валового виробництва основних сільськогосподарських культур. Середньострокові циклічні ко- ливання мають тенденцію до посилення.

Якщо на початку досліджуваного періоду максимальна ам- плітуда гармонічних коливань складала ±2,7 \%, то в кінці пер- іоду вона зросла до 18,3 \%. Строки настання окремих фаз се-

редньострокових циклів у динаміці валової продукції співпада- ють з відповідними строками початку та закінчення  відповід- них фаз у динаміці  основних сільськогосподарських культур. Третя гармоніка функції 3.29 [– 0,162(Х + 18,113)sin(90,661(Х +

0,754))] відображає короткострокові циклічні коливання обсягів виробництва валової продукції рослинництва. Тривалість корот- кострокових циклів  складає близько чотирьох років  (360 :

90,661). Така циклічність була виявлена в динаміці урожайності зернових культур і соняшнику (підрозділ 3.1). Амплітуда корот- кострокових циклічних коливань зростає в межах досліджувано- го періоду з  ±2,9\% до ±10,1 \%.

Динаміку  індексів валової продукції  тваринництва в усіх категоріях господарств у цілому по Україні показано на рис. 2.9. На відміну від динаміки валової продукції рослинництва, зміни обсягів виробництва валової продукції тваринництва не мають таких різких перепадів по окремих роках. Причини цього яви- ща пояснювалися в підрозділі 2.1.

Тенденції  зміни індексів  валової продукції  тваринництва в усіх категоріях  господарств України  відображає така функція:

У = -0,2484Х +137,3 + 0,662(Х + 44,103)sin(8,410(Х –

13,178)) – 0,517(Х + 3,179)sin(22,357(Х – 1,206)), (2.14)

де У – індекс валової продукції, \% (1960 р. = 100);

Х – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Коефіцієнт  залишкової варіації  для даної функції  0,045

свідчить про досить точне відображення  обраною лінією трен-

да тенденцій зміни обсягів виробництва валової продукції тва- ринництва в Україні.

Функція 2.14 складається з лінійного тренда, який відобра- жає загальну тенденцію  зміни  досліджуваного показника,  та двох гармонік, які відображають два типи циклічних  коливань у динаміці обсягів виробництва валової продукції тваринницт- ва. Параметри  першої гармоніки  функції  2.14  [0,662(Х  +

44,103)sin(8,410(Х – 13,178))] відображають довгострокову циклічність  у динаміці  обсягів  виробництва валової продукції

200

180

160

140

120

100

80

60

40

20

0

y = -0,2484x + 137,3

R2 = 0,0087  V3aJi = 0,256

y = -0,2484x + 137,3 + 0,662(x + 44,103)sin(8,410(x  - -

13,178))- 0,517(x + 3,179)sin(22,357(x  - 1,206)) R2 = 0,969;   V3aJi = 0,045

1960   1965   1970   1975   1980   1985   1990   1995   2000

Po  H

cDaKTH  Hi iH,neKPH BaJioBo" npo,nyKu:i" TBapHHHHu:TBa

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i"

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   ,noBroPTpoKoBy

u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i iH,neKPiB BaJioBo" npo,nyKu:i" JI iHi=HH= TpeH,n

Рис. 2.9. Динаміка індексів валової продукції тваринництва в усіх категоріях господарств в Україні

тваринництва з тривалістю циклу 43 роки (360 : 8,410). Довго- строкові  циклічні коливання мають тенденцію  до посилення. Друга гармоніка функції 3.30 [–0,517(Х + 3,179)sin(22,357(Х –

1,206))] відображає середньострокову циклічність у динаміці обсягів валової продукції тваринництва. Тривалість середньос- трокового циклу складає близько 16 років (360: 22,357).

Середньострокові  циклічні коливання мають чітко вираже-

ну тенденцію до посилення. Якщо на початку досліджуваного періоду  максимальна амплітуда  гармонічних  коливань склада-

ла ±2,2 \%, то в кінці періоду зросла до ±24,4 \%. Строки настан- ня окремих фаз середньострокового циклу співпадають зі стро- ками настання фаз аналогічних циклів  у динаміці  валового виробництва основних видів  тваринницької продукції.

Певний інтерес  має співставлення  тенденцій  зміни  обсягів виробництва валової продукції сільського  господарства в ціло- му по Україна з тенденціями її зміни в окремих регіонах. У зв’язку з цим розглянемо динаміку обсягів виробництва вало- вої продукції сільського господарства по сільськогосподарських підприємствах Харківської області за 1975-2003 рр. (рис. 2.10).

2500

2000

1500

1000

500

0

y = -1,9054x2 + 29,181x + 1550,1

R2 = 0,5552;  V3aJi = 0,165

y = -1,9054x2 + 29,181x + 1550,1 - 7,631(x +

+18,416)sin(23,735(x - 4,222)) R2 = 0,814;   V3aJi = 0,107

1975  1978  1981  1984  1987  1990  1993  1996  1999  2002

Po  H

cDaKTH  HH= o6P’r BHpo6HHu:TBa  BaJioBo" npo,nyKu:i"

BHpiBH’HH= ,nHHaMi  HH= p’,n, ’KH= Bi,no6paia   Pepe,nHhoPTpoKoBy u:HKJii  HiPTh y ,nHHaMiu:i BHpo6HHu:TBa  BaJioBo" npo,nyKu:i"

iapa6oJii  HH= TpeH,n

Рис. 2.10. Динаміка обсягів виробництва валової продукції по сільськогосподарських підприємствах Харківської області (в порівнянних цінах 2000 р.)

Оскільки  за досліджуваний  період  для вартісного вимірю- вання обсягів  валової продукції  використовувалися різні співставні ціни і навіть різні грошові одиниці, загальний обсяг виробництва валової продукції  визначався за натуральними показниками по 12-ти основних видах продукції та з викорис- танням  порівняльних цін 2000 р. Математична обробка даних такого динамічного ряду по сільгосппідприємствах Харківської області  дозволила встановити таку функцію,  яка відображає закономірності зміни обсягів виробництва валової сільськогос- подарської продукції:

У = -1,9054Х2 + 29,181Х + 1550,1 –

7,631(Х + 18,416)sin(23,735(Х – 4,222),      (2.15)

де У – валова продукція, млн. грн.;

Х – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Коефіцієнт  залишкової варіації  для даної функції  складає

0,107, тобто фактичні дані досліджуваного динамічного ряду в середньому на 10,7 \% відхиляються від розрахункових, обчис- лених за обраною лінією тренда.

Оскільки  період  дослідження динаміки валової продукції сільськогосподарських підприємств Харківської області корот- ший за період дослідження в цілому по Україні, то як базу для побудови трендової кривої обрано параболу другого порядку, яка відображає  загальну тенденцію  зміни  показника в межах досліджуваного  періоду.

Графічне зображення динамічного ряду обсягів виробницт- ва валової продукції  сільськогосподарськими  підприємствами Харківської області та параметри першої гармоніки функції 2.15 [7,631(Х + 18,416)sin(23,735(Х – 4,222)] свідчать про  наявність середньострокової  циклічності  в динаміці  досліджуваного по- казника. Тривалість такого циклу складає 15,2 року, що є досить близьким до встановленої тривалості середньострокових циклів в динаміці  обсягів  виробництва валової продукції  сільського господарства в цілому по Україні. Даний висновок підтверджу- ють і попередні наші дослідження [234].   Середньострокові

циклічні  коливання мають тенденцію  до зростання. На почат- ку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань складала 148 млн грн., а в кінці періоду – 362 млн грн.

Цілком логічно припустити, що циклічні  коливання обсягів

виробництва валової продукції мають аналогічний відбиток на динаміці обсягів товарної сільськогосподарської продукції. Пе- ревірка  цієї  тези також здійснювалася  на матеріалах  сільсько- господарських підприємств Харківської області. Як і у випадку з валовою продукцією, для забезпечення порівнюваності показ- ників  виробництва товарної продукції по роках, її обсяг у вар- тісному виразі  визначався на основі  натуральних показників обсягів продажу 12-ти основних видів сільськогосподарської продукції з наступною їх оцінкою в поточних цінах 2003 р.

Динаміку  обсягів  виробництва товарної продукції  по сільськогосподарських підприємствах Харківської  області за

1975-2003 рр. показано на рис. 2.11.   У  цього показника про- стежується середньострокова циклічність.

Математична функція,  яка відображає  тенденції  зміни  об-

сягів виробництва товарної продукції по сільськогосподарських підприємствах Харківської області має такий вигляд:

У = -1,6485Х2 + 28,506 + 1196,8 –

8,348(Х + 12,275) sin(23,789(Х – 4,312)),    (2.16)

У – вартість товарної продукції в цінах 2003 р., млн грн.; Х  – порядковий номер року досліджуваного  періоду. Коефіцієнт залишкової варіації для даної функцій дорівнює

0,103, тобто фактичні  обсяги товарної продукції  в середньому

на 10,3 \% відхиляються від розрахункових.

Тригонометрична частина функції 2.16 [– 8,348(Х + 12,275) sin(23,789(Х  – 4,312))]  відображає середньострокові  циклічні коливання у виробництві  товарної продукції по сільськогоспо- дарських підприємствах  Харківської області. Тривалість серед- ньострокового циклу складає 15,1 року (360 : 23,789),  що май- же збігається з тривалістю середньострокового циклу в динаміці виробництва валової сільськогосподарської  продукції. Середнь-

острокові  циклічні коливання мають тенденцію  до зростання. На початку досліджуваного  періоду максимальна амплітуда гармонічних коливань дорівнювала  ±110 млн грн., а в кінці періоду зросла до ±345 млн грн.

1800

1600

1400

1200

1000

800

600

400

200

0

y = -1,6485x2  + 28,506x + 1196,8

R2  = 0,5076;  V 3 aJi = 0,176

y = -1,6485x2  + 28,506x + 1196,8 -8,348(x +

12,275)s in(23,789(x - 4,312)) R 2 = 0,829;V3 aJi = 0,103

19 75   19 79   19 83   1 9 87 1 9 9 1             19 95   19 99   2 0 0 3

Po  H

cDaKTH  HH= o6 P’ r BHpo6HHu:TB a ToB apHo" npo,n yKu:i"

BHpiBH’ HH= ,n HHaM i  HH= p’ ,n , ’ KH= B i,no6paia   Pe pe ,nHh oP TpoKo B y u:HKJii  HiP Th y ,nHHaMi u:i BHpo 6HHu:TB a  To B apHo " npo ,nyKu:i "

iapa6o Jii HH= Tpe H,n

Рис. 2.11. Динаміка обсягів виробництва товарної продукції по сільськогосподарских підприємствах Харківської області (в поточних цінах 2003 р.)

Проведені  нами дослідження показали,  що в динаміці  ви- робництва валової сільськогосподарської продукції  виявляєть- ся  середньострокова циклічність   із  тривалістю   циклу

15-16 років, що повністю відповідає тривалості середньостроко-

вих циклів  у динаміці  валового виробництва окремих видів сільськогосподарської продукції. Разом з тим циклічний харак-

тер розвитку у значно меншій  мірі властивий підсобним госпо- дарствам населення. Основними передумовами більш високої стабільності підсобних господарств населення є широке викори- стання ручної праці і відсутність проблем з відтворенням основ- них засобів  виробництва; незначне застосування хімічних доб- рив, паливно-мастильних матеріалів,  кормів  промислового походження та значно слабший вплив посилення диспаритету цін; зростання значення підсобного господарства в умовах зни- ження реальних доходів від суспільного виробництва.

На підставі проаналізованих нами даних можна зробити припущення про наявність  довгострокової циклічності  в ди- наміці виробництва валової та товарної продукції з тривалістю циклу 43-52 роки, що є досить близьким до тривалості циклів Кондратьєва. Але це припущення вимагає додаткової перевірки з використанням більш довгих динамічних рядів, які б охоплю- вали хоча б декілька довгих циклів. Це може бути предметом самостійного  наукового дослідження.

У динаміці виробництва валової продукції рослинництва про- стежується короткострокова циклічність з тривалістю циклу близь- ко чотирьох років, що відповідає виявленій короткостроковій цик- лічності в динаміці урожайності зернових та соняшнику.

Циклічні коливання у виробництві валової продукції спри- яють циклічним  коливанням обсягів  товарної продукції,  що може негативно впливати на стабільність  аграрного ринку  та вимагати втручання з боку органів державної влади з викори- станням бюджетних коштів та інших  важелів.