2.2. Циклічність у динаміці валової татоварної продукції сільського господарства

магниевый скраб beletage

Одним із найбільш поширених результативних показниківсільськогосподарського 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 результативнихпоказників. Валова продукція - це вся продукція сільськогогосподарства, вироблена за певний період часу.

Циклічні коливання в динаміці урожайності сільськогоспо-дарських культур і продуктивності тварин, а також відповіднізміни в обсягах валового виробництва окремих видів продукціїрослинництва та тваринництва функціонально впливають напоказники виробництва валової та товарної продукції в ціло-му по сільському господарству. Тому наступним кроком булоз'ясування тенденцій динаміки виробництва саме валової татоварної продукції.

В економічній практиці для забезпечення співставностіпоказників валової продукції використовуються співставні абопорівнянні ціни затверджувані міністерством статистики Украї-ни і використовувані на протязі декількох років. Але оскільки длядослідження циклічності в динаміці окремих економічних показ-ників, у тому числі валової продукції, необхідно використовува-ти статистичні дані за досить тривалий період часу, на протязіякого співставні ціни змінювалися декілька разів, скористаємо-ся щоб уникнути впливу цінового фактора, відносними показ-никами зміни обсягів сільськогосподарського виробництва, асаме - індексами валової продукції сільського господарства.

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

Лінійний тренд, який відображає загальну тенденцію зміниіндексів 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);

X - 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 тенденційзміни досліджуваного показника. Значно точніше закономірностізміни індексів валової продукції відображає така функція:

У = -0,1634Х + 137,86 + 0,383(Х + 73,179)sin(8,213(X -12,399)) - 0,408(Х + 4,329)яП(21,936(Х - 0,666)). (2.10)

Коефіцієнт залишкової варіації для даної моделі складає0,048, 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(X - 12,399))] свідчать про наявність у динаміцідосліджуваного показника довгострокової циклічності з трива-

200180

в

£ 160

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

V

р 2

- -0.16

п пп^0.0055

34x + 1

37.86п

8

 

 

 

V

= -0.16

>34x +

, Узал137.86

0.21+ 0.38

3(x +

 

 

 

 

73.17

9)sin(8.

213(x -

12.399

)) -

 

 

 

- 0.

408(x +

4.329)

sin(21.

936(x -

0.666))

 

 

 

 

р2 =

0.946;

Узал

= 0.04

8

 

 

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Роки

—♦— Фактичні індекси валової продукції сільського господарства

  • —- Вирівняний динамічний ряд. який відображає середньострокову

циклічність у динаміті індексів валової продукції-Вирівняний динамічний ряд. який відображає довгострокову

циклічність у динаміті івдексів валової продукції   Лінійний тренд

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

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

140120100806040200

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(x -0,666))]. Тривалість середньост-рокового циклу складає 16,4 року (360 : 21,936). Цей показнику 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 сільськогосподарськоїпродукції. Середньострокові циклічні коливання в межах дос-ліджуваного періоду мають тенденцію до зростання. Якщо напочатку досліджуваного періоду максимально можлива амплітудасередньострокових 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 виробництвасільськогосподарської продукції України беруть участь яксільськогосподарські підприємства, так і підсобні господарстванаселення. В останні роки досить чітко виявляється тенденціядо 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 самев цих двох категоріях господарств. Такий аналіз дасть змогувизначити участь кожної категорії господарств у формуванніциклічності в динаміці валової продукції в цілому по Україні.

На рис. 2.6 зображено динаміку базисних індексів валовоїпродукції сільського господарства в сільськогосподарськихпідприємствах України за 1960-2003 рр.

Графічне зображення динамічного ряду індексів валовоїпродукції по сільськогосподарських підприємствах дуже подібнедо графічного зображення динамічного ряду індексів валовоїпродукції 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 ніжудвічі, а в усіх категоріях господарств - в 1,8 раза. По-друге, ви-робництво валової продукції сільськогосподарськихпідприємств за 1989-1999 рр. скоротилося у чотири рази, а вцілому по сільському господарству - приблизно в двічі. Тобтоколивання обсягів виробництва в сільськогосподарськихпідприємствах більш вагоме, ніж в цілому по сільському госпо-дарстві. Унаслідок цього і циклічна компонента в динамічномуряду, який відображає динаміку виробництва валової продукціїсільськогосподарських підприємств, виражена більш чітко.

Рис. 2.6. Динаміка базисних індексів валової продукції сільськогогосподарства в сільськогосподарських підпризмсатвах України

Закономірності зміни обсягів виробництва валової продукціїсільськогосподарських підприємств відображає така функція:

У = 123,998 + 0,642Х + 2,192(Х + 5,036)sin(7,678(x - 9,495))-0,583(Х + 4,569)sin(21,949(X -0,722)), (2.11)

де У - індекс валової продукції, % (1960 р. = 100);Х - порядковий номер року досліджуваного періоду.Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає0,069, тобто фактичні значення індексів валової продукції відхи-ляються від розрахункових, обчислених за рівнянням 2.11, всередньому 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, яківідображають два типи циклічних коливань, властивих ди-наміці досліджуваного показника. Параметри першої гармоні-ки функції 3.27 [2,192(Х + 5,036)яп(7,678(х - 9,495))] відобра-жають довгострокову циклічність у динаміці виробництвавалової 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(X-0,722))] відображає середньострокову циклічність у динаміцівиробництва валової продукції сільськогосподарськихпідприємств. Тривалість середньострокового циклу складає,як і в цілому по сільському господарству України, 16,4 року(360 : 21,949). Амплітуда циклічних коливань має тенденцію дозростання 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 досліджуваногопоказника складали ±3,2 %, то в кінці ±28,3 %.

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

Передусім звертає на себе увагу принципова розбіжність узакономірностях зміни індексів валової продукції сільськогогосподарства в господарствах населення. По-перше, в динаміцівиробництва 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 лишена 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

—♦— Фактичні івдекси валової продукції сільського господарства

-*— Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньостроковуциклічність у динаміці індексів валової продукціїВирівняний динамічний ряд, який відображає довгостроковуциклічність у динаміці індексів валової продукції         Лінійний тренд

Рис. 2.7. Динаміка індексів валової продукції сільськогогосподарства 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(X +27,195)) - 0,045(Х + 31,751)sin(22,064(X -1,215)), (2.12)

У - індекс валової продукції, % ( 1960 р. = 100);Х - порядковий номер року досліджуваного періоду.Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає0,047, що вказує на досить високий ступінь наближення розра-хункових значень індексів валової продукції до фактичних.

Параметри функції 2.12 також свідчать про довгостроковута середньострокову циклічність у динаміці індексів валовоїпродукції сільського господарства в господарствах населення,але її прояв значно менший, ніж у динаміці валової продукціїсільськогосподарських підприємств. Наприклад, якщо макси-мальна амплітуда середньострокових гармонічних коливань удинаміці валової продукції сільськогосподарських підприємствв кінці досліджуваного періоду складала ±28 %, то в динаміцівалової 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 змінімальним рівнем її механізації. Унаслідок цього в господар-ствах населення на протязі більшої частини досліджуваногоперіоду не було проблеми з відтворенням основних засобіввиробничого призначення. По-друге, в підсобних господарствахнаселення дуже обмежено використовуються

мінеральні добрива, пальне для виконання сільськогоспо-дарських робіт, корми промислового виробництва і т. ін. Томувони значно менше страждають від посилення диспаритету цінна сільськогосподарську та промислову продукцію. По-третє, вперіод найбільшого спаду сільськогосподарського виробництвау 1989-1999 рр. в сільськогосподарських підприємствах дужеістотно знизилася кількість працюючих у суспільному секторі ішвидкими темпами знижувалася реальна заробітна плата пра-цівників сільськогосподарських підприємств. Тому розвитокпідсобного господарства для значної частини населення буводним з основних шляхів до виживання у той час. І чим мен-шим був дохід від участі у суспільному виробництві, тим більшезусиль треба було докладати в підсобному господарстві. Мож-на прогнозувати, що істотне підвищення реальної заробітноїплати найманих працівників сільськогосподарськихпідприємств 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 основноюпричиною 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 продукціїтваринництва. У зв'язку з цим певний науковий інтерес маєз'ясування внеску галузей рослинництва та тваринництва уформування тенденцій зміни обсягів виробництва валової про-дукції в цілому по сільському господарству.

На рис. 2.8 наведено динаміку індексів валової продукціїрослинництва в усіх категоріях господарств в Україні за 1960-2003 рр. Обсяги виробництва валової продукції рослинництвадосить істотно коливаються по роках. Це обумовлено значноюзалежністю обсягів виробництва продукції рослинництва відпогодних умов відповідного року.

Тенденції зміни індексів валової продукції рослинництвавідображає така функція:

У = 131,886 - 0,064Х - 0,091(Х + 345,218)sin(7,025(X +16,397)) - 0,489(Х - 6,584)sin(22,714(X - 1,835)) -

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

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

Х - порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функцій складає0,062, 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(X + 16,397))] свідчить пронаявність у динаміці досліджуваного показника довгостроковихциклічних коливань з тривалістю циклу 51 рік (360 : 7,025).

Параметри другої гармоніки функції 3.29 [- 0,489(Х -6,584)sin(22,714(X - 1,835))] відображають середньострокову

Вирівняний динамічний ряд, який відображає короткостроковуциклічність у динаміці індексів валової продукціїВирівняний динамічний ряд, який відображає середньостроковуциклічність у динаміці індексів валової продукціїВирівняний динамічний ряд, який відображає довгостроковуциклічність у динаміці індексів валової продукції

Рис. 2.8. Динаміка індексів валової продукції рослинництвав 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 основнихсільськогосподарських 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(X +0,754))] відображає короткострокові циклічні коливання обсягіввиробництва валової продукції рослинництва. Тривалість корот-кострокових циклів складає близько чотирьох років (360 :90,661). Така циклічність була виявлена в динаміці урожайностізернових 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 усіхкатегоріях господарств у цілому по Україні показано на рис. 2.9.На відміну від динаміки валової продукції рослинництва, зміниобсягів виробництва валової продукції тваринництва не маютьтаких різких перепадів по окремих роках. Причини цього яви-ща пояснювалися в підрозділі 2.1.

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

У = -0,2484Х +137,3 + 0,662(Х + 44,103)sin(8,410(X -13,178)) - 0,517(Х + 3,179)sin(22,357(X - 1,206)), (2.14)

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

Х - порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції 0,045свідчить 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, тадвох гармонік, які відображають два типи циклічних коливаньу динаміці обсягів виробництва валової продукції тваринницт-ва. Параметри першої гармоніки функції 2.14 [0,662(Х +44,103)sin(8,410(X - 13,178))] відображають довгостроковуциклічність у динаміці обсягів виробництва валової продукції

 

 

 

 

 

 

(

 

 

 

 

 

 

 

«Я

 

 

 

 

 

J

sr*4

 

N

 

 

 

 

J

Г"

 

 

 

 

 

 

 

У

 

 

 

 

N

ї\

 

W

 

 

 

 

 

 

v*,

if*

 

 

р2

y - -0,2

!484x +

■ 137,3

 

 

 

 

-0 248

R

k + 13

- 0,0087 3 + С

>7 Уза1 662(х

л — 0,2+ 44 1

56

03)sin(

8 410(х

 

У

13,178

1)- 0,51

7(х +

,179)si

n(22,3

)7(х - 1

,206))

 

 

 

R2

- 0,969

»; Уза

л — 0,0

45

 

 

1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Роки

—•— Фактичні індекси валової продукції тваринництва

  • -- Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову

циклічність у динаміці індексів валової продукції-*- Вирівняний динамічний ряд, який відображає довгострокову

циклічність у динаміці індексів валової продукції   Лінійний тренд

Рис. 2.9. Динаміка індексів валової продукціїтваринництва 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(X -1,206))] відображає середньострокову циклічність у динаміціобсягів валової продукції тваринництва. Тривалість середньос-трокового циклу складає близько 16 років (360: 22,357).

200180160140120100806040200

Середньострокові циклічні коливання мають чітко вираже-ну тенденцію до посилення. Якщо на початку досліджуваногоперіоду 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 валовоговиробництва основних видів тваринницької продукції.

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

1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002

Роки

-Фактичний обсяг виробництва валової продукції

  • -— Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову

циклічність у динаміці виробництва валової продукції     Параболічний тренд

Рис. 2.10. Динаміка обсягів виробництва валовоїпродукції по сільськогосподарських підприємствахХарківської області (в порівнянних цінах 2000 р.)

Оскільки за досліджуваний період для вартісного вимірю-вання обсягів валової продукції використовувалися різніспівставні ціни і навіть різні грошові одиниці, загальний обсягвиробництва валової продукції визначався за натуральнимипоказниками по 12-ти основних видах продукції та з викорис-танням порівняльних цін 2000 р. Математична обробка данихтакого динамічного ряду по сільгосппідприємствах Харківськоїобласті дозволила встановити таку функцію, яка відображаєзакономірності зміни обсягів виробництва валової сільськогос-подарської продукції:

У = -1,9054Х2 + 29,181Х + 1550,1 -7,631(Х + 18,416)sin(23,735(X - 4,222), (2.15)

де У - валова продукція, млн. грн.;

Х - порядковий номер року досліджуваного періоду.

Коефіцієнт залишкової варіації для даної функції складає0,107, тобто фактичні дані досліджуваного динамічного ряду всередньому на 10,7 % відхиляються від розрахункових, обчис-лених за обраною лінією тренда.

Оскільки період дослідження динаміки валової продукціїсільськогосподарських підприємств Харківської області корот-ший за період дослідження в цілому по Україні, то як базу дляпобудови трендової кривої обрано параболу другого порядку,яка відображає загальну тенденцію зміни показника в межахдосліджуваного періоду.

Графічне зображення динамічного ряду обсягів виробницт-ва валової продукції сільськогосподарськими підприємствамиХарківської області та параметри першої гармоніки функції 2.15[7,631(Х + 18,416)sin(23,735(X - 4,222)] свідчать про наявністьсередньострокової циклічності в динаміці досліджуваного по-казника. Тривалість такого циклу складає 15,2 року, що є доситьблизьким до встановленої тривалості середньострокових циклівв динаміці обсягів виробництва валової продукції сільськогогосподарства в цілому по Україні. Даний висновок підтверджу-ють і попередні наші дослідження [234]. Середньостроковіциклічні коливання мають тенденцію до зростання. На почат-ку досліджуваного періоду максимальна амплітуда гармонічнихколивань складала 148 млн грн., а в кінці періоду - 362 млн грн.

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

Динаміку обсягів виробництва товарної продукції посільськогосподарських підприємствах Харківської області за1975-2003 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 сільськогосподарськихпідприємствах Харківської області має такий вигляд:

У = -1,6485Х2 + 28,506 + 1196,8 -8,348(Х + 12,275) sin(23,789(X - 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 дорівнює0,103, тобто фактичні обсяги товарної продукції в середньомуна 10,3 % відхиляються від розрахункових.

Тригонометрична частина функції 2.16 [- 8,348(Х + 12,275)sin(23,789(X - 4,312))] відображає середньострокові циклічніколивання 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 динаміцівиробництва валової сільськогосподарської продукції. Середнь-острокові циклічні коливання мають тенденцію до зростання.На початку досліджуваного періоду максимальна амплітудагармонічних коливань дорівнювала ±110 млн грн., а в кінціперіоду зросла до ±345 млн грн.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

У = -1,

6485x2 +

28,506>

.+ 1196

8

 

 

R2

= 0,5076

2

; Узал =

^ 0,176

 

 

y =

-1,6485x12,2

+ 28,575)sin(23

)6x + 11,789(x -

96,8 -8,34,312))

48(x +

 

 

R2

= 0,829

;Узал =

0,103

 

 

1975 1979

1983

1987 1991Роки

1995

1999 2003

-♦—Фактичний обсяг виробництва товарної продукції

  • -— Вирівняний динамічний ряд, який відображає середньострокову

циклічність у динаміці виробництва товарної продукції   Параболічний тренд

Рис. 2.11. Динаміка обсягів виробництва товарноїпродукції по сільськогосподарских підприємствахХарківської області (в поточних цінах 2003 р.)

180016001400120010008006004002000

Проведені нами дослідження показали, що в динаміці ви-робництва валової сільськогосподарської продукції виявляєть-ся середньострокова циклічність із тривалістю циклу15-16 років, що повністю відповідає тривалості середньостроко-вих циклів у динаміці валового виробництва окремих видівсільськогосподарської продукції. Разом з тим циклічний харак-тер розвитку у значно меншій мірі властивий підсобним госпо-дарствам населення. Основними передумовами більш високоїстабільності 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 промисловогопоходження та значно слабший вплив посилення диспаритетуцін; зростання значення підсобного господарства в умовах зни-ження реальних доходів від суспільного виробництва.

На підставі проаналізованих нами даних можна зробитиприпущення про наявність довгострокової циклічності в ди-наміці виробництва валової та товарної продукції з тривалістюциклу 43-52 роки, що є досить близьким до тривалості циклівКондратьєва. Але це припущення вимагає додаткової перевіркиз використанням більш довгих динамічних рядів, які б охоплю-вали хоча б декілька довгих циклів. Це може бути предметомсамостійного 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, щоможе негативно впливати на стабільність аграрного ринку тавимагати втручання з боку органів державної влади з викори-станням бюджетних коштів та інших важелів.