По данным таблицы уравнение регрессии для коэффициента удовлетворения душевой потребности в картофеле имеет вид:
Y=–0,5121–0,0389×X1+0,0022×Х2–0,0029×Х3+0,0072×Х4+88,1047×Х5–0,0015×Х6.
Уравнение регрессии для коэффициента удовлетворения душевой потребности в молоке и молочных продуктах имеет вид:
Y=0,0505+0,0015×X1+0,0016×Х2–0,0034×Х3–0,0014×Х4+2,3204×Х5+ +0,00003×Х6.
Уравнение регрессии для коэффициента удовлетворения душевой потребности в мясе и мясопродуктах имеет вид:
Y=–0,0700+0,0124×X1+0,0144×Х2–0,4872×Х3–0,0121×Х4–0,1734×Х5+ +0,0002×Х6.
Уравнение регрессии для коэффициента удовлетворения душевой потребности в овощах имеет вид:
Y=0,8621–0,0011×X1+0,0085×Х2+0,0875×Х3–0,0110×Х4–320,8970×Х5-0,0004×Х6.
Уравнение регрессии для коэффициента удовлетворения душевой потребности в яйцах имеет вид:
Y=0,0133+0,0039×X1+0,0035×Х2–0,0065×Х3–0,0036×Х4+0,0253×Х5+ +0,0002×Х6.
Таким образом, рост ввоза увеличит потребление молока и молочных продуктов, мяса и мясопродуктов, яиц. При этом увеличение ввоза овощей и картофеля не повлияет на тенденцию сокращения их потребления. Расширение объемов производства базовых продуктов питания в расчете на 1 кг/чел. позволит увеличить коэффициент удовлетворения душевой потребности по картофелю на 0,0022, молоку и молочным продуктам – 0,0016, мясу и мясопродуктам – 0,0144, овощам – 0,0085, яйцу – на 0,0035. Увеличение объемов вывоза приведет к сокращению потребления по всем базовым продуктам.
В целях определения степени влияния факторов, характеризующих инфляционные процессы, экономическую активность и уровень жизни населения, на динамику коэффициента доступности продовольствия был проведен регрессионный анализ временных рядов. Его результаты отражены в таблице 2.15.
Полученная модель обусловливает существенную долю объясненной вариации и является значимой по F – критерию Фишера. Указанные в таблице стандартизованные значения коэффициентов регрессии (бета-коэффициенты) дают возможность сделать сравнительный анализ влияния факторов на вариацию отклонений коэффициента доступности.
Исходя из данных таблицы уравнение регрессии для коэффициента доступности имеет вид:
Y= 55,0519 + 0,8715×X1 + 0,0311×Х2 – 0,5807×Х3 – 1,3100×Х4.
Таблица 2.15. Результаты регрессионного анализа коэффициента доступности продовольствия
Следовательно, увеличение доли населения с доходами ниже прожиточного минимума и индекса потребительских цена на 1 % негативно отразится на коэффициенте доступности. Его значение увеличится на 0,87 и 0,03 % соответственно. Рост уровня экономической активности и коэффициента фондов на 1 % приведет к сокращению коэффициента доступности на 0,6 и 1,3 % соответственно.
Прогнозирование значений коэффициента удовлетворения душевой потребности и коэффициента доступности на основе полученных регрессионных уравнений возможно при построении трендов исследуемых факторов. Следует отметить, что описывают исследуемые динамические ряды линейные, полиномиальные, степенные и логарифмические тренды, при этом точность определяется коэффициентом детерминации, значение которого находится в пределах 0,5–0,9.
На основе экстраполяции трендов были определены прогнозные значения факторов, характеризующих источники формирования ресурсов основных видов продовольствия и каналы их использования, а также экстенсивных и интенсивных факторов сельскохозяйственного производства (приложение 6).
Построен прогноз факторов, характеризующих инфляционные процессы, экономическую активность и уровень жизни населения (приложение 7).
Результаты прогноза свидетельствуют о том, что, вследствие сложившихся ретроспективных тенденций, производство картофеля в регионе в первом году прогнозирования может сократиться на 28 %, мяса и мясопродуктов – на 0,7 %. При этом возможен рост производства молока и молочных продуктов на 2,1 %, овощей – 10 %, яиц – на 2,7 %.
Возможно и увеличение ввоза в регион мяса и мясопродуктов на 10,1 %, овощей – 13,5 %, яиц – на 5,9 %. При этом объемы ввоза картофеля, молока и молочных продуктов в прогнозном периоде будут сокращаться.
Кроме того, в прогнозном периоде могут незначительно измениться уровень экономической активности населения и индекс потребительских цен. Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума будет иметь к первому году тенденцию роста (увеличение на 4,6 п.п.) при возможном снижении коэффициента фондов.
Подставив прогнозные значения исследуемых факторов в полученные уравнения регрессии, мы определили прогнозные значения коэффициентов достаточности потребления продуктов питания и доступности продовольствия. Расхождение прогнозных значений в ретроспективном периоде объясняется влиянием на указанные коэффициенты других факторов, не учтенных в моделях.
Полученные прогнозные значения коэффициента удовлетворения душевой потребности в картофеле позволяют заключить, что в перспективе его потребление будет снижаться и достигнет к третьему году критического уровня – 83 % от физиологической нормы (рис. 2.1).
Рис. 2.1. Прогноз коэффициента удовлетворения душевой потребности в картофеле
Потребление молока и молочных продуктов, напротив, будет расти и может составить к 2014 г. 72 % от физиологической нормы (рис. 2.2).
Рис. 2.2. Прогноз коэффициента удовлетворения душевой потребности в молоке и молочных продуктах
Будут расти также объемы потребления мяса, мясопродуктов, и в прогнозном периоде они могут превысить физиологическую норму потребления (рис. 2.3).
Рис. 2.3. Прогноз коэффициента удовлетворения душевой потребности в мясе и мясопродуктах
Возможен рост на 8 % потребления овощей, которое может составить 81 % от физиологической нормы (рис. 2.4).
Рис. 2.4. Прогноз коэффициента удовлетворения душевой потребности в овощах
Рис. 2.5. Прогноз коэффициента удовлетворения душевой потребности в яйце
Рис. 2.6. Прогноз коэффициента экономической доступности продовольствия
Коэффициент удовлетворения душевой потребности в яйце изменится незначительно, причем объем его потребления к третьему году может превысить физиологическую норму на 24 % (рис. 2.5).
Коэффициент доступности продовольствия будет иметь тенденцию роста и может достигнуть к третьему году прогнозирования 25 %-ного уровня (рис. 2.6).
