Эластичность спроса и предложения сельскохозяйственной

ЭКОНОМИКА СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА
Андрей ЧЕПЛЯНСКИЙ
преподаватель Белорусской государственной
сельскохозяйственной академии
УДК 339.133:631.155.4
Эластичность спроса и предложения
сельскохозяйственной продукции по цене
роблема определения степени элас­
тичности спроса и предложения на
сельскохозяйственную продукцию по
цене является актуальной для экономистов, изу­
чающих вопросы государственного регулирова­
ния агропромышленного производства и, в част­
ности, механизм образования цен на сельско­
хозяйственную продукцию. Анализ результатов
исследований, проведенных в данной области
отечественными экономистами, показывает, что
проблема определения зависимости между на­
туральными и ценовыми показателями сельско­
хозяйственного производства недостаточно изу­
чена, поскольку в основном исследования бело­
русских ученых касаются рынков конечных то­
варов.
Безусловно, спрос на сельскохозяйствен­
ную продукцию является производным от спро­
са на продовольствие, а предложение продо­
вольственных товаров зависит от предложения
сельскохозяйственной продукции. Однако прин­
ципиально важным для прогнозирования ко­
лебаний рыночной конъюнктуры и поведения
товаропроизводителей является определение
эластичности спроса и предложения по цене на
реализуемую продукцию, а не на конечные то­
вары потребления, производимые предприя­
тиями II! сферы АПК.
Нами были проведены исследования элас­
тичности спроса и предложения по цене на ос­
новные виды аграрной продукции - картофель,
молоко, зерновые и зернобобовые, мясо свиней
и КРС. В качестве объекта исследования вы­
браны сельскохозяйственные организации Рес­
публики Беларусь, на долю которых в среднем
за 2000-2005 гг. приходилось около 90% вало­
вой продукции зерновых и зернобобовых, 74%
мяса домашнего скота, 65% молока и 11% кар­
тофеля.
Для получения функций спроса и предложе­
ния сельскохозяйственной продукции, а также
для определения их эластичности были исполь­
зованы данные об объемах и ценах товарной
продукции, реализованной сельскохозяйствен­
ными организациями за 1991-2005 гг. Использо­
вание этих данных позволило определить точки
П
частичного равновесия, на основании которых
были найдены функциональные зависимости,
наиболее полно отражающие изучаемые зако­
номерности.
Целью исследования было определение эла­
стичности спроса и предложения на аграрную
продукцию по цене. По этой причине в качестве
единственного фактора-признака при модели­
ровании функции спроса была использована
цена. В качестве расчетных были взяты сред­
ние за рассматриваемый период цены реализа­
ции продукции сельскохозяйственными органи­
зациями, переведенные в долларовый эквива­
лент по оф ициальному курсу Национального
банка Республики Беларусь. Объем спроса на
продукцию сельскохозяйственных предприятий
рассматривался как объем реализованной то­
варной продукции.
Для моделирования зависимости объема
спроса от цены использовалась логарифмиче­
ская функция, которая наиболее полно отражает
изучаемую зависимость. Общий вид функции:
О = а0+а^ 1пР,
(1)
где О - объем товарной продукции; Р - средняя
цена реализации; а0, а1 - параметры уравнения.
В силу нисходящей формы линии спроса ко­
эффициент а1 в функции спроса отрицателен.
Полученные в ходе исследования уравне­
ния регрессии по картофелю, молоку, мясу КРС
и свиней статистически значимы (см. табл. 1). Рас­
четное значение критерия Фишера (Б) превы­
шает его критическое табличное значение, ко­
торое было определено для уровней значимости
5 и 1%.
При изучении реакции производителей и
потребителей на изменение цен сельскохозяй­
ственной продукции в исследовании использо­
валась одна из гипотез, характерных для так
называемой «паутинообразной» модели. В со­
ответствии с ней спрос отстает от предложения
на один период: 5(Р М) = 0(Р ) [1. 2, 3, 4]. Соот­
ветственно, объем предложения на рынке 5,+1
в каждый период времени М определяется зна­
чением цены предыдущего периода при помо­
10/2006 • АГРАРНАЯ ЭКОНОМИКА * 25
ЭКОНОМИКА СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА
щи функции предложения 3 #+1 = в(Р^. В соот­
ветствии с этой гипотезой товаропроизводитель
на основе цены
определяет объем производ­
ства
(см. рис.1).
Сельскохозяйственное производство отли­
чает продолжительный цикл, в основе которого
лежат длительные биологические циклы. По
этой причине образуется существенный вре­
менной лаг между изменением цены и реакцией
производителя на это изменение. В данном ис­
следовании продолжительность этого интерва­
ла принята за один год. Во-первых, это обуслов­
лено тем, что в названный срок укладываются
выращивание и уборка большинства культур,
а также создание кормовой базы и формирова­
ние стада домашних животных. Во-вторых, про­
изводственные решения руководителей сель­
скохозяйственных организаций в силу годичного
составления типовой и специализированной форм
бухгалтерской отчетности не могут принимать­
ся чаще одного раза в год. Таким образом, пе­
риод в один год может считаться временем са­
мой быстрой реакции производителей на измене­
ние цен.
Т а б л и ц а 1. Зависимость спроса на продукцию сельскохозяйственных предприятий от цены
Продукция
Картофель
Молоко
Мясо КРС
Мясо свиней
Зерновые и зернобобовые
Функция спроса £? = а0+ а, ■1пР
0 = 1390,51 -2 2 3 ,4 8 • 1пР
0 = 4771,30 - 424,88 ■1пР
0 = 1714,57-205,83 • 1пР
0 = 525,37 - 50,75 ■1пР"
0 = 3510,26-224,53 ■1пР
Характеристики
/?2
0,654
0,538
0,711
0,545
0,101
19,87
12,22
25,79
12,56
1,18
П р и м е ч а н и е : авторские расчеты выполнены на основе информации Министерства статистики и
анализа Республики Беларусь и сводных годовых отчетов сельскохозяйственных организаций Республики
Беларусь за 1992-2005 гг.
При анализе совокупности исходных данных
для построения функции предложения была вы­
явлена их неоднородность. В 1992 г. произошло
значительное снижение цен в долларовом эк­
виваленте на сельскохозяйственную продукцию
по сравнению с 1991 годом. Реакция производи­
телей на данное снижение оказалась слабой.
Данное обстоятельство может быть объяснено
как тем, что производители рассматривали сни­
жение цен как временное явление и продолжа­
ли ориентироваться на объемы производства
предыдущего года, так и особенностями государ­
ственного регулирования аграрного сектора в
переходном периоде.
В связи со сказанным выше в функцию пред­
ложения была введена фиктивная переменная
Г1992, т. е. построена регрессионная модель с пе­
ременной структурой, отражающей отмеченную
неоднородность данных. Проведенная ¿-стати­
стика показала высокую значимость Т1992 для
модели.
Рис. 1. Схема установления равновесия на рынке сельскохозяйственной продукции
26 • АГРАРНАЯ ЭКОНОМИКА * 10/2006
ЭКОНОМИКА СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА
Полученные результаты позволили выбрать
спецификацию модели в форме:
О = Зо + а 1
+
■7*1992
(2 )
где О - объем реализованной товарной продук­
ции; Р - средняя цена реализации; Т1д92 - фик­
тивная переменная; а0, аь а2 - параметры урав­
нения.
На основе сделанных выше гипотез и пред­
положений построены функции предложения
по цене на основные виды сельскохозяйствен­
ной продукции (см. табл. 2).
Т а б л и ц а 2. Зависимость предложения на продукцию сельскохозяйственных
предприятий от цены
Продукция
Молоко
Характеристики
Функция предложения О = а0+ а, Р+ Т19Э2
С? = 2419,29 + 3,63 • Р + 1171,79Т1992
/?2
Р
0,651
10,25
0,581
7,61
0,629
9,32
0,870
35,21
0,102
0,63
Гао= 16,84; ^ = 3 , 7 8
ГЭ2 =3,53
Мясо КРС
О = 341,96+ 0,13 • Р+ 325,407^992
= 7,82; ^ = 3,32
ta2 = 2,75
Мясо свиней
О = 136,14 + 0,04 - Р+ 95,26Т1992
ГЭо = 9.36; е81 = 3,84
«а2 = 3,12
Картофель
О = 244,77 + 1,15 • Р + 608,23Т1992
Га0 =743; Га1=5,74
Га, =7,31
Зерновые и зернобобовые
О = 2464,18 + 0,48 • Р + 464,74Т1992
Гао =11-52; Га1 = 0,26
«82 = 1.12
П р и м е ч а н и е : авторские расчеты выполнены на основе информации Министерства статистики
и анализа Республики Беларусь и сводных годовых отчетов сельскохозяйственных организаций Республики
Беларусь за 1991-2005 гг.
Добавление в регрессию фиктивной пере­
менной существенно улучшило качество моде­
ли: доля объясняющей вариации выросла с 25,5%
до 65,1% по молоку, с 21,0% до 87,0% по карто­
фелю, с 29,1% до 58,1% по мясу КРС, с 30,1% до
62,9% по мясу свиней.
Полученные результаты позволяют судить
о высокой степени значимости цен при форми­
ровании объемов предложения продукции. Об
этом свидетельствуют значения 1-коэффициентов Стьюдента. Исключение составляют зерно­
вые и зернобобовые культуры. Слабая зависи­
мость от цен была также характерна для функ­
ции спроса на данной вид продукции. Это обу­
словлено тем, что производство зерна в Рес­
публике Беларусь подвержено высокой степени
государственного регулирования, в условиях ко­
торого спрос и предложение в большей степени
определены политикой государственного зака­
за, а не действием законов рынка. Правительст­
во видит необходимость в жестком контроле дан­
ной сферы аграрного производства, так как
рассматривает объем производства зерновых в
качестве определяющего фактора обеспечения
продовольственной безопасности [5].
С использованием формул 3 и 4 были рассчи­
таны коэффициенты эластичности спроса и пред­
ложения на сельскохозяйственную продукцию:
Е р $ ( Р , 71992) =
5 Э (Р
Ерй(Р) =
,7^992)
дР.
дО{Р) Р
дР ' 0(Р )'
(3)
(4)
Полученные результаты позволяют судить о
низкой эластичности спроса и предложения на
10/2006 * АГРАРНАЯ ЭКОНОМИКА • 27
ЭКОНОМИКА СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА
Годы
----- М о л о к о -------- МясоКРС
- * * Мясо свиней
---------Картофель
Рис. 2. Эластичность спроса на продукцию сельскохозяйственных организаций
Республики Беларусь
сельскохозяйственную продукцию (см. рис. 2 и 3).
В среднем за исследуемый период эластичность
спроса на молоко, мясо свиней и КРС, карто­
фель составила -0.11, -0.13, -0.18 и -0.23 соот­
ветственно. Сложившееся различие в значениях
эластичности по видам продукции обусловлено
влиянием ряда факторов: количеством товаровзаменителей на рынке, разнообразием возмож­
ностей (направлений) использования, значимо­
стью товара для потребителя, удельным весом
в доходах (расходах) и др.
Ь
Например коровье молоко в отличие от дру­
гих видов продукции характеризуется слабой
чувствительностью к изменению цены и, соот­
ветственно, имеет самый низкий коэффициент
эластичности. Это связано с тем, что молоко
имеет мало товаров-заменителей, близких к не­
му по своим органолептическим и питательным
свойствам и имеющих аналогичную сферу при­
менения в пищевой промышленности.
Значения коэффициентов эластичности спро­
са за исследуемый период не имеют таких силь-
° -5 0 1
Рис. 3. Эластичность предложения продукции сельскохозяйственных организаций Республики Беларусь
28 • АГРАРНАЯ ЭКОНОМИКА • 10/2006
ЭКОНОМИКА СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА
ных колебаний, как аналогичные показатели пред­
ложения (см. рис. 2). При расчете средних зна­
чений коэффициентов ценовой эластичности
предложения за 1992-2005 гг. для молока, мяса
КРС и свиней, картофеля данные показатели
составили 0.12, 0.17, 0.22 и 0.28 соответственно.
Различия в значениях коэффициентов, оп­
ределенных для рассматриваемых видов про­
дукции, обусловлены особенностями производ­
ственных процессов, возможностью длительно­
го хранения продукции, величинами издержек
на привлечение ресурсов, занятых в других от­
раслях и иными факторами. К примеру, более
высокая ценовая эластичность предложения про­
дукции свиноводства по сравнению с продукци­
ей скотоводства объясняется тем, что годовой
приплод от одной свиноматки составляет в сред­
нем 8 поросят (при промышленной технологии
16-20 поросят), тогда как от одной коровы в год
получают как правило одного теленка [6]. Сле­
довательно, производители свинины, изменяя
объемы производства, могут эффективнее реа­
гировать на колебания рыночных цен.
Выполненные исследования позволяют сде­
лать следующие выводы:
- за исключением случаев государственно­
го вмешательства в сферу аграрного производ­
ства цена является основным фактором, опре­
деляющим объемы спроса и предложения сель­
скохозяйственной продукции в условиях рынка;
- особенностью при установлении равнове­
сия на рынке сельскохозяйственной продукции
является отставание спроса от предложения на
один год;
- спрос и предложение сельскохозяйствен­
ной продукции низко эластичны, а значения ко­
эффициентов эластичности обусловлены влия­
нием ряда факторов, специфичных для спроса
и предложения. Проведенные расчеты показа­
ли, что наибольшую ценовую эластичность сре­
ди рассматриваемых видов продукции имеет
картофель, наименьшую - молоко.
ЛИТЕРАТУРА
1. Waugh F. V. Cobweb models //Journal of Farm Economics. 1964, №4. P. 732-750.
2. Nerlove M. Adaptive expectations and cobweb phenomena // Quarterly Journal of Economics. 1958, № 2. P. 227-240.
3. Talpaz H. Multi-Frequency Cobweb Model: Decomposition of the Hog Cycle //American Journal of Agricultural
Economics. 1974, № 1. P. 38-49.
4. Smyth D. J. Effect of Public Price Forecasts on Market Price Variation: A Stochastic Cobweb Example //American
Journal of Agricultural Economics. 1973, № 1. P. 83-88.
5. Рынки продуктов и сельскохозяйственного сырья. Под редакцией 3. М. Ильиной. - Минск, Институт аграр­
ной экономики НАН Беларуси, 2004. - 320 с.
6. Гришаева Л. В. Сельскохозяйственные рынки. Учебное пособие. - Омск, Изд-во ОмГАУ, 2003. - 2 0 4 с.
РЕЗЮМЕ
В статье рассмотрены основные методологические подходы к построению функциональных зависимо­
стей объемов спроса и предложения сельскохозяйственной продукции от цен, проанализированы особен­
ности установления равновесия на аграрном рынке. Осуществлены расчеты коэффициентов эластичности
спроса и предложения по цене по основным видам сельскохозяйственной продукции, производимой в Рес­
публике Беларусь.
SUMMARY
The paper considers the basic methodological approaches of construction of functional dependences between
the volumes of demand and supply for agricultural produce and the prices, analyses the features of market balance
establishment. Calculations of price elasticity coefficients of demand and supply of the basic kinds of agricultural
commodities produced in the Republic of Belarus are carried out.
П оступи л а 5.09.2006
10/2006 • АГРАРНАЯ ЭКОНОМИКА * 29