Учебная работа. Принцип определения экспортных квот на пшеницу
Принцип определения экспортных квот на пшеницу
Содержание
Введение
1. Принцип определения экспортных квот на пшеницу
1.1 Развитие экспортного потенциала аграрного сектора
2. Тенденции внутреннего производства и потребления
3. Украинский экспорт на фоне мирового рынка пшеницы
4. Паритетный принцип определения объемов экспорта
Выводы и рекомендации
Список использованных источников
Введение
Контрольная работа на тему «Принцип определения
экспортных квот на пшеницу» по дисциплине «АПК Украины».
последние годы характеризуются упрочением позиций Украины на
мировом продовольственном рынке. В отличие от общегосударственного
отрицательного сальдо торгового баланса, в аграрном секторе экспорт значительно
превышал импорт, что положительно повлияло на повышение уровня поступлений в
государственный бюджет от экспорта зерновых. Однако позиции Украины среди стран
— экспортеров аграрного сырья очень нестабильны. Так, в одни годы Украина была
в первой пятерке мировых экспортеров пшеницы, а в другие — переходила в разряд
импортеров. причем следует отметить, что урожайность пшеницы не единственный
фактор, обусловливающий эту нестабильность.
Известно, что существование значительной положительной
разницы между ценами мирового и внутреннего рынков зерновых определяет тактику
и стратегию государства относительно выполнения условий продовольственной
безопасности (квотирования или введения таможенных тарифов на экспорт
зерновых). Но вполне возможно, что использование таких методов государственного
регулирования отрицательно повлияет как на финансовые результаты аграрных
предприятий, так и на уровень инвестиций в аграрный сектор экономики Украины.
Такое допущение можно сделать, ведь любая непредусмотрительность
государственного регулирования в аграрной сфере повышает показатель
вариативности цен внутреннего рынка и, как следствие, увеличивает риск
инвестирований. Поэтому, с целью улучшения ситуации, важно оценить влияние на
риски аграрного сектора не только погодно-климатических, но и институциональных
рисков, к которым относятся и риски государственного регулирования. Важно также
проанализировать и степень влияния мирового продовольственного рынка на риски
внутреннего рынка.
В работах О. Онды рассмотрен механизм формирования цен на
зерновые культуры на внутреннем рынке Украины и доказано, что значительная
разница между ценами внешнего и внутреннего рынков объясняется
олигополистическим характером рыночных услуг, осуществляемых экспортными
трейдерскими компаниями. Тенденции мирового рынка зерна и перспективы его
развития рассмотрены в работе Р. Саблука и О. Коваленко в которой показано, что
темпы увеличения экспорта зерновых обусловливаются ростом численности
населения. По мнению А. Евчука, повышение мирового спроса (а отсюда — и мировых
цен) на зерновые культуры объясняется увеличением объемов откорма скота, а
также изменением рациона питания значительной части населения в странах
Юго-Восточной Азии.
существенная разница цен на пшеницу на мировом и внутреннем
рынках сохраняется, скорее всего, за счет сложности выхода на внешний рынок для
большинства производителей зерновых, однако довольно сомнительно то, что
введение единого государственного экспортного оператора будет способствовать
решению этой проблемы.
Все это обусловливает необходимость анализа влияния внешних,
природных и институциональных рисков на развитие экспортного потенциала
аграрного сектора экономики Украины на примере экспорта пшеницы и поиска
компромиссного решения в интересах ее потребителей и производителей с целью
обеспечения стабильного развития отрасли при условии сохранения
продовольственной безопасности.
1.
Принцип определения экспортных квот на пшеницу
1.1
Развитие экспортного потенциала аграрного сектора
В соответствии с классификацией ФАО ООН, в состав аграрного
экспорта входят не только сырье сельскохозяйственного происхождения, но и
продукция его переработки. На рисунке 1 показана динамика суммарного аграрного
экспорта и импорта Украины по данным 20 крупнейших товарных позиций (в ценовом
выражении) в течение 1992-2008 гг.
Рис.1. Динамика аграрного экспорта и импорта Украины в
течение 1992-2008 гг.
В течение почти всего исследуемого периода аграрный экспорт
значительно превышал импорт. Особенно успешным был 2008 г., когда объем
экспорта составлял 9,5 млрд., а импорт не превышал 3,4 млрд. дол. Такой
значительный прогресс был достигнут за счет роста объемов экспорта пшеницы с
1,6 до 7,5 млн. т, ячменя — с 2,5 до 5,7 млн. т и рапса — с 0,6 до 2,4 млн. т
по сравнению с предыдущим годом. Можно считать, что этот год нетипичен (год
изменения тенденции в мировой экономике), поскольку уже в последующие годы
спрос на аграрную продукцию существенно уменьшился, однако неоспорим тот факт,
что украинские аграрии были в состоянии ответить на этот вызов ростом
предложения.
Показателен анализ рисков, присущих аграрному сектору,
осуществленный на базе данных валового сбора и урожайности пшеницы за 1955-2010
гг. (табл.1). прежде всего привлекает внимание изменчивость показателей
валового сбора (коэффициент вариации — 33,2%), что обусловливает чрезвычайно
большой диапазон изменений этого показателя — от 2,9 млн. до 30,4 млн. т.
Среднегодовое потребление пшеницы в течение исследуемого периода было равно
примерно 9 млн. т, а запасы — 2,7 млн. т, то есть кризисное положение по
потреблению пшеницы не возникнет, пока валовой сбор будет не меньше 7,3 млн. т.
Таблица 1
Статистические показатели производства пшеницы в Украине за
1955-2010 гг.
Статистические
параметры
Валовой сбор
(млн. т)
Урожайность
(ц/га)
Площадь (млн.
га)
Среднее
вариации (%).. Максимальное значение… Минимальное значения (%)….
16,8
26,1
6,4
16,5
26,0
6,4
5,6
6,6
1,3
33,2
25,3
20,3
30,4
40,1
8,6
2,9
12,2
2,0
2,6
1,7
0,03
Данные таблицы 1 объясняют причины значительной волатильности
экспортного потенциала и рисков продовольственной безопасности. Это —
существенная волатильность урожайности пшеницы и изменения размера посевных
площадей, приходящихся на данную культуру. Приведенные показатели позволяют
оценить их вклад в общий показатель волатильности валового сбора пшеницы.
экспортная квота пшеница украина
Допустим, что Q (t) — валовой сбор пшеницы за
год t, S (t) — площадь ее посевов. Тогда
средняя урожайность в стране за год t определяется по формуле:
Y (t) = = Q (t) /S (t). Отсюда Q (t) = Y (t) * S
(t). (1)
Прологарифмируем выражение (1) и найдем приросты обеих
частей:
∆Q/Q = ∆Y/Y + ∆S/S.
Возведем в квадрат и получим математическое ожидание от левой
и правой частей:
V12= V22 +2p V1V2+ V22
где V1, V2, V3 — коэффициенты вариации,
соответственно, годового валового сбора, урожайности и посевной площади; p — коэффициент корреляции
между урожайностью и площадью. Проведенные действия позволили выявить
отсутствие тесной линейной взаимосвязи между урожайностью и площадью на
исследуемом временном интервале (прямая взаимосвязь на уровне значимости 0,14).
В этом случае между коэффициентами вариации должно устанавливаться соотношение
V12 ≈ V22+ V32, (2)
которое и выполняется по данным таблицы 1 (левая часть
последнего выражения равняется 0,110, а правая — 0,105). Тогда вклад отдельных
составляющих в показатель волатильности валового сбора можно будет определить
по формулам
; 
(3)
Таким образом, вклад в общую волатильность изменчивости
урожайности будет составлять 60,8%, а площадей — 39,2%. большинство
исследователей сосредоточивает внимание на первом показателе — изменчивости
урожайности, однако вклад другой составляющей (отсутствия общегосударственного
планирования), особенно в условиях рыночной экономики, может быть существенным
и должен учитываться при оценке рисков продовольственной безопасности.
2.
Тенденции внутреннего производства и потребления
Основные тенденции, наблюдающиеся в производстве пшеницы на
национальном уровне, — диаграмма рассеивания и линейный тренд урожайности —
представлены на рисунке 2.
Рис.2. Рассеивание и линейная зависимость усредненного
показателя урожайности за 1955-2010 гг.
Таблица 2
параметры линейных трендовых зависимостей составляющих
производства и потребления пшеницы за 1955-2010 гг.
Составляющая
годовая
скорость роста (уменьшения)
Уровень
значимости
начальное
значение (1955 г.)
Конечное
R2 ***
(%)
F ****
Стандартная
погрешность
Урожайность.
Площадь… Валовой сбор Потребление..
0,22 ц/га
0,0001
20,1 ц/га
32,1 ц/га
28,9
22
5,6 ц/га
-21 тыс. га
0,046
6,97млн. га
5,8млн. га
7,2
4,2
1,3 млн. га
89,6 тыс. т
0,052
14,37млн. т
19,3млн. т
6,8
4,0
5,4 млн. т
150,3 тыс. т
0,0001
9,0млн. т**
6,75млн. т
80,1
60
0,39 млн. т
* Источник: данные FAOSTAT
** начальное значение для потребления определяется за 1995 г.
R2*** — коэффициент детерминации
(доля объясненной дисперсии в общей дисперсии процесса).
F**** — критерий Фишера (отношение объясненной
дисперсии к необъясненной).
Приведенные в таблице 2 показатели адекватности модели
свидетельствуют (с вероятностью более 0,99), что скорость роста урожайности
положительна и не равна нулю. Уравнение зависимости от времени математического
ожидания усредненного по стране показателя урожайности имеет вид:
Y (t) = 20,1 + 0,22 (t — 1955) + ε (t), (4)
где ε (t) — погрешность модели
(см. табл.2).
В соответствии с уравнением, математическое ожидание
усредненного показателя урожайности пшеницы в 1955 г. составляло 20,1 ц/га, а в
2010 г. — 32,1 ц/га. То есть можно полагать, что влияние новейших технологий
ощущается и при выращивании пшеницы, однако вариативность процесса остается
довольно высокой (наблюдается значительная стандартная погрешность).
Целесообразно также рассмотреть, как менялся за данный период
другой показатель — площадь посевов пшеницы. Следует отметить, что здесь имеет
место определенная зависимость от времени — уменьшение математического ожидания
площадей посевов со скоростью 21,3 тыс. га в год (рис.3). Этот показатель имеет
уровень значимости 0,05 (см. табл.2).
Рис.3. Диаграмма рассеивания и линейная зависимость площади
посевов пшеницы за 1955-2010 гг.
Уравнение зависимости математического ожидания площади
посевов пшеницы от времени имеет вид:
S (t) = 6,97 — 0,0213 (t — 1955) + ε (t). (5)
Как уже отмечалось, в 1995 г. площадь посевов пшеницы
составляла 6,97 млн. га, а в 2010 г. — только 5,8 млн. га.
Если иметь в виду модель самообеспечения, то это сокращение
вполне понятно: повышение урожайности сопровождается уменьшением площади
посевов.
Данная гипотеза подтверждается анализом временных тенденций
валового сбора пшеницы:
PR (t) = 14,37 + 0,0896 (t — 1955) + ε (t), (6)
для которого уровень значимости коэффициента превышает 0,05
(см. табл.2), то есть наблюдается незначительный и нестабильный рост
производства в объеме 90 тыс. т в год. По данным государственной службы
статистики Украины, потребление пшеницы из года в год уменьшается. Тенденция к
снижению внутреннего потребления объясняется двумя факторами: сокращением
численности населения Украины и изменением структуры питания, что связано с
повышением уровня жизни в течение последних лет. Тенденции потребления
рассчитывались за период 1995-2010 гг. (рис.4) по формуле
С (t) = 9,0 — 0,1503 (t — 1995) + ε (t). (7)
начальное потребление пшеницы (в 1995 г.) составило 9,0 млн.
т, а конечное (в 2010 г.) — 6,75 млн. т. следовательно, наблюдается стабильное
уменьшение ее потребления на 150 тыс. т в год (см. табл.2).
Рис.4. Диаграмма рассеивания и линейная зависимость
потребления пшеницы за 1995-2010 гг.
3.
Украинский экспорт на фоне мирового рынка пшеницы
Данные мирового производства пшеницы, конечных переходных
запасов и объемов экспорта за 1991-2010 гг. представлены USDA.
Уравнение линейного тренда мирового производства пшеницы (WP) можно описать выражение
WP (t) = 530 + 5,95 (t — 1990) + ε (t). (8)
Модель экспоненциального тренда, имеющего практически
аналогичные показатели адекватности, рассчитывается так:
WT (t) = 533 ехр (0,0099 (t — 1990) + ε (t)) (9)
В этом случае рост происходит со скоростью примерно 1 % в год
и погрешностью 0,17%. начальное значение объемов производства (в 1990 г.)
равняется 533 млн. т, а конечное (в 2010 г.) — 650 млн. т.
однако, несмотря на стабильный рост мирового производства
пшеницы, доля экспорта в 2010 г. оставалась практически на уровне 1990 г. и
составляла 18,8%, что свидетельствует о стабильном увеличении экспорта. Оценки
по модели экспоненциального тренда показали, что годовые темпы его роста (1,2%)
практически равняются темпам повышения мирового производства.
наиболее вариативным показателем данного рынка пшеницы
является уровень мировых запасов, колеблющихся в диапазоне 120-220 млн. т, то
есть они являются демпфером, стабилизирующим ситуацию на рынке зерновых.
Что касается ценовых показателей мирового рынка пшеницы, то
они характеризуются умеренными темпами повышения за исследуемый период — 2,3% в
год, что не превышает темпов роста цен в долларовой зоне (около 3,2%).
Исследования показывают, что в Украине производство пшеницы и
доля ее экспорта на мировом рынке чрезвычайно нестабильны. Сравнение
коэффициентов вариации мирового и внутреннего производства за 1991-2010 гг.
свидетельствует, что они отличаются в разы (7,42% — мировой показатель, 38,5% —
показатель Украины (табл.3)). Это объясняется значительной зависимостью
производства пшеницы от погодных, климатических и кредитных рисков.
Таблица 3
Статистические и прогнозные значения показателей внутреннего
и мирового рынков и производства пшеницы на 2011 г.
Показатель
Мировое Производство
Мировой экспорт
Мировые запасы
Производство в
Украине
Экспорт в
Украине
стабильный рост
на 1% в год
стабильный рост
на 1,2% в год
отсутствуют
отсутствует
Нестабильный
рост на14,6% в год
Среднее
592,6
111,5
172,2
16,9
4,2
Среднеквадратическое
отклонение
(млн. т)…
43,9
11,6
26,6
6,5
3,7
Коэффициент
вариации (%)
7,42
10,4
15,5
38,5
86,7
95-процентные
довери-
тельные
интервалы для
прогнозных
значений на
2011 г………
625; 685
119-133
120; 224
4,2-29,6
-3,1; 11,5
Еще более нестабилен украинский экспорт пшеницы (коэффициент
вариации 86,7%), на который влияет не только нестабильность производства
зерновых (см. табл.3), но и несовершенство его регулирования (квотирование
экспорта). Этот вид риска относится к институциональному.
Взаимоконфликтными в такой ситуации являются, с одной
стороны, стремление Украины к более стабильным позициям среди мировых
экспортеров пшеницы, с другой — необходимость обеспечить продовольственную
безопасность в условиях значительной разницы цен на мировом и внутреннем
рынках. Данную ситуацию решить довольно сложно, ведь экспорт формируется по
остаточному принципу, когда существует надежная оценка потенциального урожая (III квартал года), после чего
начинает действовать квотный механизм регулирования экспорта. Следствие этого —
чрезвычайная нестабильность украинского экспорта.
На мировом рынке наиболее мощным экспортером пшеницы являются
США, демонстрирующие и наибольшую его стабильность. При среднем показателе
экспорта 27,5 млн. т в год в течение 1997-2008 гг. среднеквадратическое
отклонение составляет 2,8 млн. т, то есть коэффициент вариации равен только
10%. Следует подчеркнуть, что стабильность экспорта в США существенно превышает
стабильность производства. Это позволяет в полной мере использовать современные
финансовые инструменты — форвардные и фьючерсные контракты, открывающие
возможность для американских экспортеров предотвращать ценовые риски.
Какая же ситуация сложилась на внутреннем рынке Украины? На
рисунке 5 показаны Производство, потребление, запасы, реальный и потенциальный
экспорт пшеницы за 1997-2008 гг. вместо реального потребления здесь
рассматривается его трендовая составляющая, заданная уравнением (7), адекватно
описывающим данный процесс за 1995-2008 гг. Запасы показаны на уровне 2,7 млн.
т, что отвечает закону «О продовольственной безопасности Украины».
Рис.5. Производство пшеницы и экспортный потенциал Украины
при условии сохранения продовольственной безопасности
На рисунке 5 представлен реальный и потенциальный экспорт, то
есть объемы, которые можно было бы экспортировать без нарушения условий
продовольственной безопасности (Следует отметить, что за весь указанный период
отмеченные условия нарушались только в 2003-2004 гг.).
Рассмотренная схема и имеющаяся информация FAOSTAT относительно экспортных
и внутренних цен пшеницы для Украины в течение 12 лет (рис.6) позволяют оценить
общие убытки (Уб) украинских экспортеров зерна, которые они имели при
квотировании экспорта:
2008
Уб= ∑ (pE
(t) — PB (t)) (PR (t) — EX (t) — С (t) (10)
t=1997
где pE (t),pB (t) — соответственно,
экспортные и внутренние цены 1 т пшеницы в i-м году (дол.)
(экспортные цены не всегда превышали внутренние, особенно на начальном этапе
выхода украинских экспортеров на мировой Рынок);
PR (t), EX (t) — соответственно,
производство пшеницы в Украине и ее экспорт i-м году,
C (t) — потребление, рассчитанное
по формуле (7).
Убытки украинских экспортеров пшеницы за 1997-2008 гг.
равнялись 1,232 млрд. дол., что составляет около 100 млн. дол. в год. Это, на
наш взгляд, несколько заниженная оценка, ведь она не включает потенциальные
расходы вследствие неиспользованных финансовых инструментов, уменьшающих
ценовые риски (форвардных и фьючерсных контрактов). В исследовании А. Дибровы
показано, что разницы цен обусловлены стратегией государственного регулирования
экономики и что 
Рис.6. Цены экспортные и внутреннего рынка Украины на пшеницу
в 1997-2008 гг.
4.
Паритетный принцип определения объемов экспорта
Потери аграрного сектора обусловлены формированием объема
экспорта пшеницы по остаточному принципу. На основании данных предыдущих лет
произведена оценка этих потерь (формула 10). Эта стратегия государства
построена по принципу минимизации рисков продовольственной безопасности. Риски
распределяются в равной мере между производителями пшеницы и государством —
паритетный принцип определения объемов экспорта. Он заключается в сопоставлении
ожидаемых потерь в денежном выражении экспортеров пшеницы и государства в
случае вынужденного импорта.
Если для оценки риска существующей системы поставок зерна
использовать схему, представленную на рисунке 5, то здесь надо иметь в виду
вероятность перехода страны с позиции экспортера на позицию импортера. конечно,
такая возможность существует даже в том случае, когда экспорт пшеницы равняется
нулю.
При расчете достоверности количественной оценки по
статистическим данным валового сбора пшеницы за 1955-2010 гг. показатели
потребления и экспорта рассматривались за 1997-2010 гг. Производство пшеницы в
Украине определено по уравнению (6), потребление — по уравнению (7), а запасы
приняты на уровне 2,7 млн. т. Если 3 — переходные запасы пшеницы,
тогда условие появления продовольственной опасности возникает при
Риски продовольственной безопасности при отсутствии экспорта
определяются как вероятность следующих событий:
P (PR (t) + 3-C (t)) <0). (11)
При этом остатки пшеницы равняются:
A = PR (t) + 3-C (t).
Математическое ожидание остатков:
E (A) = E (PR (t) — E (C (t)) + 3. (12)
Дисперсия остатков определяется как сумма дисперсий
производства и потребления на основе данных таблицы 2:
≈ 5,4 млн. т
Оценка рисков за 2011-2015 гг. осуществлена двумя путями: на
основе гипотезы нормального распределения производства и потребления (PN) и использования неравенства Чебышева (Рч). При
этом случайные величины производства и потребления заменены их математическими
ожиданиями в соответствии с формулами (6) и (7) (табл.4).
Таблица 4
риски продовольственной безопасности при условии отсутствия
экспорта
Показатель
Годы
2011
2012
2013
2014
2015
PR
(t) (млн. т).
C (t) (млн. т)
∆ (млн. т) PN
(%)…. Рч (%)….
19,4 6,6 15,5
0,2 6
19,5 6,4 15,8
0,17 5,8
19,6 6,3 16,0
0,15 5,7
19,7 6,1 16,3
0,13 5,5
19,7 6,0 16,4
0,11 5,4
известно, что использование показателей нормального распределения
без проверки гипотезы нормальности (например, критерия X) может привести к
значительным погрешностям, особенно при оценке вероятности значительных
отклонений от средних значений, однако при оценке вероятности незначительных
отклонений от математического ожидания (не превышающих двух
среднеквадратических отклонений) вполне возможно использование нормального
распределения (рис.7).
Рис.7. гистограмма валового сбора пшеницы за 1955-2010 гг. и
кривая плотности нормального распределения
На наш взгляд, оценка рисков перехода в состояние импортера,
полученная с помощью неравенства Чебышева, больше отвечает действительности,
особенно если учесть, что случаи продовольственной опасности, в соответствии с
расчетами (см. табл.4), имеют период повторения 17-18 лет и реализуются в
течение 1997 — 2010 гг.
Для оценки рисков возникновения состояния продовольственной
опасности в случае, когда объемы экспорта пшеницы устанавливаются на основе
ожидаемых количеств ее производства и потребления, определенных с помощью
уравнений (6) и (7), допустим, что экспорт на год t будет найден как
математическое ожидание разницы между производством и потреблением
EX (t) = E (PR (t) — C (t)), (13)
где Е (.) — математическое ожидание.
Тогда условие возникновения продовольственной опасности при
установленном с помощью формулы (13) объеме экспорта пшеницы заключается в том,
что ее Производство будет слишком мало и запасы не смогут его компенсировать:
PR (t) < E (PR (t)) — 3.
Вероятность этих событий определяет риск наступления
продовольственной опасности — переход к состоянию импортера:
P (PR (t) < E (PR (t)) — 3. (14)
Эта вероятность довольно велика — 30,3%. Последовательно
найдем вероятности импортирования более чем 2 млн. т, 4 млн. т и 6 млн. т
пшеницы (больше не имеет смысла, ведь потребление ненамного превышает 6 млн.
т).
Соответствующие вероятности импорта (IM) в указанных интервалах
равняются:
P1 (0<IМ<2) ≈0,1103; Р2
(2< IМ <4) ≈0,0847; Р3 (4< IМ <6) ≈0,053. (15)
Таким образом, ожидаемые общественные убытки, которые, скорее
всего, будут покрываться за счет бюджета, составят:
Е (УбБ (t)) = (pE (t) — pB (t)) 
(16)
где IМ — середина соответствующего интервала (1
млн. т; 3 млн. т; 5 млн. т).
Если полагать, что разница цен за 1 т достигает 120 дол. (см.
рис.6), то потенциальные годовые потери за счет вынужденного импорта в размере
0,63 млн. т будут составлять 75,6 млн. дол., тогда как ожидаемые потери
экспортеров будут равны нулю.
Однако при уменьшении объема экспорта на 1 млн. т ситуация, как
следует из выражения (13), существенно изменится: ожидаемые годовые потери
экспортеров будут равняться 120 млн. дол., величина импорта — 0,51 млн. т, а
соответствующие годовые потери — 61,2 млн. дол., то есть в этом случае потери
экспортеров будут уже существенно превышать потенциальные потери из-за вынужденного
импорта. То есть, по нашему мнению, экспорт в объеме, рассчитанном по формуле
EX (t) = E (PR (t) — C (t)) — 1,
(17)
вполне компромиссный вариант, выравнивающий риски потерь как
экспортеров, так и потребителей (возникновение продовольственной опасности).
Если оценить это количественно, то в 2011 г., в соответствии с данными таблицы
4, был бы возможен экспорт в размере 12 млн. т, в 2015 г. — в размере 13 млн.
т, а фактически составит 5,9 млн. т. При этом объемы экспорта известны заранее,
что позволяет лучше спланировать деятельность зернопроизводителей.
Для оценки рисков этих допущений целесообразно обратиться к работе
В. Мессель-Веселяка, М. Пехоты, О. Грищенко, в
которой представлена определенная по методу экспоненциального сглаживания
прогнозная оценка валового сбора пшеницы на 2011 г. в диапазоне от 20,8 до 16,3
млн. т с базовым показателем 18,6 млн. т, что несущественно отличается от
оценки, приведенной в таблице 4. Даже при реализации пессимистического варианта
(16,3 млн. т) экспорт в размере 12 млн. т благодаря наличию в госрезерве
запасов в объеме 2,7 млн. т, в соответствии с Законом «О продовольственной
безопасности Украины», не приведет к вынужденному импорту пшеницы.
Что касается введения с 1 июля 2011 г. таможенных тарифов на
экспорт зерновых, то нетрудно предвидеть, что этот шаг приведет к падению цен
на внутреннем рынке и значительно уменьшит инвестиционную привлекательность
производства зерновых. Это также может существенно увеличить вариативность
площадей под посевы пшеницы и таким образом повысить риски производства. Оценка
фискального эффекта этого шага не является целью данного исследования, однако
фискальные последствия такого решения могут быть чрезвычайно отличными и,
возможно, противоположными тем, которые были приняты в его обосновании (тариф
был отменен).
Остается открытым вопрос обеспечения равноправных экономических
условий хозяйствования для аграрных предприятий — экспортеров и предприятий,
реализующих собственную продукцию на внутреннем рынке, хотя вопрос решается
довольно просто — программа удешевления кредитов для производителей аграрной
продукции должна распространяться только на операторов внутреннего рынка.
Выводы
и рекомендации
Несмотря на значительный потенциал, производство пшеницы в
Украине весьма нестабильно, что обусловлено как высокой степенью зависимости от
климатических и погодных факторов, так и изменчивостью площадей, выделяемых под
ее посевы. такая нестабильность приводит к тому, что существует вероятность
перехода Украины в состояние вынужденного импортера.
главная цель государственного регулирования отрасли —
соблюдение требований продовольственной безопасности, что в значительной
степени обеспечивается за счет существования большой маржи цен внутреннего и
мирового рынков. Вследствие этого возникает конфликт между интересами аграриев
и правительства, который, как показывают проведенные исследования, решается за
счет потерь аграрного сектора.
Предлагаем иной путь, который позволит согласовать интересы
государства (обеспечение надлежащего уровня продовольственной безопасности) и
производителей на основе принципа эквивалентности возможных потерь. Определение
объема квот в соответствии с этим принципом, во-первых, даст возможность
существенно увеличить горизонт планирования на уровне предприятий, во-вторых,
стабилизирует объем экспорта пшеницы, в-третьих, позволит использовать
финансовые инструменты, значительно снижающие уровень ценового риска
(форвардные и фьючерсные контракты).
В работе на основании исследования часовых рядов валового
сбора и урожайности пшеницы осуществлен анализ рисков; рассчитана величина
потерь аграрного сектора в результате квотирования экспорта пшеницы; предложено
рассчитывать объемы экспорта на основании принципа паритета возможных потерь
(рисков) производителей и государства и доказано, что при этом риски
продовольственной безопасности остаются в допустимых границах.
список
использованных источников
1. HGCA
Board comprises (<HTTP://www.hgca.com>).
2. Онда О.А.
Аналітична оцінка
експорту зерна Україною. «АгроСвіт» № 14, 2008, с.37-43
3. Онда
О.А. Виробництво зерна в Україні у контексті споживання та експорту.
«АгроСвіт» № 3, 2008, с.31-36.
. Саблук
Р.П., Коваленко О.В. Сучасні
тенденції світової торгівлі зерном. «Економіка АПК» № 9, 2009, с.84-88.
5. Євчук А.А. Основні фактори зовнішнього макросередовища
функціонування сільськогосподарських підприємств. «Економіка АПК» № 24, 2008, с.4-7.
6. Скрипник
А.В., Зінчук Т.Ю. Експортний
потенціал та ризики аграрного сектору. «Економіст» № 11, 2009,
с.16-20.
7. FAOSTAT (HTTP://faostat. fao.org
. Грицюк
П.М. Аналіз, моделювання та прогнозування динаміки врожайності озимої пшениці в
розрізі областей України. Монографія. Рівне, НУВГП, 2010, 350 с.
9. государственная
служба статистики Украины (http://www.ukrstat.gov.ua);
10. United
States Department of Agriculture (<HTTP://www.usda.gov>).
11. Скрипник
А.В., Зінчук Т.Ю. Порівняльний аналіз ризиків світового та
внутрішнього ринку пшениці. «Економіка АПК» № 10, 2011.
12. Скрипник
А.В., Зінчук Т.Ю. Експортний
потенціал та ризики аграрного сектору, с.16-20.
13. Скрипник
А.В., Зінчук Т.Ю. Складові
прибуткового ризику та їх взаємозв’язок на прикладі виробництва пшениці.
«Науковий вісник Національного університету біо-ресурсів і
природокористування України». Вип.154, ч.3,
2010, с.79-86.
14. Діброва
А.Д. Удосконалення державного регулювання сільськогосподарського
виробництва в Україні. «Економіка АПК» № 7, 2009, с.44-55.
15. «экономическая
правда» от 19 января 2012 г. (HTTP://www.epravda.com.ua).
17. Закон України від 28 квітня 2011
р. «Про
продовольчу безпеку України» (www.rada. qov.ua).
18. Державна
митна служба України (HTTP://www.customs.gov.ua).
19. Присяжнюк
М., Саблук П., Кропивко М. О необходимости и направлениях углубления аграрной реформы.
«Экономика
Украины» № 6, 2011, с.4-16.
20. Державний
бюджет України на 2000-2010 pp. (http://www.rada.gov.ua).
