Рис.1. График поля корреляции между объемами производства сельхозпродукции и ВРП (по регионам ЦФО РФ)
переменными (коэффициент парной корреляции r=0,83). Она особенно отчетливо проявляется в областях Центральной Черноземной зоны (ЦЧЗ), где значение коэффициента парной корреляции выше чем по регионам Нечерноземной зоны (НЗ), входящим в ЦФО РФ (rЦЧЗ=0,95; rНЗ=0,88). Величина коэффициентов детерминации: R2ЦЧЗ =0,91, R2НЗ=0,77. И это свидетельствует о том, что на территориях ЦЧЗ 91% случаев изменения объема производства сельхозпродукции вызывает трансформацию ВРП (по НЗ – только 77 %). Следует отметить, что удельный вес производимой сельхозпродукции в ВРП областей ЦЧЗ значительно больше (от 20 до 30 %), чем его доля по регионам Нечерноземья (от 8 до 15 %).
С целью рассмотрения возможных сценариев увеличения масштабов сельхозпроизводства нами моделировались взаимосвязи его объема (как объясняемой переменной) с такими экономическими показателями как численность занятого в сельскохозяйственной отрасли населения, уровень газификации села природным газом, уровень оплаты труда, годовая выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника. Отбор названных факторов проводился с помощью качественного теоретико-экономическогоанализа сучетом сущности существующих проблем и анализа уже имеющихся научных разработок. Для регионов, входящих в ЦФО России, на основании данных граф 4-7 табл.1 были определены коэффициенты парной корреляции между объемами произведенной в 2012 году сельхозпродукции и указанными выше факторами, а также коэффициенты интеркорреляции между ними - табл. 2.
Таблица 2
Матрица коэффициентов парной корреляции (по сельским территориям регионов ЦФО России (данные за 2012 г.))
Y1: объем
произведенной
в регионах ЦФО РФ продукции сельского
хозяйства
X1: среднемес.
номинальная
начисленная зараб.плата в
сельском хозяйстве
X2: уровень газификации
села природным газом
Х3: числен - ть населения,
занятого в сельскохоз.
производстве
X4: объем произведенной продукции на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве
Y1
1
0,68
0,74
0,92
0,81
Х1
0,68
1
0,17
0,49
0,2
Х2
0,74
0,54
1
0,53
0,85
Х3
0,92
0,49
0,48
1
0,49
Х4
0,81
0,2
0,85
0,49
1
Источник: расчеты автора
Проведенный анализ подтверждает наличие сильной связи между объемом сельхозпродукции, произведенной в хозяйствах всех категорий и: а) численностью населения, занятого в сельском хозяйстве (r=0,92;R2 =0,85); б) объемом произведенной продукции на 1 работника, занятого в сельхозпроизводстве (r=0,81;R2=0,66); в) уровнем газификации сельских территорий природным газом (r=0,74;R2 =0,55). Отмечается умеренная связь между объемом сельхозпроизводства и среднемесячной номинальной начисленной заработной платы в сельском хозяйстве (r = 0,68; R2 = 0,46).
Для того чтобы исследовать зависимость объемов производства сельскохозяйственной продукции от совместного действия объясняющих переменных, нами рассматривалась математическая линейная модель в виде множественной регрессии. Анализ данных табл.2 показывает, что факторы X1 и X4 дублируют друг друга (rx1х4больше 0,7),поэтому в уравнение регрессии включен фактор X1 (исключен X4), и оно выражается формулой: Y = A + B×X1 + C×X2 + D×X3,
Регрессионный анализ и расчет, выполненный с помощью программы «Correlay» позволяют определить значения коэффициентов указанного выше уравнения: А=-57273,97; B=761,1; C=203,28; D=2,77. Погрешность аппроксимации плоскостью, +/-G = 12694,95. Тесноту влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции r=0,948, показывающий, что наличествует сильная связь между Y и факторами X. Коэффициент детерминации R2 =0,8987 свидетельствует о том, что в 89,87 % случаев изменения X приводят к изменению Y. Для оценки значимости уравнения множественной регрессии был рассчитан F-критерий Фишера (F= 38,44). Fтабл.(3;13)=3,41. Поскольку F>Fтабл., коэффициент детерминации статистически значим и уравнение регрессии статистически надежно.
Результаты моделирования позволяют сформулировать заключение о том, что увеличение численности населения, занятого в сельском хозяйстве областей ЦФО РФ на 1 тысячу человек может обеспечить прирост объемов производства сельхозпродукции на 761,1 млн. руб., при соблюдении условия о неизменности коэффициентов C и D. Величина коэффициента при втором факторном признаке показывает, что прирост уровня газификации села ЦФО РФ природным газом на 1% способен привести к увеличению объема сельскохозяйственного продукта в среднем, на 203,3 млн. руб. в год, при отсутствии изменений коэффициентов B и D. Значение коэффициента D свидетельствует о том, что в случае прибавления средней заработной платы в сельскохозяйственных организациях ЦФО РФ на 1 руб. результирующая переменная (объем производимой продукции) может прирасти на 2,77 млн.руб., при условии постоянства коэффициентов B и C.
Результатами проведенного анализа были обоснованы выводы о некоторых методах регулирования объемов производства сельскохозяйственной продукции в современной России. Первый из них связан с увеличением численности населения, занятого в сельском хозяйстве. Данный метод, хотя и относится к числу экстенсивных, но от него, как нам представляется, в настоящее время не следует отказываться, учитывая необходимость быстрого наращивания объемов производства сельхозпродукции (в том числе, в целях импортозамещения) в условиях недостаточного инвестирования в аграрный сектор экономики РФ.Кстати, такой подход успешно применялся в развитых странах Западной Европы во второй половине ХХ века.В тоже время, в ЦФО РФ прирост численности населения, занятого сельхозпроизводством, отмечался в 2012 году только в Курской и Тамбовской областях, а в Белгородской области оно оставалась стабильным. Во всех остальных регионах округа наблюдалось снижения количества работающих в аграрном секторе.
Второй из предлагаемых методов наращивания масштабов сельскохозяйственного производства может базироваться на расширении газификации сельских территорий природным газом, сегодняшний уровень которой не всегда обеспечивает высокую эффективность сельхозпроизводства и желаемую благоустроенность сельских поселений. Наиболее успешно проводящие газификацию села Белгородская, Московская, Липецкая и Рязанская области (уровень газификации соответственно: 93,8%; 84%; 78%; 74%) примерно вдвое опережают по производительности труда в сельском хозяйстве Костромскую, Ивановскую Смоленскую и Тверскую области (уровень газификации соответственно: 24,2%; 28,2%; 32,2%; 34%).
Третий метод, дающий возможность позитивно повлиять на прирост производства аграрной продукции в нашей стране, связан с повышением уровня оплаты труда, что, правда, в первую очередь должно основываться на увеличении его производительности. Пока же, согласно данным, приведенным в граф. 6 и 7 табл.1, такой подход соблюдается только в некоторых регионах ЦФО РФ, где относительно высокая заработная плата в сельском хозяйстве опирается на повышенную производительность труда. Например, в Белгородской области производство валовой продукции сельскохозяйственного назначения на 1 занятого в сельхозпроизводстве работника составляла в 2012 г. 1,138 млн.руб., а средняя номинальная начисленная зарплата - 20795 руб.; в Московской, Липецкой и Воронежской областях, соответственно - (0,849 млн. руб. и 22871 руб.), (0,83 млн.руб. и 15352 руб.), (0,811 млн.руб. и 14096 руб.).
А вот в Смоленской области в том же году отмечалась самая низкая в ЦФО РФ выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника - 0, 33 млн. руб. и наименьшая в федеральном округе заработная плата в сельском хозяйстве - 8982 руб., что соответственно в 3,4 и в 2,3 раза меньше, чем в Белгородской области. Для стабильного функционирования сельскохозяйственного производства в указанном регионе необходимо обеспечить увеличение и одного и другого показателя.
Список литературы
1. Миндрин А.С. Занятость сельского населения – главный фактор устойчивого развития сельских территорий// АПК: экономика и управление, - 2005, - №7, с.12-17.
2.Валовой региональный продукт по субъектам РФ.[Электронный ресурс]. Режим доступа:
7.Отчет о научно-исследовательской работе ВИАПИ РАСН [Электронный ресурс]. – Режим доступа: viapi.ru›download/2011/20111118-rep-uzu.pdf.
8.ТимошенкоМ.А. Социальное развитие села: формирование рынка труда и занятости в аграрном секторе экономики // Научное обозрение. – 2013. – № 3. – С. 308–312.
9. Мореханова М. Ю., Рубцова В. Н. Социально-экономические приоритеты обеспечения конкурентоспособности трудовых ресурсов аграрной сферы // Научное обозрение. – 2013 – № 11. – С. 207–213.
10. Сатдимов М. Ж., Петров А. А. Тенденция изменения численности работоспособного сельского населенияУльяновской области // Научное обозрение. – 2013. – № 9. – С. 566–571.
' >
Рис.1. График поля корреляции между объемами производства сельхозпродукции и ВРП (по регионам ЦФО РФ)
переменными (коэффициент парной корреляции r=0,83). Она особенно отчетливо проявляется в областях Центральной Черноземной зоны (ЦЧЗ), где значение коэффициента парной корреляции выше чем по регионам Нечерноземной зоны (НЗ), входящим в ЦФО РФ (rЦЧЗ=0,95; rНЗ=0,88). Величина коэффициентов детерминации: R2ЦЧЗ =0,91, R2НЗ=0,77. И это свидетельствует о том, что на территориях ЦЧЗ 91% случаев изменения объема производства сельхозпродукции вызывает трансформацию ВРП (по НЗ – только 77 %). Следует отметить, что удельный вес производимой сельхозпродукции в ВРП областей ЦЧЗ значительно больше (от 20 до 30 %), чем его доля по регионам Нечерноземья (от 8 до 15 %).
С целью рассмотрения возможных сценариев увеличения масштабов сельхозпроизводства нами моделировались взаимосвязи его объема (как объясняемой переменной) с такими экономическими показателями как численность занятого в сельскохозяйственной отрасли населения, уровень газификации села природным газом, уровень оплаты труда, годовая выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника. Отбор названных факторов проводился с помощью качественного теоретико-экономическогоанализа сучетом сущности существующих проблем и анализа уже имеющихся научных разработок. Для регионов, входящих в ЦФО России, на основании данных граф 4-7 табл.1 были определены коэффициенты парной корреляции между объемами произведенной в 2012 году сельхозпродукции и указанными выше факторами, а также коэффициенты интеркорреляции между ними - табл. 2.
Таблица 2
Матрица коэффициентов парной корреляции (по сельским территориям регионов ЦФО России (данные за 2012 г.))
Y1: объем
произведенной
в регионах ЦФО РФ продукции сельского
хозяйства
X1: среднемес.
номинальная
начисленная зараб.плата в
сельском хозяйстве
X2: уровень газификации
села природным газом
Х3: числен - ть населения,
занятого в сельскохоз.
производстве
X4: объем произведенной продукции на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве
Y1
1
0,68
0,74
0,92
0,81
Х1
0,68
1
0,17
0,49
0,2
Х2
0,74
0,54
1
0,53
0,85
Х3
0,92
0,49
0,48
1
0,49
Х4
0,81
0,2
0,85
0,49
1
Источник: расчеты автора
Проведенный анализ подтверждает наличие сильной связи между объемом сельхозпродукции, произведенной в хозяйствах всех категорий и: а) численностью населения, занятого в сельском хозяйстве (r=0,92;R2 =0,85); б) объемом произведенной продукции на 1 работника, занятого в сельхозпроизводстве (r=0,81;R2=0,66); в) уровнем газификации сельских территорий природным газом (r=0,74;R2 =0,55). Отмечается умеренная связь между объемом сельхозпроизводства и среднемесячной номинальной начисленной заработной платы в сельском хозяйстве (r = 0,68; R2 = 0,46).
Для того чтобы исследовать зависимость объемов производства сельскохозяйственной продукции от совместного действия объясняющих переменных, нами рассматривалась математическая линейная модель в виде множественной регрессии. Анализ данных табл.2 показывает, что факторы X1 и X4 дублируют друг друга (rx1х4больше 0,7),поэтому в уравнение регрессии включен фактор X1 (исключен X4), и оно выражается формулой: Y = A + B×X1 + C×X2 + D×X3,
Регрессионный анализ и расчет, выполненный с помощью программы «Correlay» позволяют определить значения коэффициентов указанного выше уравнения: А=-57273,97; B=761,1; C=203,28; D=2,77. Погрешность аппроксимации плоскостью, +/-G = 12694,95. Тесноту влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции r=0,948, показывающий, что наличествует сильная связь между Y и факторами X. Коэффициент детерминации R2 =0,8987 свидетельствует о том, что в 89,87 % случаев изменения X приводят к изменению Y. Для оценки значимости уравнения множественной регрессии был рассчитан F-критерий Фишера (F= 38,44). Fтабл.(3;13)=3,41. Поскольку F>Fтабл., коэффициент детерминации статистически значим и уравнение регрессии статистически надежно.
Результаты моделирования позволяют сформулировать заключение о том, что увеличение численности населения, занятого в сельском хозяйстве областей ЦФО РФ на 1 тысячу человек может обеспечить прирост объемов производства сельхозпродукции на 761,1 млн. руб., при соблюдении условия о неизменности коэффициентов C и D. Величина коэффициента при втором факторном признаке показывает, что прирост уровня газификации села ЦФО РФ природным газом на 1% способен привести к увеличению объема сельскохозяйственного продукта в среднем, на 203,3 млн. руб. в год, при отсутствии изменений коэффициентов B и D. Значение коэффициента D свидетельствует о том, что в случае прибавления средней заработной платы в сельскохозяйственных организациях ЦФО РФ на 1 руб. результирующая переменная (объем производимой продукции) может прирасти на 2,77 млн.руб., при условии постоянства коэффициентов B и C.
Результатами проведенного анализа были обоснованы выводы о некоторых методах регулирования объемов производства сельскохозяйственной продукции в современной России. Первый из них связан с увеличением численности населения, занятого в сельском хозяйстве. Данный метод, хотя и относится к числу экстенсивных, но от него, как нам представляется, в настоящее время не следует отказываться, учитывая необходимость быстрого наращивания объемов производства сельхозпродукции (в том числе, в целях импортозамещения) в условиях недостаточного инвестирования в аграрный сектор экономики РФ.Кстати, такой подход успешно применялся в развитых странах Западной Европы во второй половине ХХ века.В тоже время, в ЦФО РФ прирост численности населения, занятого сельхозпроизводством, отмечался в 2012 году только в Курской и Тамбовской областях, а в Белгородской области оно оставалась стабильным. Во всех остальных регионах округа наблюдалось снижения количества работающих в аграрном секторе.
Второй из предлагаемых методов наращивания масштабов сельскохозяйственного производства может базироваться на расширении газификации сельских территорий природным газом, сегодняшний уровень которой не всегда обеспечивает высокую эффективность сельхозпроизводства и желаемую благоустроенность сельских поселений. Наиболее успешно проводящие газификацию села Белгородская, Московская, Липецкая и Рязанская области (уровень газификации соответственно: 93,8%; 84%; 78%; 74%) примерно вдвое опережают по производительности труда в сельском хозяйстве Костромскую, Ивановскую Смоленскую и Тверскую области (уровень газификации соответственно: 24,2%; 28,2%; 32,2%; 34%).
Третий метод, дающий возможность позитивно повлиять на прирост производства аграрной продукции в нашей стране, связан с повышением уровня оплаты труда, что, правда, в первую очередь должно основываться на увеличении его производительности. Пока же, согласно данным, приведенным в граф. 6 и 7 табл.1, такой подход соблюдается только в некоторых регионах ЦФО РФ, где относительно высокая заработная плата в сельском хозяйстве опирается на повышенную производительность труда. Например, в Белгородской области производство валовой продукции сельскохозяйственного назначения на 1 занятого в сельхозпроизводстве работника составляла в 2012 г. 1,138 млн.руб., а средняя номинальная начисленная зарплата - 20795 руб.; в Московской, Липецкой и Воронежской областях, соответственно - (0,849 млн. руб. и 22871 руб.), (0,83 млн.руб. и 15352 руб.), (0,811 млн.руб. и 14096 руб.).
А вот в Смоленской области в том же году отмечалась самая низкая в ЦФО РФ выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника - 0, 33 млн. руб. и наименьшая в федеральном округе заработная плата в сельском хозяйстве - 8982 руб., что соответственно в 3,4 и в 2,3 раза меньше, чем в Белгородской области. Для стабильного функционирования сельскохозяйственного производства в указанном регионе необходимо обеспечить увеличение и одного и другого показателя.
Список литературы
1. Миндрин А.С. Занятость сельского населения – главный фактор устойчивого развития сельских территорий// АПК: экономика и управление, - 2005, - №7, с.12-17.
2.Валовой региональный продукт по субъектам РФ.[Электронный ресурс]. Режим доступа:
7.Отчет о научно-исследовательской работе ВИАПИ РАСН [Электронный ресурс]. – Режим доступа: viapi.ru›download/2011/20111118-rep-uzu.pdf.
8.ТимошенкоМ.А. Социальное развитие села: формирование рынка труда и занятости в аграрном секторе экономики // Научное обозрение. – 2013. – № 3. – С. 308–312.
9. Мореханова М. Ю., Рубцова В. Н. Социально-экономические приоритеты обеспечения конкурентоспособности трудовых ресурсов аграрной сферы // Научное обозрение. – 2013 – № 11. – С. 207–213.
10. Сатдимов М. Ж., Петров А. А. Тенденция изменения численности работоспособного сельского населенияУльяновской области // Научное обозрение. – 2013. – № 9. – С. 566–571.
' >
Рис.1. График поля корреляции между объемами производства сельхозпродукции и ВРП (по регионам ЦФО РФ)
переменными (коэффициент парной корреляции r=0,83). Она особенно отчетливо проявляется в областях Центральной Черноземной зоны (ЦЧЗ), где значение коэффициента парной корреляции выше чем по регионам Нечерноземной зоны (НЗ), входящим в ЦФО РФ (rЦЧЗ=0,95; rНЗ=0,88). Величина коэффициентов детерминации: R2ЦЧЗ =0,91, R2НЗ=0,77. И это свидетельствует о том, что на территориях ЦЧЗ 91% случаев изменения объема производства сельхозпродукции вызывает трансформацию ВРП (по НЗ – только 77 %). Следует отметить, что удельный вес производимой сельхозпродукции в ВРП областей ЦЧЗ значительно больше (от 20 до 30 %), чем его доля по регионам Нечерноземья (от 8 до 15 %).
С целью рассмотрения возможных сценариев увеличения масштабов сельхозпроизводства нами моделировались взаимосвязи его объема (как объясняемой переменной) с такими экономическими показателями как численность занятого в сельскохозяйственной отрасли населения, уровень газификации села природным газом, уровень оплаты труда, годовая выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника. Отбор названных факторов проводился с помощью качественного теоретико-экономическогоанализа сучетом сущности существующих проблем и анализа уже имеющихся научных разработок. Для регионов, входящих в ЦФО России, на основании данных граф 4-7 табл.1 были определены коэффициенты парной корреляции между объемами произведенной в 2012 году сельхозпродукции и указанными выше факторами, а также коэффициенты интеркорреляции между ними - табл. 2.
Таблица 2
Матрица коэффициентов парной корреляции (по сельским территориям регионов ЦФО России (данные за 2012 г.))
Y1: объем
произведенной
в регионах ЦФО РФ продукции сельского
хозяйства
X1: среднемес.
номинальная
начисленная зараб.плата в
сельском хозяйстве
X2: уровень газификации
села природным газом
Х3: числен - ть населения,
занятого в сельскохоз.
производстве
X4: объем произведенной продукции на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве
Y1
1
0,68
0,74
0,92
0,81
Х1
0,68
1
0,17
0,49
0,2
Х2
0,74
0,54
1
0,53
0,85
Х3
0,92
0,49
0,48
1
0,49
Х4
0,81
0,2
0,85
0,49
1
Источник: расчеты автора
Проведенный анализ подтверждает наличие сильной связи между объемом сельхозпродукции, произведенной в хозяйствах всех категорий и: а) численностью населения, занятого в сельском хозяйстве (r=0,92;R2 =0,85); б) объемом произведенной продукции на 1 работника, занятого в сельхозпроизводстве (r=0,81;R2=0,66); в) уровнем газификации сельских территорий природным газом (r=0,74;R2 =0,55). Отмечается умеренная связь между объемом сельхозпроизводства и среднемесячной номинальной начисленной заработной платы в сельском хозяйстве (r = 0,68; R2 = 0,46).
Для того чтобы исследовать зависимость объемов производства сельскохозяйственной продукции от совместного действия объясняющих переменных, нами рассматривалась математическая линейная модель в виде множественной регрессии. Анализ данных табл.2 показывает, что факторы X1 и X4 дублируют друг друга (rx1х4больше 0,7),поэтому в уравнение регрессии включен фактор X1 (исключен X4), и оно выражается формулой: Y = A + B×X1 + C×X2 + D×X3,
Регрессионный анализ и расчет, выполненный с помощью программы «Correlay» позволяют определить значения коэффициентов указанного выше уравнения: А=-57273,97; B=761,1; C=203,28; D=2,77. Погрешность аппроксимации плоскостью, +/-G = 12694,95. Тесноту влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции r=0,948, показывающий, что наличествует сильная связь между Y и факторами X. Коэффициент детерминации R2 =0,8987 свидетельствует о том, что в 89,87 % случаев изменения X приводят к изменению Y. Для оценки значимости уравнения множественной регрессии был рассчитан F-критерий Фишера (F= 38,44). Fтабл.(3;13)=3,41. Поскольку F>Fтабл., коэффициент детерминации статистически значим и уравнение регрессии статистически надежно.
Результаты моделирования позволяют сформулировать заключение о том, что увеличение численности населения, занятого в сельском хозяйстве областей ЦФО РФ на 1 тысячу человек может обеспечить прирост объемов производства сельхозпродукции на 761,1 млн. руб., при соблюдении условия о неизменности коэффициентов C и D. Величина коэффициента при втором факторном признаке показывает, что прирост уровня газификации села ЦФО РФ природным газом на 1% способен привести к увеличению объема сельскохозяйственного продукта в среднем, на 203,3 млн. руб. в год, при отсутствии изменений коэффициентов B и D. Значение коэффициента D свидетельствует о том, что в случае прибавления средней заработной платы в сельскохозяйственных организациях ЦФО РФ на 1 руб. результирующая переменная (объем производимой продукции) может прирасти на 2,77 млн.руб., при условии постоянства коэффициентов B и C.
Результатами проведенного анализа были обоснованы выводы о некоторых методах регулирования объемов производства сельскохозяйственной продукции в современной России. Первый из них связан с увеличением численности населения, занятого в сельском хозяйстве. Данный метод, хотя и относится к числу экстенсивных, но от него, как нам представляется, в настоящее время не следует отказываться, учитывая необходимость быстрого наращивания объемов производства сельхозпродукции (в том числе, в целях импортозамещения) в условиях недостаточного инвестирования в аграрный сектор экономики РФ.Кстати, такой подход успешно применялся в развитых странах Западной Европы во второй половине ХХ века.В тоже время, в ЦФО РФ прирост численности населения, занятого сельхозпроизводством, отмечался в 2012 году только в Курской и Тамбовской областях, а в Белгородской области оно оставалась стабильным. Во всех остальных регионах округа наблюдалось снижения количества работающих в аграрном секторе.
Второй из предлагаемых методов наращивания масштабов сельскохозяйственного производства может базироваться на расширении газификации сельских территорий природным газом, сегодняшний уровень которой не всегда обеспечивает высокую эффективность сельхозпроизводства и желаемую благоустроенность сельских поселений. Наиболее успешно проводящие газификацию села Белгородская, Московская, Липецкая и Рязанская области (уровень газификации соответственно: 93,8%; 84%; 78%; 74%) примерно вдвое опережают по производительности труда в сельском хозяйстве Костромскую, Ивановскую Смоленскую и Тверскую области (уровень газификации соответственно: 24,2%; 28,2%; 32,2%; 34%).
Третий метод, дающий возможность позитивно повлиять на прирост производства аграрной продукции в нашей стране, связан с повышением уровня оплаты труда, что, правда, в первую очередь должно основываться на увеличении его производительности. Пока же, согласно данным, приведенным в граф. 6 и 7 табл.1, такой подход соблюдается только в некоторых регионах ЦФО РФ, где относительно высокая заработная плата в сельском хозяйстве опирается на повышенную производительность труда. Например, в Белгородской области производство валовой продукции сельскохозяйственного назначения на 1 занятого в сельхозпроизводстве работника составляла в 2012 г. 1,138 млн.руб., а средняя номинальная начисленная зарплата - 20795 руб.; в Московской, Липецкой и Воронежской областях, соответственно - (0,849 млн. руб. и 22871 руб.), (0,83 млн.руб. и 15352 руб.), (0,811 млн.руб. и 14096 руб.).
А вот в Смоленской области в том же году отмечалась самая низкая в ЦФО РФ выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника - 0, 33 млн. руб. и наименьшая в федеральном округе заработная плата в сельском хозяйстве - 8982 руб., что соответственно в 3,4 и в 2,3 раза меньше, чем в Белгородской области. Для стабильного функционирования сельскохозяйственного производства в указанном регионе необходимо обеспечить увеличение и одного и другого показателя.
Список литературы
1. Миндрин А.С. Занятость сельского населения – главный фактор устойчивого развития сельских территорий// АПК: экономика и управление, - 2005, - №7, с.12-17.
2.Валовой региональный продукт по субъектам РФ.[Электронный ресурс]. Режим доступа:
7.Отчет о научно-исследовательской работе ВИАПИ РАСН [Электронный ресурс]. – Режим доступа: viapi.ru›download/2011/20111118-rep-uzu.pdf.
8.ТимошенкоМ.А. Социальное развитие села: формирование рынка труда и занятости в аграрном секторе экономики // Научное обозрение. – 2013. – № 3. – С. 308–312.
9. Мореханова М. Ю., Рубцова В. Н. Социально-экономические приоритеты обеспечения конкурентоспособности трудовых ресурсов аграрной сферы // Научное обозрение. – 2013 – № 11. – С. 207–213.
10. Сатдимов М. Ж., Петров А. А. Тенденция изменения численности работоспособного сельского населенияУльяновской области // Научное обозрение. – 2013. – № 9. – С. 566–571.
'>
Рис.1. График поля корреляции между объемами производства сельхозпродукции и ВРП (по регионам ЦФО РФ)
переменными (коэффициент парной корреляции r=0,83). Она особенно отчетливо проявляется в областях Центральной Черноземной зоны (ЦЧЗ), где значение коэффициента парной корреляции выше чем по регионам Нечерноземной зоны (НЗ), входящим в ЦФО РФ (rЦЧЗ=0,95; rНЗ=0,88). Величина коэффициентов детерминации: R2ЦЧЗ =0,91, R2НЗ=0,77. И это свидетельствует о том, что на территориях ЦЧЗ 91% случаев изменения объема производства сельхозпродукции вызывает трансформацию ВРП (по НЗ – только 77 %). Следует отметить, что удельный вес производимой сельхозпродукции в ВРП областей ЦЧЗ значительно больше (от 20 до 30 %), чем его доля по регионам Нечерноземья (от 8 до 15 %).
С целью рассмотрения возможных сценариев увеличения масштабов сельхозпроизводства нами моделировались взаимосвязи его объема (как объясняемой переменной) с такими экономическими показателями как численность занятого в сельскохозяйственной отрасли населения, уровень газификации села природным газом, уровень оплаты труда, годовая выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника. Отбор названных факторов проводился с помощью качественного теоретико-экономическогоанализа сучетом сущности существующих проблем и анализа уже имеющихся научных разработок. Для регионов, входящих в ЦФО России, на основании данных граф 4-7 табл.1 были определены коэффициенты парной корреляции между объемами произведенной в 2012 году сельхозпродукции и указанными выше факторами, а также коэффициенты интеркорреляции между ними - табл. 2.
Таблица 2
Матрица коэффициентов парной корреляции (по сельским территориям регионов ЦФО России (данные за 2012 г.))
Y1: объем
произведенной
в регионах ЦФО РФ продукции сельского
хозяйства
X1: среднемес.
номинальная
начисленная зараб.плата в
сельском хозяйстве
X2: уровень газификации
села природным газом
Х3: числен - ть населения,
занятого в сельскохоз.
производстве
X4: объем произведенной продукции на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве
Y1
1
0,68
0,74
0,92
0,81
Х1
0,68
1
0,17
0,49
0,2
Х2
0,74
0,54
1
0,53
0,85
Х3
0,92
0,49
0,48
1
0,49
Х4
0,81
0,2
0,85
0,49
1
Источник: расчеты автора
Проведенный анализ подтверждает наличие сильной связи между объемом сельхозпродукции, произведенной в хозяйствах всех категорий и: а) численностью населения, занятого в сельском хозяйстве (r=0,92;R2 =0,85); б) объемом произведенной продукции на 1 работника, занятого в сельхозпроизводстве (r=0,81;R2=0,66); в) уровнем газификации сельских территорий природным газом (r=0,74;R2 =0,55). Отмечается умеренная связь между объемом сельхозпроизводства и среднемесячной номинальной начисленной заработной платы в сельском хозяйстве (r = 0,68; R2 = 0,46).
Для того чтобы исследовать зависимость объемов производства сельскохозяйственной продукции от совместного действия объясняющих переменных, нами рассматривалась математическая линейная модель в виде множественной регрессии. Анализ данных табл.2 показывает, что факторы X1 и X4 дублируют друг друга (rx1х4больше 0,7),поэтому в уравнение регрессии включен фактор X1 (исключен X4), и оно выражается формулой: Y = A + B×X1 + C×X2 + D×X3,
Регрессионный анализ и расчет, выполненный с помощью программы «Correlay» позволяют определить значения коэффициентов указанного выше уравнения: А=-57273,97; B=761,1; C=203,28; D=2,77. Погрешность аппроксимации плоскостью, +/-G = 12694,95. Тесноту влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции r=0,948, показывающий, что наличествует сильная связь между Y и факторами X. Коэффициент детерминации R2 =0,8987 свидетельствует о том, что в 89,87 % случаев изменения X приводят к изменению Y. Для оценки значимости уравнения множественной регрессии был рассчитан F-критерий Фишера (F= 38,44). Fтабл.(3;13)=3,41. Поскольку F>Fтабл., коэффициент детерминации статистически значим и уравнение регрессии статистически надежно.
Результаты моделирования позволяют сформулировать заключение о том, что увеличение численности населения, занятого в сельском хозяйстве областей ЦФО РФ на 1 тысячу человек может обеспечить прирост объемов производства сельхозпродукции на 761,1 млн. руб., при соблюдении условия о неизменности коэффициентов C и D. Величина коэффициента при втором факторном признаке показывает, что прирост уровня газификации села ЦФО РФ природным газом на 1% способен привести к увеличению объема сельскохозяйственного продукта в среднем, на 203,3 млн. руб. в год, при отсутствии изменений коэффициентов B и D. Значение коэффициента D свидетельствует о том, что в случае прибавления средней заработной платы в сельскохозяйственных организациях ЦФО РФ на 1 руб. результирующая переменная (объем производимой продукции) может прирасти на 2,77 млн.руб., при условии постоянства коэффициентов B и C.
Результатами проведенного анализа были обоснованы выводы о некоторых методах регулирования объемов производства сельскохозяйственной продукции в современной России. Первый из них связан с увеличением численности населения, занятого в сельском хозяйстве. Данный метод, хотя и относится к числу экстенсивных, но от него, как нам представляется, в настоящее время не следует отказываться, учитывая необходимость быстрого наращивания объемов производства сельхозпродукции (в том числе, в целях импортозамещения) в условиях недостаточного инвестирования в аграрный сектор экономики РФ.Кстати, такой подход успешно применялся в развитых странах Западной Европы во второй половине ХХ века.В тоже время, в ЦФО РФ прирост численности населения, занятого сельхозпроизводством, отмечался в 2012 году только в Курской и Тамбовской областях, а в Белгородской области оно оставалась стабильным. Во всех остальных регионах округа наблюдалось снижения количества работающих в аграрном секторе.
Второй из предлагаемых методов наращивания масштабов сельскохозяйственного производства может базироваться на расширении газификации сельских территорий природным газом, сегодняшний уровень которой не всегда обеспечивает высокую эффективность сельхозпроизводства и желаемую благоустроенность сельских поселений. Наиболее успешно проводящие газификацию села Белгородская, Московская, Липецкая и Рязанская области (уровень газификации соответственно: 93,8%; 84%; 78%; 74%) примерно вдвое опережают по производительности труда в сельском хозяйстве Костромскую, Ивановскую Смоленскую и Тверскую области (уровень газификации соответственно: 24,2%; 28,2%; 32,2%; 34%).
Третий метод, дающий возможность позитивно повлиять на прирост производства аграрной продукции в нашей стране, связан с повышением уровня оплаты труда, что, правда, в первую очередь должно основываться на увеличении его производительности. Пока же, согласно данным, приведенным в граф. 6 и 7 табл.1, такой подход соблюдается только в некоторых регионах ЦФО РФ, где относительно высокая заработная плата в сельском хозяйстве опирается на повышенную производительность труда. Например, в Белгородской области производство валовой продукции сельскохозяйственного назначения на 1 занятого в сельхозпроизводстве работника составляла в 2012 г. 1,138 млн.руб., а средняя номинальная начисленная зарплата - 20795 руб.; в Московской, Липецкой и Воронежской областях, соответственно - (0,849 млн. руб. и 22871 руб.), (0,83 млн.руб. и 15352 руб.), (0,811 млн.руб. и 14096 руб.).
А вот в Смоленской области в том же году отмечалась самая низкая в ЦФО РФ выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника - 0, 33 млн. руб. и наименьшая в федеральном округе заработная плата в сельском хозяйстве - 8982 руб., что соответственно в 3,4 и в 2,3 раза меньше, чем в Белгородской области. Для стабильного функционирования сельскохозяйственного производства в указанном регионе необходимо обеспечить увеличение и одного и другого показателя.
Список литературы
1. Миндрин А.С. Занятость сельского населения – главный фактор устойчивого развития сельских территорий// АПК: экономика и управление, - 2005, - №7, с.12-17.
2.Валовой региональный продукт по субъектам РФ.[Электронный ресурс]. Режим доступа:
7.Отчет о научно-исследовательской работе ВИАПИ РАСН [Электронный ресурс]. – Режим доступа: viapi.ru›download/2011/20111118-rep-uzu.pdf.
8.ТимошенкоМ.А. Социальное развитие села: формирование рынка труда и занятости в аграрном секторе экономики // Научное обозрение. – 2013. – № 3. – С. 308–312.
9. Мореханова М. Ю., Рубцова В. Н. Социально-экономические приоритеты обеспечения конкурентоспособности трудовых ресурсов аграрной сферы // Научное обозрение. – 2013 – № 11. – С. 207–213.
10. Сатдимов М. Ж., Петров А. А. Тенденция изменения численности работоспособного сельского населенияУльяновской области // Научное обозрение. – 2013. – № 9. – С. 566–571.
' />
Рис.1. График поля корреляции между объемами производства сельхозпродукции и ВРП (по регионам ЦФО РФ)
переменными (коэффициент парной корреляции r=0,83). Она особенно отчетливо проявляется в областях Центральной Черноземной зоны (ЦЧЗ), где значение коэффициента парной корреляции выше чем по регионам Нечерноземной зоны (НЗ), входящим в ЦФО РФ (rЦЧЗ=0,95; rНЗ=0,88). Величина коэффициентов детерминации: R2ЦЧЗ =0,91, R2НЗ=0,77. И это свидетельствует о том, что на территориях ЦЧЗ 91% случаев изменения объема производства сельхозпродукции вызывает трансформацию ВРП (по НЗ – только 77 %). Следует отметить, что удельный вес производимой сельхозпродукции в ВРП областей ЦЧЗ значительно больше (от 20 до 30 %), чем его доля по регионам Нечерноземья (от 8 до 15 %).
С целью рассмотрения возможных сценариев увеличения масштабов сельхозпроизводства нами моделировались взаимосвязи его объема (как объясняемой переменной) с такими экономическими показателями как численность занятого в сельскохозяйственной отрасли населения, уровень газификации села природным газом, уровень оплаты труда, годовая выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника. Отбор названных факторов проводился с помощью качественного теоретико-экономическогоанализа сучетом сущности существующих проблем и анализа уже имеющихся научных разработок. Для регионов, входящих в ЦФО России, на основании данных граф 4-7 табл.1 были определены коэффициенты парной корреляции между объемами произведенной в 2012 году сельхозпродукции и указанными выше факторами, а также коэффициенты интеркорреляции между ними - табл. 2.
Таблица 2
Матрица коэффициентов парной корреляции (по сельским территориям регионов ЦФО России (данные за 2012 г.))
Y1: объем
произведенной
в регионах ЦФО РФ продукции сельского
хозяйства
X1: среднемес.
номинальная
начисленная зараб.плата в
сельском хозяйстве
X2: уровень газификации
села природным газом
Х3: числен - ть населения,
занятого в сельскохоз.
производстве
X4: объем произведенной продукции на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве
Y1
1
0,68
0,74
0,92
0,81
Х1
0,68
1
0,17
0,49
0,2
Х2
0,74
0,54
1
0,53
0,85
Х3
0,92
0,49
0,48
1
0,49
Х4
0,81
0,2
0,85
0,49
1
Источник: расчеты автора
Проведенный анализ подтверждает наличие сильной связи между объемом сельхозпродукции, произведенной в хозяйствах всех категорий и: а) численностью населения, занятого в сельском хозяйстве (r=0,92;R2 =0,85); б) объемом произведенной продукции на 1 работника, занятого в сельхозпроизводстве (r=0,81;R2=0,66); в) уровнем газификации сельских территорий природным газом (r=0,74;R2 =0,55). Отмечается умеренная связь между объемом сельхозпроизводства и среднемесячной номинальной начисленной заработной платы в сельском хозяйстве (r = 0,68; R2 = 0,46).
Для того чтобы исследовать зависимость объемов производства сельскохозяйственной продукции от совместного действия объясняющих переменных, нами рассматривалась математическая линейная модель в виде множественной регрессии. Анализ данных табл.2 показывает, что факторы X1 и X4 дублируют друг друга (rx1х4больше 0,7),поэтому в уравнение регрессии включен фактор X1 (исключен X4), и оно выражается формулой: Y = A + B×X1 + C×X2 + D×X3,
Регрессионный анализ и расчет, выполненный с помощью программы «Correlay» позволяют определить значения коэффициентов указанного выше уравнения: А=-57273,97; B=761,1; C=203,28; D=2,77. Погрешность аппроксимации плоскостью, +/-G = 12694,95. Тесноту влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции r=0,948, показывающий, что наличествует сильная связь между Y и факторами X. Коэффициент детерминации R2 =0,8987 свидетельствует о том, что в 89,87 % случаев изменения X приводят к изменению Y. Для оценки значимости уравнения множественной регрессии был рассчитан F-критерий Фишера (F= 38,44). Fтабл.(3;13)=3,41. Поскольку F>Fтабл., коэффициент детерминации статистически значим и уравнение регрессии статистически надежно.
Результаты моделирования позволяют сформулировать заключение о том, что увеличение численности населения, занятого в сельском хозяйстве областей ЦФО РФ на 1 тысячу человек может обеспечить прирост объемов производства сельхозпродукции на 761,1 млн. руб., при соблюдении условия о неизменности коэффициентов C и D. Величина коэффициента при втором факторном признаке показывает, что прирост уровня газификации села ЦФО РФ природным газом на 1% способен привести к увеличению объема сельскохозяйственного продукта в среднем, на 203,3 млн. руб. в год, при отсутствии изменений коэффициентов B и D. Значение коэффициента D свидетельствует о том, что в случае прибавления средней заработной платы в сельскохозяйственных организациях ЦФО РФ на 1 руб. результирующая переменная (объем производимой продукции) может прирасти на 2,77 млн.руб., при условии постоянства коэффициентов B и C.
Результатами проведенного анализа были обоснованы выводы о некоторых методах регулирования объемов производства сельскохозяйственной продукции в современной России. Первый из них связан с увеличением численности населения, занятого в сельском хозяйстве. Данный метод, хотя и относится к числу экстенсивных, но от него, как нам представляется, в настоящее время не следует отказываться, учитывая необходимость быстрого наращивания объемов производства сельхозпродукции (в том числе, в целях импортозамещения) в условиях недостаточного инвестирования в аграрный сектор экономики РФ.Кстати, такой подход успешно применялся в развитых странах Западной Европы во второй половине ХХ века.В тоже время, в ЦФО РФ прирост численности населения, занятого сельхозпроизводством, отмечался в 2012 году только в Курской и Тамбовской областях, а в Белгородской области оно оставалась стабильным. Во всех остальных регионах округа наблюдалось снижения количества работающих в аграрном секторе.
Второй из предлагаемых методов наращивания масштабов сельскохозяйственного производства может базироваться на расширении газификации сельских территорий природным газом, сегодняшний уровень которой не всегда обеспечивает высокую эффективность сельхозпроизводства и желаемую благоустроенность сельских поселений. Наиболее успешно проводящие газификацию села Белгородская, Московская, Липецкая и Рязанская области (уровень газификации соответственно: 93,8%; 84%; 78%; 74%) примерно вдвое опережают по производительности труда в сельском хозяйстве Костромскую, Ивановскую Смоленскую и Тверскую области (уровень газификации соответственно: 24,2%; 28,2%; 32,2%; 34%).
Третий метод, дающий возможность позитивно повлиять на прирост производства аграрной продукции в нашей стране, связан с повышением уровня оплаты труда, что, правда, в первую очередь должно основываться на увеличении его производительности. Пока же, согласно данным, приведенным в граф. 6 и 7 табл.1, такой подход соблюдается только в некоторых регионах ЦФО РФ, где относительно высокая заработная плата в сельском хозяйстве опирается на повышенную производительность труда. Например, в Белгородской области производство валовой продукции сельскохозяйственного назначения на 1 занятого в сельхозпроизводстве работника составляла в 2012 г. 1,138 млн.руб., а средняя номинальная начисленная зарплата - 20795 руб.; в Московской, Липецкой и Воронежской областях, соответственно - (0,849 млн. руб. и 22871 руб.), (0,83 млн.руб. и 15352 руб.), (0,811 млн.руб. и 14096 руб.).
А вот в Смоленской области в том же году отмечалась самая низкая в ЦФО РФ выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника - 0, 33 млн. руб. и наименьшая в федеральном округе заработная плата в сельском хозяйстве - 8982 руб., что соответственно в 3,4 и в 2,3 раза меньше, чем в Белгородской области. Для стабильного функционирования сельскохозяйственного производства в указанном регионе необходимо обеспечить увеличение и одного и другого показателя.
Список литературы
1. Миндрин А.С. Занятость сельского населения – главный фактор устойчивого развития сельских территорий// АПК: экономика и управление, - 2005, - №7, с.12-17.
2.Валовой региональный продукт по субъектам РФ.[Электронный ресурс]. Режим доступа:
7.Отчет о научно-исследовательской работе ВИАПИ РАСН [Электронный ресурс]. – Режим доступа: viapi.ru›download/2011/20111118-rep-uzu.pdf.
8.ТимошенкоМ.А. Социальное развитие села: формирование рынка труда и занятости в аграрном секторе экономики // Научное обозрение. – 2013. – № 3. – С. 308–312.
9. Мореханова М. Ю., Рубцова В. Н. Социально-экономические приоритеты обеспечения конкурентоспособности трудовых ресурсов аграрной сферы // Научное обозрение. – 2013 – № 11. – С. 207–213.
10. Сатдимов М. Ж., Петров А. А. Тенденция изменения численности работоспособного сельского населенияУльяновской области // Научное обозрение. – 2013. – № 9. – С. 566–571.
Главная → ЭКОНОМИКА РОССИИ → ТРУДОВЫЕ РЕСУРСЫ, ГАЗИФИКАЦИЯ СЕЛЬСКИХ ТЕРРИТОРИЙ – ВАЖНЕЙШИЕ ДЕТЕРМИНАНТЫ ЭКОНОМИЧЕСКОГО И СОЦИАЛЬНОГО РАЗВИТИЯ СЕЛА
ТРУДОВЫЕ РЕСУРСЫ, ГАЗИФИКАЦИЯ СЕЛЬСКИХ ТЕРРИТОРИЙ – ВАЖНЕЙШИЕ ДЕТЕРМИНАНТЫ ЭКОНОМИЧЕСКОГО И СОЦИАЛЬНОГО РАЗВИТИЯ СЕЛА
Дата публикации: 29 декабря 2014 Публикатор: vikvas Рубрика:ЭКОНОМИКА РОССИИ - ЭКОНОМИКА РЕГИОНОВ → Источник: (c) http://portalus.ru → Номер публикации: №1419885064
УДК 338.47
Трудовые ресурсы, газификация сельских территорий – важнейшие детерминанты экономического и социального развития села
HUMAN RESOURCES, GASIFICATION OF RURAL AREAS - THE MOST IMPORTANT DETERMINANTS OF ECONOMIC AND SOCIAL DEVELOPMENT OF RURAL AREAS
Кирпичев В.В., кандидат экономических наук, доцент кафедры менеджмента и таможенного дела, Смоленский филиал РЭУ им Г.В.Плеханова
Kirpichev V. V., Candidate of Economic Sciences, associate professor of management and customs affairs, REU Smolensk branch to them G. V. Plekhanova
E-mail: vikvas2009@rambler.ru
Аннотация: Состояние экономики России и ее регионов во многом зависит от результатов деятельности аграрного сектора, динамика производства в котором предопределяется целым рядом факторов. В настоящей работе, с использованием методов корреляционно - регрессионного анализа, по регионам, входящим в ЦФО РФ исследуется влияние на объемы производства сельскохозяйственной продукции: численности занятого в отрасли населения, уровня оплаты его труда, газификации сельских территорий природным газом, производительности труда в сельском хозяйстве, формулируются выводы о возможных методах регулирования сельскохозяйственного производства.
Состояние экономики России и ее регионов во многом зависит от результатов деятельности в аграрного секторе экономики, динамика которого предопределяется многими факторами, как внутренними, связанными непосредственно с сельскохозяйственным производством (урожайностью сельскохозяйственных культур, продуктивностью животных, себестоимостью продукции, уровнем оплаты труда, используемыми технологиями и организацией производства, масштабами применения живого труда и др.) так и внешними, не зависящие от хозяйственной деятельности в сельскохозяйственной отрасли (ценообразованием, развитием сельской инфраструктуры, налогообложением, условиями кредитования, уровнем инфляции, дотациями и компенсациями, аграрным законодательством и др.). В настоящее время, учитывая возникшие трудности с закупкой аграрной продукции за рубежом, рассмотрение детерминант сельскохозяйственного производства в России и возможностей его наращивания становится одной из наиболее актуальных задач.
Анализ влияния целого ряда факторов на производство сельскохозяйственной продукции приведен в научных публикациях последних лет [1; 7]. Соглашаясь с выводами авторов о том, что главным направлением увеличения объемов производства в аграрном секторе экономики является использование инноваций, модернизация отрасли и другие современные подходы, тем не менее, считаем целесообразным на нынешнем этапе развития России шире использовать имеющиеся в стране факторные преимущества роста сельхозпроизводства. К ним, в первую очередь, можно отнести наличие в российском селе незанятых трудовых ресурсов и то, что Российская Федерация является крупнейшей газодобывающей державой.
Проведенные нами исследования по областям, входящим в ЦФО РФ (согласно данным, приведенным в табл. 1), позволяют сформулировать определенные выводы о наличии связей между объемами производимой сельскохозяйственной продукции и величиной валового регионального продукта (ВРП), а также о том, что масштабы сельхозпроизводства зависят от численности занятого в нем населения, уровня оплаты и производительности труда, газификации сельских территорий природным газом и некоторых других факторов.
Таблица 1
Выборочные данные о социально-экономическом развитии регионов ЦФО РФ
Регионы
ЦФО РФ*
Валовой региональный продукт, 2012 г. (млн.руб.)
Объем производства
сельхозпродукции в 2012 г.,
(хозяйства всех категорий),
(млн.руб.)
Среднегодовая численность населения, занятого в сельскохоз. производстве,
2012 г. (тыс. человек)
Уровень газификация
сельских территорий
регионов ЦФО РФ
природным газом,
на 01.01.2013 г. (%)
Среднемесячная номинальная
начисленная зарплата на
1 работника,
за 2012 г. (сельское хозяйство,
российская собственность (руб.)
Объем производства валовой
продукции сельскохозяйствен.
назначения на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве за 2012 г.
(млн. руб.)
1
2
3
4
5
6
7
Белгородская область
546 151,5
149265
131,1
93,8
20795
1,138
Брянская область
209 824,2
35953
67,1
56,2
11979,3
0,535
Владимирская область
285 622,6
26771
52,7
37,1**
13613
0,508
Воронежская область
568 613,0
125547
154,8
68,6
14095,5
0,811
Ивановская область
136 512,1
13241
30,9
28,2
11655,5
0,429
Калужская область
288 475,6
26940
33,8
65**
15971,8
0,797
Костромская область
131 622,5
15989
35,8
24,2**
11963,1
0,447
Курская область
253 831,2
69083
102,8
65
15934,3
0,672
Липецкая область
294 862,6
54967
66,2
78
15351,5
0,830
Московская область
2 440 282,7
81237
95,7
84
22870,6
0,849
Орловская область
146 139,6
39066
68,8
68
13042,4
0,568
Рязанская область
247 219,1
36159
49,0
74
13830,1
0,738
Смоленская область
201 311,3
18477
56,0
32,2
8982,4
0,330
Тамбовская область
203 266,6
60021
119,4
71,5**
15019,5
0,503
Тверская область
267 639,0
21890
59,7
34**
10617,8
0,367
Тульская область
309 295,0
32252
53,6
51,2
14760,6
0,602
Ярославская область
324 572,1
23411
50,9
22
13244,1
0,460
* - за исключение г. Москвы; **- [4]
Источники: [2; 3; 4; 5; 6], расчеты автора
Рассмотрение графика поля корреляции между объемами производимой сельскохозяйственной продукции и валовым региональным продуктом – рис.1, построенного с использованием программы statistiXL, показывает, что в ЦФО РФналичествует сильная корреляционная связь между рассматриваемыми
Рис.1. График поля корреляции между объемами производства сельхозпродукции и ВРП (по регионам ЦФО РФ)
переменными (коэффициент парной корреляции r=0,83). Она особенно отчетливо проявляется в областях Центральной Черноземной зоны (ЦЧЗ), где значение коэффициента парной корреляции выше чем по регионам Нечерноземной зоны (НЗ), входящим в ЦФО РФ (rЦЧЗ=0,95; rНЗ=0,88). Величина коэффициентов детерминации: R2ЦЧЗ =0,91, R2НЗ=0,77. И это свидетельствует о том, что на территориях ЦЧЗ 91% случаев изменения объема производства сельхозпродукции вызывает трансформацию ВРП (по НЗ – только 77 %). Следует отметить, что удельный вес производимой сельхозпродукции в ВРП областей ЦЧЗ значительно больше (от 20 до 30 %), чем его доля по регионам Нечерноземья (от 8 до 15 %).
С целью рассмотрения возможных сценариев увеличения масштабов сельхозпроизводства нами моделировались взаимосвязи его объема (как объясняемой переменной) с такими экономическими показателями как численность занятого в сельскохозяйственной отрасли населения, уровень газификации села природным газом, уровень оплаты труда, годовая выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника. Отбор названных факторов проводился с помощью качественного теоретико-экономическогоанализа сучетом сущности существующих проблем и анализа уже имеющихся научных разработок. Для регионов, входящих в ЦФО России, на основании данных граф 4-7 табл.1 были определены коэффициенты парной корреляции между объемами произведенной в 2012 году сельхозпродукции и указанными выше факторами, а также коэффициенты интеркорреляции между ними - табл. 2.
Таблица 2
Матрица коэффициентов парной корреляции (по сельским территориям регионов ЦФО России (данные за 2012 г.))
Y1: объем
произведенной
в регионах ЦФО РФ продукции сельского
хозяйства
X1: среднемес.
номинальная
начисленная зараб.плата в
сельском хозяйстве
X2: уровень газификации
села природным газом
Х3: числен - ть населения,
занятого в сельскохоз.
производстве
X4: объем произведенной продукции на 1 работника,
занятого в сельскохоз.
производстве
Y1
1
0,68
0,74
0,92
0,81
Х1
0,68
1
0,17
0,49
0,2
Х2
0,74
0,54
1
0,53
0,85
Х3
0,92
0,49
0,48
1
0,49
Х4
0,81
0,2
0,85
0,49
1
Источник: расчеты автора
Проведенный анализ подтверждает наличие сильной связи между объемом сельхозпродукции, произведенной в хозяйствах всех категорий и: а) численностью населения, занятого в сельском хозяйстве (r=0,92;R2 =0,85); б) объемом произведенной продукции на 1 работника, занятого в сельхозпроизводстве (r=0,81;R2=0,66); в) уровнем газификации сельских территорий природным газом (r=0,74;R2 =0,55). Отмечается умеренная связь между объемом сельхозпроизводства и среднемесячной номинальной начисленной заработной платы в сельском хозяйстве (r = 0,68; R2 = 0,46).
Для того чтобы исследовать зависимость объемов производства сельскохозяйственной продукции от совместного действия объясняющих переменных, нами рассматривалась математическая линейная модель в виде множественной регрессии. Анализ данных табл.2 показывает, что факторы X1 и X4 дублируют друг друга (rx1х4больше 0,7),поэтому в уравнение регрессии включен фактор X1 (исключен X4), и оно выражается формулой: Y = A + B×X1 + C×X2 + D×X3,
Регрессионный анализ и расчет, выполненный с помощью программы «Correlay» позволяют определить значения коэффициентов указанного выше уравнения: А=-57273,97; B=761,1; C=203,28; D=2,77. Погрешность аппроксимации плоскостью, +/-G = 12694,95. Тесноту влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции r=0,948, показывающий, что наличествует сильная связь между Y и факторами X. Коэффициент детерминации R2 =0,8987 свидетельствует о том, что в 89,87 % случаев изменения X приводят к изменению Y. Для оценки значимости уравнения множественной регрессии был рассчитан F-критерий Фишера (F= 38,44). Fтабл.(3;13)=3,41. Поскольку F>Fтабл., коэффициент детерминации статистически значим и уравнение регрессии статистически надежно.
Результаты моделирования позволяют сформулировать заключение о том, что увеличение численности населения, занятого в сельском хозяйстве областей ЦФО РФ на 1 тысячу человек может обеспечить прирост объемов производства сельхозпродукции на 761,1 млн. руб., при соблюдении условия о неизменности коэффициентов C и D. Величина коэффициента при втором факторном признаке показывает, что прирост уровня газификации села ЦФО РФ природным газом на 1% способен привести к увеличению объема сельскохозяйственного продукта в среднем, на 203,3 млн. руб. в год, при отсутствии изменений коэффициентов B и D. Значение коэффициента D свидетельствует о том, что в случае прибавления средней заработной платы в сельскохозяйственных организациях ЦФО РФ на 1 руб. результирующая переменная (объем производимой продукции) может прирасти на 2,77 млн.руб., при условии постоянства коэффициентов B и C.
Результатами проведенного анализа были обоснованы выводы о некоторых методах регулирования объемов производства сельскохозяйственной продукции в современной России. Первый из них связан с увеличением численности населения, занятого в сельском хозяйстве. Данный метод, хотя и относится к числу экстенсивных, но от него, как нам представляется, в настоящее время не следует отказываться, учитывая необходимость быстрого наращивания объемов производства сельхозпродукции (в том числе, в целях импортозамещения) в условиях недостаточного инвестирования в аграрный сектор экономики РФ.Кстати, такой подход успешно применялся в развитых странах Западной Европы во второй половине ХХ века.В тоже время, в ЦФО РФ прирост численности населения, занятого сельхозпроизводством, отмечался в 2012 году только в Курской и Тамбовской областях, а в Белгородской области оно оставалась стабильным. Во всех остальных регионах округа наблюдалось снижения количества работающих в аграрном секторе.
Второй из предлагаемых методов наращивания масштабов сельскохозяйственного производства может базироваться на расширении газификации сельских территорий природным газом, сегодняшний уровень которой не всегда обеспечивает высокую эффективность сельхозпроизводства и желаемую благоустроенность сельских поселений. Наиболее успешно проводящие газификацию села Белгородская, Московская, Липецкая и Рязанская области (уровень газификации соответственно: 93,8%; 84%; 78%; 74%) примерно вдвое опережают по производительности труда в сельском хозяйстве Костромскую, Ивановскую Смоленскую и Тверскую области (уровень газификации соответственно: 24,2%; 28,2%; 32,2%; 34%).
Третий метод, дающий возможность позитивно повлиять на прирост производства аграрной продукции в нашей стране, связан с повышением уровня оплаты труда, что, правда, в первую очередь должно основываться на увеличении его производительности. Пока же, согласно данным, приведенным в граф. 6 и 7 табл.1, такой подход соблюдается только в некоторых регионах ЦФО РФ, где относительно высокая заработная плата в сельском хозяйстве опирается на повышенную производительность труда. Например, в Белгородской области производство валовой продукции сельскохозяйственного назначения на 1 занятого в сельхозпроизводстве работника составляла в 2012 г. 1,138 млн.руб., а средняя номинальная начисленная зарплата - 20795 руб.; в Московской, Липецкой и Воронежской областях, соответственно - (0,849 млн. руб. и 22871 руб.), (0,83 млн.руб. и 15352 руб.), (0,811 млн.руб. и 14096 руб.).
А вот в Смоленской области в том же году отмечалась самая низкая в ЦФО РФ выработка на 1 занятого в сельском хозяйстве работника - 0, 33 млн. руб. и наименьшая в федеральном округе заработная плата в сельском хозяйстве - 8982 руб., что соответственно в 3,4 и в 2,3 раза меньше, чем в Белгородской области. Для стабильного функционирования сельскохозяйственного производства в указанном регионе необходимо обеспечить увеличение и одного и другого показателя.
Список литературы
1. Миндрин А.С. Занятость сельского населения – главный фактор устойчивого развития сельских территорий// АПК: экономика и управление, - 2005, - №7, с.12-17.
2.Валовой региональный продукт по субъектам РФ.[Электронный ресурс]. Режим доступа:
7.Отчет о научно-исследовательской работе ВИАПИ РАСН [Электронный ресурс]. – Режим доступа: viapi.ru›download/2011/20111118-rep-uzu.pdf.
8.ТимошенкоМ.А. Социальное развитие села: формирование рынка труда и занятости в аграрном секторе экономики // Научное обозрение. – 2013. – № 3. – С. 308–312.
9. Мореханова М. Ю., Рубцова В. Н. Социально-экономические приоритеты обеспечения конкурентоспособности трудовых ресурсов аграрной сферы // Научное обозрение. – 2013 – № 11. – С. 207–213.
10. Сатдимов М. Ж., Петров А. А. Тенденция изменения численности работоспособного сельского населенияУльяновской области // Научное обозрение. – 2013. – № 9. – С. 566–571.
По международным научным стандартам и по ГОСТу РФ 2003 г. (ГОСТ 7.1-2003, "Библиографическая запись")
ТРУДОВЫЕ РЕСУРСЫ, ГАЗИФИКАЦИЯ СЕЛЬСКИХ ТЕРРИТОРИЙ – ВАЖНЕЙШИЕ ДЕТЕРМИНАНТЫ ЭКОНОМИЧЕСКОГО И СОЦИАЛЬНОГО РАЗВИТИЯ СЕЛА [Электронный ресурс]: электрон. данные. - Москва: Научная цифровая библиотека PORTALUS.RU, 29 декабря 2014. - Режим доступа: https://portalus.ru/modules/ruseconomics/rus_readme.php?subaction=showfull&id=1419885064&archive=&start_from=&ucat=& (свободный доступ). – Дата доступа: 28.03.2024.
По ГОСТу РФ 2008 г. (ГОСТ 7.0.5—2008, "Библиографическая ссылка")
ТРУДОВЫЕ РЕСУРСЫ, ГАЗИФИКАЦИЯ СЕЛЬСКИХ ТЕРРИТОРИЙ – ВАЖНЕЙШИЕ ДЕТЕРМИНАНТЫ ЭКОНОМИЧЕСКОГО И СОЦИАЛЬНОГО РАЗВИТИЯ СЕЛА // Москва: Научная цифровая библиотека PORTALUS.RU. Дата обновления: 29 декабря 2014. URL: https://portalus.ru/modules/ruseconomics/rus_readme.php?subaction=showfull&id=1419885064&archive=&start_from=&ucat=& (дата обращения: 28.03.2024).