2.1. Динаміка урожайності основнихкультур та продуктивності тварин

магниевый скраб beletage

Урожайність сільськогосподарських культур є одним із ос-новних системоутворюючих показників ефективності сільсько-господарського виробництва. З одного боку, рівень урожайностіяк результативний показник віддзеркалює культуру землероб-ства, рівень інтенсивності виробництва, впровадження у вироб-ництво передових досягнень НТП, ступінь дотримання вимогтехнології, рівень забезпеченості господарств необхідними за-собами виробництва та трудовими ресурсами, рівень родючостіземель, на яких ведеться виробництво та вплив інших факторівна формування врожаїв сільськогосподарських культур. З іншо-го боку, відповідний рівень урожайності сільськогосподарськихкультур є фундаментом для формування й обчислення систе-ми інших показників ефективності сільськогосподарського ви-робництва - від валового збору, вартості валової та товарноїпродукції до прибутку та показників прибутковості. Можнастверджувати, що тенденції зміни урожайності сільськогоспо-дарських культу значною мірою визначають загальні тенденціїекономічного розвитку сільськогосподарського виробництва.

Ураховуючи той факт, що основу сільськогосподарськоговиробництва в Україні складає зернова галузь, розпочнемо самез неї аналіз довгострокових тенденцій зміни урожайностісільськогосподарських культур.

(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 відлінії тренда 3,4 ц/га, а коефіцієнт залишкової варіації 14,2%.

403530

яu

205

1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003

Роки

- Фактична урожайність

-Вирівняний динамічний ряд, який відображає короткострокову циклічність

Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньостроковуциклічність-Параболічний тренд

=

йі*О

а

Динаміку урожайності зернових культур у цілому по Ук-раїні по всіх категоріях господарств за 1958-2003 рр. наведенона рис. 2.1. У досліджуваному періоді урожайність зерновихдосить істотно коливалася по окремих роках. Загальну тенден-цію зміни урожайності відображає парабола другого порядку:

У = -0,0182Х2 + 1,0287Х + 12,699,

я 25

(S

о

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

У = -0,0

182x2 +R2 -

1,0287x0 545-

+ 12,69

9

 

 

У- 0,

= -0,01П66(х +

82x2 + 1

15,374)

,0287xsin(22,3

+ 12,69'01(х - 4

9 -

358))

 

 

15,374'

y = -0

sin(22,3

,0182x201 (х - 4

+ 1,0283 58)) +

7x + 12,0,063(*

699 - 0,+ 13,4'

066(х +9)sin(9f

,662(х +

 

 

 

 

0,4

R2 -

01))0,806

 

 

 

Рис.2.1. Динаміка урожайності зернових у цілому по Україні

На рис. 2.1 досить чітко видно, що фактична урожайність зпевною 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 намифункції 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(X - 4,358)) +0,063(Х + 13,499)яп(90,662(х + 0,401)).            (2.2)

Функція 2.2 складається з трьох частин: параболічного трен-да та двох гармонік, які відображають два типи гармонічнихколивань, властивих динаміці зернових культур в Україні. Пер-ша гармоніка [-0,066(Х + 15,374)sin(22.301(X - 4,358))] свідчитьпро 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 параметрифункції 2.2 свідчать про те, що середньострокові циклічні ко-ливання урожайності зернових культур мають тенденцію дозростання. Якщо на початку досліджуваного періоду макси-мальний рівень таких циклічних відхилень складав близько1 ц [0,066(1 + 15,374)], то в кінці досліджуваного періоду вінзріс 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 чотирьохроків (360 : 90,662). Даний висновок підтверджують і попереднінаші дослідження [228, 242]. Урахування в трендовій функціїкороткострокових циклічних коливань зменшило середньок-вадратичне відхилення фактичних рівнів урожайності від роз-рахункових до 2,2 ц і коефіцієнт залишкової варіації до 9,3 %.

63

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 [0,0634(45 + 13,449)] у кінці.

Циклічні коливання урожайності зернових культур значноюмірою формують тенденції зміни їх валових зборів.

Поряд із зерновим виробництвом важливе значення дляекономіки 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 урожайностіцієї 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 вдосліджуваному періоді мала тенденцію до зростання, але темпзростання 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 середньостроковихциклічних коливань, які відображаються такою функцією:

У = - 0,0092Х2 + 0,365Х +12,167 -0,022(X+53,491)sin(20,444(X + 0,471)) +0,0007(х + 1319,542)sin(164,313(X - 0,165)). (2.4)

Параметри першої гармоніки свідчать про наявність серед-ньострокової циклічності в динаміці урожайності соняшнику вцілому 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 і6420я 15

« 10

^ 5

0

1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003

Роки

ф Фактична урожайність

  • Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову циклічність

у динаміці урожайностіА Вирівняний динамічний ряд, який відображає короткострокову циклічністьудинаміці урожайності   Параболічний тренд

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 межахдосліджуваного періоду склало від 1,2 до 2,2 ц/га.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

У =

-0,0092?

2 + 0,365

ix + 12,1<

7

 

 

 

 

y = -0,0053

R

92x2 + 0491)sin(

' = 0,426,365x +20444(x

і

2,167 -0,+ 0 471)

022(x +

 

 

У = -0,0

092x2 +

),365x +),0007(x

12,167 -C+ 1319,5

,022(x +I2)sm(16

53,491)s4,313(x -

n(20,4440,165))

(x + 0,47

1)) ++

Поряд із середньостроковими циклічними коливаннями вдинаміці урожайності соняшника простежується і короткостро-кова циклічність з тривалістю циклу понад два роки (360 :164,313). Оскільки тривалість такого циклу дорівнює не ціломучислу, то графічне зображення вирівняного динамічного рядувказує на пульсуючі циклічні коливання, які відображаютьнайбільш істотні сплески або зниження урожайності в певніперіоди: наприклад, в 1958-1959 рр., 1971-1973 рр., 1993-1996 рр.Рівень короткострокових циклічних коливань у динаміціурожайності соняшнику на протязі досліджуваного періодузмінюється неістотно і складає близько 1 ц.

Тенденції зміни урожайності соняшнику значною міроювизначають 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 такороткострокова циклічність. Але якщо тривалість середньост-рокових циклів досить близька, то тривалість короткостроковихциклів відрізняється принципово.

Поряд із розглянутими сільськогосподарськими культурамиважливе 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 буряківвідображає 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 цукровихбуряків 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 надійністьданої 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(X + 3,089)) +0,012(Х + 2260,678)sin(58,739(X -0,339)). (2.6)

400

350

j* 300"w

Л 250н

'і 200

5S«

П 150о

£ 100500

1958 1963 1968 1973 1978 1983 1988 1993 1998 2003

Роки

—♦— Фактична урожайність

  • —— Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову циклічність

у динаміці урожайності—А— Вирівняний динамічний ряд, який відображає короткострокову циклічність у

динаміці урожайності            Параболічний тренд

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, яківідображають різні типи циклічних коливань досліджуваногопоказника.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

У = -0

,1976x2

2

+ 8,532x

+ 177,78

 

 

 

У

= -0,1976112,'

x' + 8,5347)sin(2

2x + 177,3,425(x +

78 +0,163,089))

9(x +

 

 

 

У

= -0,1976

11274

x2 + 8,53■7)sin(23

2x + 177,425(x +

78 +0,163,089)) +

9(x +

 

 

 

+

),012(x +

2260,67            R2-

8)sin(58,7= 0,737

39(x - 0,

339))

 

Параметри першої гармоніки [0,169(Х + 112,747)sin(23,425(Х + 3,089))] свідчать, що в динаміці урожайності цукровихбуряків виявляється середньострокова циклічність з тривалістюциклу 15,4 року (360 : 23,425). Включення цієї гармоніки дотрендової функції дозволило підвищити надійність трендовоїлінії, оскільки середньоквадратичне відхилення фактичнихрівнів урожайності від розрахункових зменшилося до 31 ц, акоефіцієнт залишкової варіації - до 13,3 %. Середньостроковіциклічні коливання урожайності цукрових буряків мають тен-денцію до зростання. Якщо на початку досліджуваного періодумаксимальний рівень середньострокових циклічних відхиленьурожайності 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 коефіцієнтзалишкової варіації до 10,5%.

Амплітуда короткострокових циклічних коливань навітьдещо вища від амплітуди середньострокових циклічних коли-вань і складає ± 27,6 ц/га.

Тенденції зміни урожайності цукрових буряків значноюмірою 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 короткостроковоїциклічності. Тривалість середньострокових циклів у динаміціурожайності та валових зборів досліджуваних культур є доситьблизькою і коливається від 15 до 18 років, що дозволяє вису-нути припущення про економічний характер і спорідненістьпричин, які призводять до таких коливань. Але це питанняпотребує додаткового дослідження. Тривалість короткостроко-вих циклічних коливань у динаміці урожайності та валовихзборів основних сільськогосподарських культур не збігається іколивається 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 сільськогосподарськихкультур важливе значення має динаміка продуктивності тварин.Показники продуктивності сільськогосподарських тварин засвоїм значенням і змістом дуже близькі до показників урожай-ності сільськогосподарських культур у рослинництві. З одногобоку, 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 годівлітварин і забезпеченість іншими засобами виробництва, племін-ний і породний склад стада та всі інші фактори, які впливаютьна 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 - відобсягів виробництва валової продукції до прибутку та рівняприбутковості. Виходячи з цього, можна зробити висновок, щотенденції 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 циклічностів галузях тваринництва.

Динаміку продуктивності корів у цілому по Україні в усіхкатегоріях господарств за 1950-2003 рр. показано на рис. 2.4.

Загальна тенденція зміни продуктивності корів в Україніхарактеризується 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

3500300025002000

a 10005000

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

 

 

 

 

 

У

= -0,59.,2 ,

59x2 +

■ 54,43

3x + 1

266

 

 

 

 

 

 

R -

','/554

Узал

- 0,09

5

 

 

 

 

У

- -0,5

959x23 438)

+ 54,4in(2 3

33x +Ю1(х

1266 -4,067

7,966))

х -

 

 

 

 

 

R2 -

0,932;

Узал

= 0 05

>> 

 

1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

ho

"ІЗ

ca£

^

оaH

£1500

Роки

-♦— Фактична продуктивність корів

Вирівняний динамічний ряд, якій відображає середньостроковуциклічність     Параболічний тренд

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 фактичнірівні 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 задопомогою розробленої нами функції підтвердило тезу пронаявність циклічних коливань у досліджуваному динамічномуряду. Такі зміни продуктивності корів у цілому по Українівідображає така функція:

У = - 0,5959X2 + 54,433Х + 1266 -7,966(Х - 0,438)sin(23.001(X + 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 0,095для параболи другого порядку.

Графічне зображення динамічного ряду продуктивностікорів і параметри функції 2.8 свідчать про наявність середньо-строкових циклічних коливань із середньою тривалістю циклу15,6 року (360 : 23,001). Такий висновок підтверджують і попе-редні наші дослідження [211]. Середньострокові циклічні коли-вання мають чітко виражену тенденцію до зростання. Якщо напочатку 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 поУкраїні простежується середньострокова циклічність, подібнадо встановленої в динаміці урожайності основних сільськогос-подарських культур та їх валових зборів. Практично повністюспівпадають і окремі фази таких циклів. Наприклад, на 1985-1992 рр. припадала сприятлива фаза в динаміці продуктивностікорів, а на 1993-1999 рр. - несприятлива (рис. 3.8). 2000-й рікзнаменував 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 принциповувідмінність у динаміці продуктивності корів у порівнянні з тен-денціями зміни урожайності основних сільськогосподарськихкультур. 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 розрахунковихданих 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 длятрендових 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 коливаннямирівня годівлі тварин. Але оскільки протягом календарного рокуу тваринництві споживаються корми, приблизно половина якихвирощена в попередньому році, а друга половина у звітному,можна стверджувати, що за рахунок цього відбувається згладжу-вання впливу короткострокових циклічних коливань у динаміцінадходження кормів для тваринництва.