Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні

Розглядається комплексний підхід до оцінки міжрегіональних відмінностей окремих соціально-економічних явищ. Здійснено аналіз міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення за 1996-2004 роки....

Ausführliche Beschreibung

Gespeichert in:

Bibliographische Detailangaben
Datum:	2007
1. Verfasser:	Кулик, А.В.
Format:	Artikel
Sprache:	Ukrainian
Veröffentlicht:	Міжнародний науково-навчальний центр інформаційних технологій та систем НАН і МОН України 2007
Online Zugang:	http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/10872
Tags:	Tag hinzufügen Keine Tags, Fügen Sie den ersten Tag hinzu!
Назва журналу:	Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine
Zitieren:	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні / А.В. Кулик // Екон.-мат. моделювання соц.-екон. систем. — 2007. — Вип. 12. — С. 116-133. — Бібліогр.: 11 назв. — укp.

Institution

Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine

id	irk-123456789-10872
record_format	dspace
spelling	irk-123456789-108722010-08-10T12:02:13Z Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні Кулик, А.В. Розглядається комплексний підхід до оцінки міжрегіональних відмінностей окремих соціально-економічних явищ. Здійснено аналіз міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення за 1996-2004 роки. 2007 Article Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні / А.В. Кулик // Екон.-мат. моделювання соц.-екон. систем. — 2007. — Вип. 12. — С. 116-133. — Бібліогр.: 11 назв. — укp. XXXX-0009 http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/10872 330.45+332.14 uk Міжнародний науково-навчальний центр інформаційних технологій та систем НАН і МОН України
institution	Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine
collection	DSpace DC
language	Ukrainian
description	Розглядається комплексний підхід до оцінки міжрегіональних відмінностей окремих соціально-економічних явищ. Здійснено аналіз міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення за 1996-2004 роки.
format	Article
author	Кулик, А.В.
spellingShingle	Кулик, А.В. Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні
author_facet	Кулик, А.В.
author_sort	Кулик, А.В.
title	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні
title_short	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні
title_full	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні
title_fullStr	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні
title_full_unstemmed	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні
title_sort	міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в україні
publisher	Міжнародний науково-навчальний центр інформаційних технологій та систем НАН і МОН України
publishDate	2007
url	http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/10872
citation_txt	Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні / А.В. Кулик // Екон.-мат. моделювання соц.-екон. систем. — 2007. — Вип. 12. — С. 116-133. — Бібліогр.: 11 назв. — укp.
work_keys_str_mv	AT kulikav mížregíonalʹnívídmínnostívalovoídodanoívartostívukraíní
first_indexed	2025-07-02T13:09:04Z
last_indexed	2025-07-02T13:09:04Z
_version_	1836540750851997696
fulltext	Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 116 УДК 330.45+332.14 А.В. Кулик МІЖРЕГІОНАЛЬНІ ВІДМІННОСТІ ВАЛОВОЇ ДОДАНОЇ ВАРТОСТІ В УКРАЇНІ Розглядається комплексний підхід до оцінки міжрегіональних відмінностей окремих соціально-економічних явищ. Здійснено аналіз міжрегіональних від- мінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення за 1996-2004 роки. Стабільність в країні значною мірою залежить від цілісності та зба- лансованості регіонального соціально-економічного простору. Необхідною умовою їх забезпечення є володіння та вміле оперування, на всіх рівнях державного управління, об’єктивними знаннями про міжрегіональні від- мінності (МРВ) окремих соціально-економічних явищ і процесів та си- туації в цілому. Основою отримання таких знань традиційно вважаються різного роду міжрегіональні порівняння. Вони широко представлені в методології регіональної науки і активно використовуються на практиці. Проте, зважаючи на складність та неоднозначність сучасних соціально- економічних явищ і процесів, практично неможливо об’єктивно оцінити їх МРВ шляхом здійснення окремих міжрегіональних порівнянь. Необхідний принципово новий підхід, який би дозволяв комплексно оцінити МРВ окремих явищ і процесів відповідно до цілей та задач регіональної політи- ки й управління. В даному плані, першочерговим завданням є розробка підходів і методів комплексної оцінки МРВ найважливіших загальних ознак соціально-економічного розвитку регіонів. Із 2004 року в Україні основним узагальнюючим показником рівня розвитку економіки регіонів згідно із методологією СНР є валовий регіо- нальний продукт (ВРП) [1]. До 2004 року в якості такого показника вико- ристовували валову додану вартість (ВДВ). На сучасному етапі в Україні для аналізу розвитку економіки регіо- нів потрібно використовувати і ВРП, і ВДВ. Зважаючи на свій зміст, пока- зник ВДВ не втратив свого значення. Він є основою розрахунку ВРП та ві- дображає додатково створену вартість у процесі виробництва і визначаєть- ся як різниця між вартість вироблених (випуск) та вартістю повністю ви- користаних у процесі виробництва товарів і послуг (проміжне споживан- ня). Крім того ВРП в Україні тільки почав розраховуватись, тому єдиним узагальнюючим показником, що дозволяє оцінити динаміку загального рі- вня розвитку економіки регіонів залишається ВДВ. У міжнародній практиці як узагальнюючий показник розвитку еко- номіки регіонів використовують ВРП, тому роботи присвячені проблемам оцінки міжрегіональних відмінностей ВДВ практично відсутні. Серед ві- домої в Україні наукової літератури, проблеми оцінки міжрегіональних відмінностей ВРП розглядаються переважно російськими авторами, зокре- Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 117 ма А.Г.Гранбергом, Ю.С.Зайцевою [3-6], Е.М.Слоущ, Л.В.Виставкіною, С.В.Дашковою [7], І.А.Герасимовою [8], Т.П.Теплухіною, Е.Чистяковим, Ю.В.Куликовою [9-10] та іншими. Основну увагу вони приділяють статис- тичним проблемам розробки даного показника і забезпечення його порів- няльності за регіонами та в часі. Серед українських вчених питання міжре- гіональних порівнянь ВРП ще не розглядалися, оскільки дані про ВРП за 2004 рік, з’явилися тільки у 2006 році. Але і питання оцінки міжрегіональ- них відмінностей ВДВ, незважаючи на важливість даного показника, не набули достатньої популярності. Практично відсутні роботи присвячені безпосередньо оцінці міжрегіональних відмінностей ВДВ, за виключенням деяких, наприклад, І.Калініченко та В.Романенко [11]. У багатьох роботах ВДВ включається в комплексні дослідження економічного і соціально- економічного розвитку регіонів. У відомих роботах використовуються різ- номанітні технології оцінки МРВ, але практично відсутній комплексний підхід. Метою даної статті є розробка цілісного, послідовного підходу до комплексної оцінки міжрегіональних відмінностей ВДВ. У дослідженні використані дані офіційної статистики Держкомітету статистики України [1, 2], в якій ВДВ представлені у фактичних цінах за період із 1996 по 2004 рік та у порівняльних цінах у % до попереднього року. В Україні обсяги ВДВ розраховуються разом по економіці та за ви- дами економічної діяльності, а також у розрахунку на одну особу населен- ня. Більшість науковців вважають використання показників, розрахованих на одну особу більш доцільним для цілей регіональної політики й управ- ління. При цьому слід пам’ятати, що ВДВ в цілому по економіці та за ви- дами діяльності має суто економічний зміст і не враховує відмінностей ре- гіонів за кількістю населення, які в Україні є досить значними, а у розра- хунку на одну особу – враховує, і тим самим набуває соціально- економічного змісту. Показники, розраховані на одну особу, мають склад- ний характер, тому якісну їх оцінку, і особливо їх динаміки, необхідно здійснювати тільки з урахуванням зміни обох складових. У противному випадку можна отримати необ’єктивну за змістом оцінку. При оцінці МРВ недопустимо ототожнення понять «міжрегіональні відмінності» і «диференціація». Остання є динамічним процесом – проце- сом посилення міжрегіональних відмінностей, ускладнення територіальної структури, збільшення диференційованості об’єкту, його територіальної розчленованості. Оцінка МРВ економічних явищ повинна включати статичний і дина- мічний підходи. Перший дозволяє оцінити рівень і характер МРВ (рівень розсіювання, неоднорідності, форму розподілу), другий – виявити наяв- ність диференціації в тому числі процесів дивергенції чи конвергенції. При оцінці МРВ необхідно використовувати методи абсолютних і відносних величин, групування, індексного методу та методу рейтингу. Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 118 За допомогою методу абсолютних і відносних величин розрахову- ємо спеціальні показники, які дозволяють оцінити рівень розсіювання, ва- ріації та форму розподілу значень досліджуваних показників за сукупністю об'єктів. Найбільш важливими з них є: • мінімальне та максимальне значення – характеризують крайні значен- ня, дозволяють встановити межі розсіювання значень показника; • середнє значення - характеризує типовий рівень показника. Для оцінки МРВ, як правило, використовують середню арифметичну просту. Даний показник для неоднорідної сукупності не має реального змісту, тому при його якісній оцінці потрібно оцінити показники варіації; • мода – відображає значення показника, яке найчастіше зустрічається, є мірою взаємного розміщення значень. Більш змістовним і інформатив- ним даний показник є для великих сукупностей об'єктів; • медіана – відображає значення, розташоване у середині відранжованого ряду, є мірою взаємного розміщення значень; • розмах варіації – різниця між максимальним і мінімальним значеннями. Характеризує межі розсіювання (варіації) показника. Не містить інфор- мації про варіацію всередині обмеженого крайніми значеннями інтерва- лу. Важливим є порівняння розмаху варіації із його критичним значен- ням: xnrmax ×= , для абсолютних показників - ∑= = n 1i imax xr , де ³õ - зна- чення показника і-го об’єкта, n,1³ = ; n – кількість об'єктів; x - середнє значення показника. Співвідношення між розмахом варіації та його критичним значенням характеризує рівень концентрації показника за розмахом варіації: %100)rr(K maxr ×= , де r – розмах варіації; • коефіцієнт диференційованості – співвідношення між мінімальним і максимальним значеннями: minmax xxD = . Крайні значення можуть бути аномальними, тобто сформованими під дією особливих, не прита- манних всій сукупності факторів. Для усунення їх впливу на оцінку ви- користовують модифікований варіант коефіцієнта диференційованості, в якому визначають співвідношення 10% крайніх значень: min%10max%10 xxD = . Даний показник показує ступінь диференційо- ваності при цьому не містить інформації про неї всередині інтервалу, обмеженого крайніми значеннями; • середнє лінійне відхилення – показує на скільки в середньому індивідуа- льні значення показника відхиляються від середнього, є мірою розсію- вання даних: n )xx( d n 1i i∑ − = = ; Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 119 • середнє квадратичне (стандартне) відхилення – корінь другого ступеня від середнього квадрата відхилень індивідуальних значень показника від їх середнього, є мірою широти розсіяння даних відносно середнього: n )xx( n 1i 2 i∑ − =σ = . Даний показник має логічний зміст для явно симетричних розподілів. Важливим є порівняння середнього квадратичного відхилення із його критичним значенням: 1nxmax −×=σ , де 1n − для сукупності із 27 об'єктів складає 5,1. Співвідношення між середнім квадратичним відхи- ленням і його критичним значенням характеризує рівень концентрації показника за середнім квадратичним відхиленням: %100)(K max ×σσ=σ ; • коефіцієнт осциляції – відношення розмаху варіації до середнього зна- чення: %100)xr(Vr ×= ; • відносне лінійне відхилення або лінійний коефіцієнт варіації – відно- шення середнього лінійного відхилення до середнього значення: %100)xd(Vd ×= ; • коефіцієнт варіації – відсоткове відношення середнього квадратичного відхилення до середнього значення: %100)x(V ×σ=σ , Коефіцієнти осциляції, відносного лінійного відхилення та варіації да- ють порівняльну оцінку варіації, а також однорідності сукупності. Ви- користання всіх трьох відносних показників доцільне при аналізі дина- міки МРВ і особливо при великій кількості і різноманітності об'єктів. Найбільш часто використовують коефіцієнт варіації. Статистично суку- пність вважається однорідною, якщо він не перевищує 33%. Проте для цілей оцінки МРВ даний критерій оцінки повинен використовуватися дуже обережно, особливо для відносно невеликих сукупностей об'єктів і важливих за якісним змістом показників, та обов’язково у поєднанні із оцінкою інших показників варіації, насамперед розмаху варіації і кое- фіцієнта диференційованості; • коефіцієнт асиметрії – характеризує наявність і величину асиметрії розподілу: 3 3sA σµ= , де µ3 - центральний момент третього порядку, σ - середнє квадратичне відхилення. Оцінка ступеня суттєвості даного показника здійснюється за допомогою середньої квадратичної помилки, яка залежить від Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 120 кількості об'єктів: )3n)(1n( )1n(6 Às ++ −=σ . Для сукупності із 27 об'єктів 43,0Às =σ . Якщо 3 A sA s > σ - асиметрія суттєва і розподіл показника в сукупності не є симетричним. Якщо 3 A sA s < σ - асиметрія несуттєва, її наявність може бути зумовлена впливом випадкових обставин; • ексцес - характеризує відносну гостровершинність або згладженість розподілу порівняно з нормальним: 3)(E 4 4K −σµ= , де EK - ексцес, µ4 - центральний момент четвертого порядку. Рекоме- ндується для відносно симетричних розподілів. При 0EK = - розподіл є симетричним. Якщо 0EK > , розподіл вважається гостровершинним, якщо 0EK < - згладженим або плосковершинним. Додатній ексцес ви- являє в сукупності “ядро”, яке слабо варіюється, оточене розсіяним “га- ло”. При суттєвому від’ємному ексцесі такого “ядра” немає зовсім. Оці- нка ступеня суттєвості ексцесу також здійснюється за допомогою сере- дньої квадратичної помилки, яка залежить від кількості об'єктів: )5n)(3n()1n( )3n)(2n(n24 2ÅÊ ++− −−=σ . Для сукупності із 27 об'єктів 77,0Ex =σ . Якщо 3 Å ÊÅ Ê > σ - ексцес притаманний розподілу даного показника і на- впаки. При оцінці МРВ економічних явищ, які характеризуються обсягом, для забезпечення цілісного уявлення необхідно розраховувати всю сукупність запропонованих показників, особливо коли оцінка здійснюється в динаміці. При цьому перед їх якісною оцінкою необхідно дослідити наявність аномальних значень. Якщо вони виявлені це враховується при якісній оцінці МРВ, а також приймається рішення про доцільність оцінки МРВ за виключенням аномальних значень. Найбільшу цінність запропоно- вана система показників має при дослідженні динаміки МРВ. Саме завдяки їх порівнянню можна виявити та якісно оцінити диференціацію, а також приховані особливості МРВ. При оцінці МРВ складу або структури, а також динаміки досліджуваних явищ, виражених відносними показниками більш інформативними є абсолютні показники варіації. Методом групування визначаємо групи відносно однорідних об'єктів за значеннями досліджуваних показників. При цьому доцільно використо- Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 121 вувати різні види групувань в тому числі багатовимірні, відповідно до їх змісту, цілей і можливостей аналізу, а також їх поєднання для забезпечен- ня більшої інформативності та достовірності. Використовуючи індексний метод розраховуємо територіальні індекси, які характеризують відношення індивідуальних значень досліджуваних показників до прийнятого за базу порівняння рівня. Вони дозволяють визначити відносне становище об'єктів у досліджуваній сукупності. В якості базового рівня, відповідно до цілей аналізу, форми та змісту досліджуваних показників, можуть прийматись сумарні, загальносистемні, середні, еталонні (найкращі) та нормативні значення. Для більшої інформативності територіальні індекси можна представити у формі відхилень індивідуальних значень показників від базового рівня. Даний метод також використовується для розрахунку багатовимірної комплексної оцінки, коли необхідно комплексно оцінити становище регіональних об'єктів за декількома показниками або одним показником за ряд років. Метод ранжування, полягає у визначенні рангу (місця) об'єктів у сукупності за індивідуальними значеннями показників. У регіональному аналізі даний метод, як правило, використовують для комплексної багатовимірної оцінки (метод суми місць). При цьому втрачається відстань між об’єктами, яка, в основному, і визначає рівень МРВ. Тому, при оцінці МРВ, для цілей розрахунку комплексних показників ми не рекомендуємо використовувати метод ранжування. Разом з тим, ранги несуть дуже важ- ливу, для цілей оцінки МРВ, інформацію про послідовність розподілу об'єктів, яка не відображається жодним іншим показником. Досліджена в часі вона дозволяє виявити структурні зміни в досліджуваній сукупності. Регіони України за 1996-2004 роки за ВДВ на одну особу населення мали високий рівень показників розсіювання, диференційованості, неод- норідності та асиметрії (табл. 1, рис. 1, 2). Він постійно зростав, що вияв- ляє наявність диференціації. Вона була достатньо активною і відбувалась в основному за рахунок зростання обсягів ВДВ на одну особу в м. Києві, які за весь період суттєво перевищували рівень інших регіонів і ця різниця ак- тивно зростала. На фоні активного зростання максимальних обсягів ВДВ на одну особу також, хоча і суттєво меншими темпами, відбувалось зростання мі- німальних обсягів, що загалом є позитивним. Найбільш активно зріс рівень МРВ обсягів ВДВ на одну особу у 2001 році порівно із 2000 роком, що було зумовлено, в основному, суттє- вим зростанням обсягів ВДВ в деяких регіонах і особливо в м. Києві. Високий рівень показників МРВ обсягів ВДВ на одну особу насе- лення зумовлений суттєвим перевищенням обсягів ВДВ на одну особу в м. Києві порівняно з іншими регіонами. яке явно проявилося у 1998 році і по- стійно зростало. Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 122 Таблиця 1. Показники міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення в Україні Роки Показники 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Максимальне значення 1937 2868 3146 4227 5965 11944 13456 16697 22253 Мінімальне значення 723 796 884 1142 1411 2015 2313 2741 3287 Середнє значення 1262 1435 1535 1920 2554 3380 3790 4539 5915 Мода х 1124 х х х х х х х Медіана 1233 1366 1404 1709 2181 2785 3161 3780 4810 Розмах варіації 1214 2072 2262 3085 4554 9929 11143 13956 18966 Рівень концентрації за розмахом варіації 3,56 5,55 5,67 6,18 6,86 11,30 11,31 11,83 12,33 Коефіцієнт диференційо- ваності 2,68 3,60 3,56 3,70 4,23 5,93 5,82 6,09 6,77 Середнє лінійне відхи- лення 251 317 360 481 676 1021 1159 1426 1965 Середнє квадратичне від- хилення 309 426 480 653 929 1856 2097 2617 3541 Рівень концентрації за середнім квадратичним відхиленням 4,80 5,82 6,13 6,67 7,13 10,77 10,85 11,30 11,74 Коефіцієнт варіації 24,50 29,66 31,27 34,00 36,36 54,91 55,34 57,65 59,87 Коефіцієнт асиметрії 0,48 1,50 1,59 1,87 2,03 3,97 3,96 4,06 3,98 Оцінений коефіцієнт асиметрії 1,10 3,48 3,70 4,36 4,73 9,22 9,21 9,44 9,25 Ексцес -0,46 3,54 3,46 4,68 5,73 17,99 17,91 18,57 17,99 Оцінений ексцес -0,59 4,59 4,50 6,08 7,44 23,36 23,26 24,12 23,36 Рис. 1. Основні абсолютні показники міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення 0 2500 5000 7500 10000 12500 15000 17500 20000 22500 25000 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 ВДВ у розрахунку на одну особу населення, грн. Максимальне значення Мінімальне значення Середнє значення Розмах варіації Середнє лінійне відхилення Середнє квадратичне відхилення Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 123 Рис. 2. Основні відносні показники міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення У 1996 році обсяги ВДВ на одну особу в м. Києві перевищували рі- вень попереднього за рейтингом регіону лише на 116 грн. на одну особу населення або на 6,3%, у 1998 – вже на 841 грн., або на 36,5%, у 2000 році – вже на 2170 грн., або на 57,2%, а у 2004 році – аж на 13468 грн. або на 153,3%. Це вимагає дослідження МРВ за виключення із сукупності дослі- джуваних регіонів м. Києва. Для забезпечення порівняльності показники МРВ на рис. 1, 2, 3, 4 представлені в одному масштабі. За виключенням м. Києва із сукупності досліджуваних об'єктів рі- вень усіх показників МРВ за останні шість років суттєво скорочується (табл. 2. рис. 3, 4). Отже, переважна більшість регіонів має порівняно не високий рівень розсіювання, варіації та неоднорідності за обсягами ВДВ у розрахунку на одну особу. Проте, зважаючи на вищенаведене зауваження до критерію оцінка коефіцієнта варіації їх не можна вважати відносно од- норідними. Позитивним є відносно стабільний характер коефіцієнта варіації і всіх інших відносних показників варіації. Проте однозначно говорити про відсутність диференціації не можна, оскільки виявлено збільшення розма- ху варіації. Воно відбувається за рахунок збільшення максимального зна- чення. Мінімальні значення хоча і зростають, проте суттєво повільнішими темпами. Це проявляється у збільшенні рівня правосторонньої асиметрії розподілу значень досліджуваних показників, хоча вона і залишається не- значною. Отже відмінності між регіонами все ж таки зростають, і в основ- ному за рахунок найбільших значень. Тобто відбувається хоча і повільне, але, все ж таки, розшарування регіональних об'єктів за обсягами ВДВ на одну особу населення. -10,00 0,00 10,00 20,00 30,00 40,00 50,00 60,00 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Рівень концентрації за розмахом варіації, % Коефіцієнт диференційованості Рівень концентрації за середнім квадратичним відхиленням, % Коефіцієнт варіації, % Коефіцієнт асиметрії Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 124 Таблиця 2. Показники міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення у фактичних цінах в Україні за виключенням м. Києва Роки Показники 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Максимальне значення 1821 2071 2305 2955 3795 4692 5263 6385 8785 Мінімальне значення 723 796 884 1142 1411 2015 2313 2741 3287 Середнє значення 1236 1377 1471 1828 2418 3038 3403 4053 5261 Мода х 1124 х х х х х х х Медіана 1216 1347 1371 1671 2159 2780 3108 3764 4774 Розмах варіації 1098 1275 1421 1813 2384 2677 2950 3644 5498 Рівень концентрації за роз- махом варіації 3,29 3,56 3,72 3,81 3,79 3,39 3,33 3,46 4,02 Коефіцієнт диференційова- ності 2,52 2,60 2,61 2,59 2,69 2,33 2,28 2,33 2,67 Середнє лінійне відхилення 232 261 293 379 530 605 675 800 1154 Середнє квадратичне від- хилення 285 321 363 471 643 730 828 987 1391 Рівень концентрації за се- реднім квадратичним від- хиленням 4,52 4,57 4,84 5,05 5,21 4,71 4,77 4,77 5,19 Коефіцієнт варіації 23,03 23,29 24,68 25,78 26,58 24,01 24,35 24,34 26,45 Коефіцієнт асиметрії 0,38 0,42 0,69 0,84 0,72 0,82 0,89 0,93 0,98 Оцінений коефіцієнт аси- метрії 0,88 0,98 1,60 1,95 1,68 1,91 2,07 2,16 2,27 Ексцес -0,54 -0,44 -0,19 -0,03 -0,42 -0,12 -0,15 -0,03 0,19 Оцінений ексцес -0,69 -0,58 -0,25 -0,04 -0,54 -0,16 -0,19 -0,04 0,25 Рис. 3. Основні абсолютні показники міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення без м. Києва 0 2500 5000 7500 10000 12500 15000 17500 20000 22500 25000 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 ВДВ у розрахунку на одну особу населення, грн. Максимальне значення. Мінімальне значення Середнє значення Розмах варіації Середнє лінійне відхилення Середнє квадратичне відхилення 30,00 40,00 50,00 60,00 Рівень концентрації за розмахом варіації, % Коефіцієнт диференційованості Рівень концентрації за Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 125 Рис. 4. Основні відносні показники міжрегіональних відмінностей ВДВ у розрахунку на одну особу населення без м. Києва Більшість регіонів України мають менші за загальноукраїнський та середній по регіонах України обсяг ВДВ на одну особу (табл.3). При цьому в даних регіонах проживає більше половини населення України. Більше того частка регіонів із меншими від загальноукраїнських обсягами ВДВ на одну особу із стабільно зростає. Стабільно зростає і частка населення, що проживає в таких регіонах. За досліджуваний період також зросла частка регіонів, які мають менші за середні по регіонах обсяги ВДВ на одну осо- бу, а також частка населення, що проживає в таких регіонах. Але за остан- ні два роки намітилась тенденція до їх скорочення. Таблиця 3. Аналіз відхилень обсягів ВДВ у розрахунку на одну особу населення від базового рівня Роки Показники 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 ВДВ у розрахунку на одну особу менше загальноукраїнського рівня, % Частка регіонів, % 63,0 70,4 70,4 70,4 70,4 77,8 77,8 77,8 81,5 Частка населення, % 49,4 55,1 55,1 55,1 55,1 64,8 64,8 64,8 69,9 ВДВ у розрахунку на одну особу більше загальноукраїнського рівня, % Частка регіонів, % 37,0 29,6 29,6 29,6 29,6 22,2 22,2 22,2 18,5 Частка населення, % 50,6 44,9 44,9 44,9 44,9 35,2 35,2 35,2 30,1 ВДВ у розрахунку на одну особу менше середнього рівня, % Частка регіонів, % 55,6 63,0 66,7 70,4 63,0 66,7 74,1 70,4 66,7 Частка населення, % 44,1 49,4 52,3 55,1 49,7 52,4 58,8 58,0 52,4 ВДВ у розрахунку на одну особу більше середнього рівня, % Частка регіонів, % 44,4 37,0 33,3 29,6 37,0 33,3 25,9 29,6 33,3 Частка населення, % 55,9 50,6 47,7 44,9 50,3 47,6 41,2 42,0 47,6 Обсяги ВДВ у розрахунку на одну особу населення за період із 1996 по 2004 рік по всіх регіонах зросли. Темпи зростання по областях, із року в Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 126 рік, хоча і нерівномірно проте зростали. Особливо активно збільшення те- мпів зростання відбувалося у 2001 році порівняно із 2000 роком, після чого вони скоротились і в послідуючі роки уповільнилися. Зважаючи на важливість обсягів ВДВ у розрахунку на одну особу рі- зницю в 10 пунктів у темпах їх зростання потрібно вважати істотною, в 20 пунктів - суттєвою. За переважну більшість років розмах варіації індексів динаміки ВДВ на одну особу не перевищував 20 пунктів. Лише у 2001 році він досяг 20,5 пунктів і в подальшому почав скорочуватися (табл.4, рис.5). Отже, індекси динаміки ВДВ у розрахунку на одну особу мають невисокий рівень розсіювання та неоднорідності. На рисунку для підвищення інфор- мативності максимальні, мінімальні та середні значення індексів динаміки представлені за лівою віссю пунктирною лінією. Таблиця 4. Показники міжрегіональних відмінностей динаміки ВДВ на одну особу за даними у порівняльних цінах, % до попереднього року Роки Показники 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Максимальне значення 97,4 103,3 102,6 106,4 111,9 123,3 118,8 119,0 122,5 Мінімальне значення 82,7 90,7 89,8 92,5 94,2 102,8 102,0 103,1 107,4 Середнє значення 90,25 95,82 97,45 99,23 105,02 114,32 107,12 110,07 113,85 Мода 91,5 95,0 100,2 99,0 106,8 114,1 104,4 109,9 113,9 Медіана 90,3 95,35 97,1 99,0 105,6 113,35 106,4 109,9 113,65 Розмах варіації 14,7 12,6 12,8 13,9 17,7 20,5 16,2 15,9 15,1 Середнє лінійне відхи- лення 2,98 2,72 2,16 3,39 2,55 4,06 2,60 2,87 3,49 Середнє квадратичне відхилення 3,70 3,21 2,71 4,02 3,59 5,02 3,43 3,86 4,27 Рис. 5. Основні абсолютні показники міжрегіональних відмінностей індексів динаміки ВДВ у розрахунку на одну особу населення Важливою особливістю МРВ динаміки ВДВ на одну особу населення є практично паралельна позитивна динаміка максимальних і мінімальних 70 80 90 100 110 120 130 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 Максимальне значення Мінімальне значення Середнє значення Розмах варіації Середнє лінійне відхилення Середнє квадратичне відхилення. Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 127 значень із ледь помітним збільшенням темпів зростання мінімальних зна- чень. Отже, в Україні не тільки не відбувається диференціації регіонів за динамікою ВДВ на одну особу населення, а й формується тенденція до ви- рівнювання регіонів. На початок досліджуваного періоду всі регіони мали темпи зростан- ня обсягів ВДВ на одну особу менші за 100%, тобто відбувалось скорочен- ня порівняно з попереднім роком (табл.5). В подальшому дана тенденція перетворилась на протилежну. Вже у 2001 у всіх регіонах відбувалось зро- стання ВДВ на одну особу порівняно з попереднім роком. Таблиця 5. Аналіз відхилень індексів динаміки обсягів ВДВ у розрахунку на одну особу населення від базового рівня 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 ВДВ на одну особу у порівняльних цінах у % до попереднього року менше 100% Кількість регіонів 27 24 20 14 2 0 0 0 0 % регіонів 100,0 88,9 74,1 51,9 7,4 0,0 0,0 0,0 0,0 ВДВ у розрахунку на одну особу у порівняльних цінах у % до попереднього року більше 100% Кількість регіонів 0 3 7 13 25 27 27 27 27 % регіонів 0,0 11,1 25,9 48,1 92,6 100,0 100,0 100,0 100,0 ВДВ на одну особу у порівняльних цінах у % до попереднього року менше загального рівня Кількість регіонів 15 15 14 16 10 17 15 18 19 % регіонів 55,6 55,6 51,9 59,3 37,0 63,0 55,6 66,7 70,4 ВДВ на одну особу у порівняльних цінах у % до попереднього року більше загального рівня Кількість регіонів 12 12 13 11 17 10 12 9 8 % регіонів 44,4 44,4 48,1 40,7 63,0 37,0 44,4 33,3 29,6 ВДВ у розрахунку на одну особу у порівняльних цінах у % до попереднього року менше се- реднього Кількість регіонів 12 14 14 14 10 17 15 14 14 % регіонів 44,4 51,9 51,9 51,9 37,0 63,0 55,6 51,9 51,9 ВДВ у розрахунку на одну особу у порівняльних цінах у % до попереднього року більше середнього Кількість регіонів 15 13 13 13 17 10 12 13 13 % регіонів 55,6 48,1 48,1 48,1 63,0 37,0 44,4 48,1 48,1 Практично за весь період, за виключенням 2000 року, більше поло- вини регіонів мали менші за загальноукраїнські та середні темпи зростання обсягів ВДВ на одну особу населення. Тенденція до зростання частки регі- онів, які мають більші за загальноукраїнські та середні темпи приросту ВДВ на одну особу не була стабільною і істотно скоротилась в наступні роки. За досліджуваний період виявлено суттєвий перерозподіл рейтингів регіонів за обсягами ВДВ на одну особу населення (табл.6), що характери- зує нестабільність їх розподілу і факторів, що його визначають. Таблиця 6. Рейтинги регіонів України за обсягами ВДВ у розрахунку на одну особу Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 128 Роки Кількість разів № з/п Регіони 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 п о к р ащ и л и ст ан о в и щ е п о гі р ш и л и ст ан о в и щ е Р о зм ах в ар іа ц ії 1 Республіка Крим 22 20 21 17 21 20 18 16 17 5 3 6 2 Вінницька 17 18 16 20 17 13 17 18 21 3 5 8 3 Волинська 23 23 23 23 18 19 20 20 20 1 2 5 4 Дніпро- петровська 4 4 4 4 3 3 3 3 3 1 х 1 5 Донецька 5 5 5 5 4 2 2 2 2 2 х 3 6 Житомирська 15 17 17 18 20 24 24 25 24 1 5 10 7 Закарпатська 27 27 27 25 25 25 25 24 25 2 х 3 8 Запорізька 2 2 2 2 2 4 5 5 5 х 2 3 9 Івано- Франківська 21 22 20 16 15 17 14 13 13 5 2 9 10 Київська 6 6 6 6 6 8 8 9 8 1 2 3 11 Кіровоградська 19 21 22 22 23 14 16 17 14 2 5 9 12 Луганська 13 12 13 9 11 12 12 12 11 3 3 4 13 Львівська 18 19 19 19 14 16 13 11 12 3 3 8 14 Миколаївська 11 11 11 11 10 9 9 10 9 3 1 2 15 Одеська 8 8 8 8 7 6 6 6 7 2 1 2 16 Полтавська 3 3 3 3 5 5 4 4 4 1 1 2 17 Рівненська 16 16 15 14 16 18 19 19 18 3 3 5 18 Сумська 9 9 9 10 9 11 11 14 16 1 4 7 19 Тернопільська 24 24 24 24 26 26 27 27 27 х 2 3 20 Харківська 7 7 7 7 8 7 7 7 6 2 1 2 21 Херсонська 20 15 18 21 22 22 21 23 23 2 4 8 22 Хмельницька 14 14 14 15 19 23 22 21 22 2 4 9 23 Черкаська 10 10 10 13 13 21 23 22 19 2 2 13 24 Чернівецька 25 25 25 27 27 27 26 26 26 1 1 2 25 Чернігівська 12 13 12 12 12 15 15 15 15 1 2 3 Київ 1 1 1 1 1 1 1 1 1 х х 0 Севастополь 26 26 26 26 24 10 10 8 10 3 1 18 За весь період лише м. Київ не змінювало свій рейтинг і стабільно тримало першу позицію. Достатньо стабільне місце займали також регіони із близькими до крайніх рейтингами. Із 1996 року по 2000 рік Запорізька область займала 2-й рейтинг, потім суттєво втратила позиції і з 2002 року займає 5-й рейтинг. По суті вона помінялась місцями із Донецькою облас- тю, яка з 2001 року посідає 2-й рейтинг, а до 1999 року вона мала 5-й рей- тинг, у 2000 році – 4-й. Також відбувся перерозподіл 3-го рейтингу між Полтавською та Дніпропетровською областю. До 1999 року 3-й рейтинг мала Полтавська область після чого вона втратила свої позиції на два пун- кти і частково їх покращила у 2002 році – до 4-го рейтингу. Із 2000 року 3- й рейтинг посідає Дніпропетровська область. Останній рейтинг до 1998 Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 129 посідала Закарпатська область, яка з часом покращила свої позиції на два пункти. Із 1999 по 2001 рік останній рейтинг посідала Чернівецька область яка з часом покращила свої позиції всього на один пункт. Із 2001 року останній рейтинг займає Тернопільська область, яка за досліджуваний пе- ріод втратила три пункти. Найбільш суттєво покращилось становище м. Севастополь - із 26-го по 10-й рейтинг, а також Івано-Франківської області - з 22-го до 13-го. Найбільше погіршилось становище Житомирської (із 15- го до 24-го рейтингу) і Черкаської (із 10-го до 19-го рейтингу) областей. Найбільш активно змінювався рейтинг із загальною позитивною тенденці- єю у м. Севастополі (18 пунктів) та негативною тенденцією у Черкаській (13 пунктів) і Житомирській (10 пунктів) областях. Загальну оцінку рейтингів регіонів можна зробити за допомогою комплексного рейтингу. Найбільш часто його визначають як середній арифметичний або геометричний рейтинг, сумарний рейтинг - ∑= = T 1t iti rR , де itr - рейтинг і-го регіону ( n,1i = ) за період часу t ( T,1t = ) або сумарний квадратичний рейтинг, який визначається як 2 ³t 2 2³ 2 1³³ r...,,rrR +++= . Сума- рний і сумарний квадратичний рейтинги за своїми значеннями дають дещо абстрактні величини, які важко порівняти із загальним розподілом індиві- дуальних рейтингів. Середні рейтинги, на нашу думку, є більш інформати- вні оскільки їх значення мають чіткий зміст і відображають типовий для сукупності рейтинг. При цьому середній арифметичний рейтинг більш враховує випадкові коливання крайніх значень індивідуальних рейтингів, які часто не є типовими, а призначення комплексних показників є най- більш повне відображення типових рис варіації досліджуваних індивідуа- льних значень. Тому багато науковців вважають найбільш достовірним се- редній геометричний рейтинг. Отже визначаємо комплексний рейтинг ре- гіонів за обсягами ВДВ на одну особу саме за формою середнього геомет- ричного рейтингу (рис.6) Комплексний рейтинг є чисто інформативною величиною яка дозво- ляє проаналізувати структуру і форму розподілу регіонів за комплексним рейтинговим становищем і при необхідності здійснити відповідне групу- вання. Проте дана величина не придатна для визначення рівня розсіювання і варіації оскільки комплексний рейтинг завжди змінюється в межах однієї величини – кількості регіональних об'єктів. Розподіл регіонів за комплексним рейтингом обсягів ВДВ на одну особу населення за 1996-2004 роки має достатньо чітку структуру. Більше половини (59,3%) регіонів мають наближений до середнього комплексний рейтинг у межах від 10 до 21. Всі інші регіони, за виключенням м. Києва, який має найвищий рейтинг за всі досліджувані роки, об’єднані у три до- статньо однорідні групи. Найкраще рейтингове становище мають Запорі- Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 130 зька, донецька, Дніпропетровська та Полтавська області, комплексні рей- тинги яких змінюються від 2 до 4. Дещо гірше становище мають Київська, Харківська та Одеська області, комплексні рейтинги яких змінюються від 6 до 8. найгірше становище мають Тернопільська, Закарпатська та Черніве- цька області, комплексні рейтинги яких змінюються від 25 до 26. Рис. 6. Комплексні рейтинги регіонів України за обсягами ВДВ у розрахунку на одну особу населення (1996-2004 роки) Рейтинговий підхід не враховує відстані між регіональними об’єктами. Тому при дослідженні МРВ важливою є оцінка відстані регіо- нальних об'єктів до еталонного значення, в якості якого приймаємо макси- мальне. Для більшої інформативності розрахуємо відстань у вигляді відсо- тку до максимального значення. Чим більший відсоток індивідуальне зна- чення складає в максимальному, тим більш воно наближене до останнього і навпаки. Становище регіонів за відстанню до еталону завжди є відносним і одночасно залежить від динаміки максимального значення і динаміки ін- ших індивідуальних значень. Якщо динаміка максимальних значень буде перевищувати динаміку інших індивідуальних значень – це кількісно відо- бразиться у збільшенні відстані регіонів від еталонного значення. Така си- туація притаманна і Україні, де відбувається диференціація регіонів за об- сягами ВДВ на одну особу населення в основному за рахунок зростання найбільших значень і особливо у м. Києві. 1 ,0 2 ,9 3 ,2 3 ,4 3 ,7 6 ,9 7 ,0 7 ,1 1 0 ,1 1 0 ,7 1 1 ,6 1 3 ,4 1 4 ,8 1 5 ,4 1 6 ,4 1 6 ,5 1 6 ,7 1 7 ,3 1 7 ,8 1 8 ,4 1 9 ,0 2 0 ,1 2 0 ,4 2 0 ,9 2 5 ,4 2 5 ,5 2 6 ,0 0,0 2,0 4,0 6,0 8,0 10,0 12,0 14,0 16,0 18,0 20,0 22,0 24,0 26,0 К и їв З а п о р із ь к а Д о н е ц ь к а Д н іп р о п е т р о в с ь к а П о л т а в с ь к а К и їв с ь к а Х а р к ів с ь к а О д е с ь к а М и к о л а їв с ь к а С у м с ь к а Л у га н с ь к а Ч е р н іг ів с ь к а Ч е р к а с ь к а Л ь в ів с ь к а С е в а с т о п о л ь Ів а н о -Ф р а н к ів с ь к а Р ів н е н с ь к а В ін н и ц ь к а Х м е л ь н и ц ь к а К ір о в о гр а д с ь к а Р е с п у б л ік а К р и м Ж и т о м и р с ь к а Х е р с о н с ь к а В о л и н с ь к а Т е р н о п іл ь с ь к а З а к а р п а т с ь к а Ч е р н ів е ц ь к а Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 131 В загальній сукупності становище всіх регіонів, по відношенню до максимального значення, суттєво погіршилось, особливо регіонів, які мали вищі, порівняно з іншими, обсяги ВДВ на одну особу. Запорізька область змінила свої позиції на 62 пункти, Полтавська – на 55,6 пунктів, Київська – на 55,4 пункти, Дніпропетровська на 53 пункти. Але зважаючи на те, що обсяги ВДВ на одну особу зросли у всіх регіонах і особливо у м. Києва, можна зробити висновок, що така ситуація зумовлена в основному надзви- чайно активним, порівняно з іншими регіонами, зростанням в м. Києві. Отже, для забезпечення об’єктивності оцінки, дану інформацію необхідно доповнити даними про становище регіонів по відношенню до максималь- ного значення за умови виключення м. Києва. За умов виключення м. Києва із сукупності досліджуваних об'єктів отримаємо дещо іншу ситуацію – становище регіонів суттєво наблизилось до максимального значення, розподіл значень виявився достатньо нерів- номірним і не мав загальної тенденції. Найбільш активно змінювалось ста- новище м. Севастополя в цілому на 32,2 пункти. До 1999 року воно погір- шувалось і досягло одного із найгірших рівнів серед регіонів (39,2%), після чого почало активно зростати і зросло у 2003 році до 71,4 %, проте у 2004 році відбулось погіршення становища на 7,2 пункти. Більш детальну інфо- рмацію про зміну становища можна отримати використовуючи методи ба- гатовимірного групування і визначення пропорцій між регіональними об’єктами. Зважаючи на особливості розподілу комплексну оцінку становища регіонів за відстанню до еталону також необхідно проводити як для всієї сукупності об'єктів, так і за виключенням м. Києва. За методом відстані до еталону комплексний показник, найбільш часто розраховують у формі су- марного значення, сумарного квадратичного значення, сумарного квадра- тичного значення, нормованого до одиниці, середнього арифметичного та середнього геометричного. Зважаючи на вищенаведені аргументи, скорис- таємося для цих цілей середньою геометричною величиною (рис.7). Ми отримали два практично однотипні за структурою але різні за рі- внями розподіли. Це говорить про те, що аномальність м. Києва практично не впливає на структуру розподілу, але суттєво знижує їх комплексне ста- новище. Серед регіонів України чітко виділяється чотири групи відносно однорідних регіонів за відсотком ВДВ у розрахунку на одну особу насе- лення до максимального значення. Більшість (59,6%) регіонів України ма- ють середнє становище по відношенню до максимального значення - у ме- жах від 30 до 40% за всією сукупністю об'єктів та у межах від 50 до 70% за умов виключення м. Києва. Найкраще становище за відстанню до еталону мають Запорізька, Дніпропетровська, Донецька і Полтавська області. Дещо гірше, порівняно з ними, становище у Київської, Одеської та Харківської області. Найгірше становище виявлено у Чернівецькій, Закарпатській і Тернопільській областях. Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 132 Рис. 7. Комплексні показники становища регіонів за обсягами ВДВ на одну особу населення за відстанню до еталону (1996-2004 роки) Отже, переважна більшість регіонів характеризується невисоким рі- внем розсіювання, варіації та неоднорідності обсягів ВДВ у розрахунку на одну особу населення, але він дещо поглиблюється. Суттєво відрізняється від всіх інших регіонів м. Київ і ця різниця зростає, що і визначає високий кількісний рівень неоднорідності та диференціації регіонів. Але таку ситу- ацію потрібно інтерпретувати не як високий рівень неоднорідності і дифе- ренціації регіонів, а як високий рівень неоднорідності і диференціації між м. Києвом і всіма іншими регіонами. Динаміка ВДВ на одну особу насе- лення має позитивну зростаючу тенденцію і невисокий загальний рівень варіації та неоднорідності, при цьому відбувається незначне зближення ре- гіонів за темпами зростання. Тобто ситуація із МРВ обсягів ВДВ на одну особу населення не узгоджується із загальновизнаним високим рівнем не- однорідності і диференціації регіонів України за соціально-економічним і особливо соціальним розвитком. Отже, існують інші фактори, які їх зумов- люють, і потребують негайного виявлення та дослідження. Потребують та- кож детального дослідження причини зниження ролі такого важливого по- казника як ВДВ на одну особу населення у формуванні МРВ соціально- економічного розвитку. Також вимагає негайного втручання ситуація зрос- 2 5 ,0 2 5 ,1 2 6 ,1 3 0 ,1 3 0 ,3 3 1 ,3 3 1 ,5 3 1 ,5 3 1 ,6 3 2 ,8 3 3 ,2 3 3 ,4 3 3 ,6 3 3 ,7 3 5 ,1 3 6 ,6 3 7 ,4 3 9 ,3 3 9 ,6 4 4 ,4 4 4 ,7 4 6 ,0 5 2 ,8 5 3 ,7 5 3 ,8 5 4 ,8 1 0 0 ,0 4 2 ,5 4 3 ,5 4 4 ,1 5 3 ,1 5 2 ,0 5 3 ,0 5 3 ,6 5 4 ,4 5 4 ,3 5 6 ,4 5 6 ,1 5 6 ,6 5 7 ,6 5 7 ,2 5 9 ,3 6 2 ,0 6 3 ,5 6 5 ,8 6 8 ,1 7 6 ,4 7 6 ,8 7 7 ,9 9 0 ,0 9 3 ,2 9 2 ,2 9 3 ,0 20,0 30,0 40,0 50,0 60,0 70,0 80,0 90,0 100,0 Ч е р н ів е ц ь к а З а к а р п а т с ь к а Т е р н о п іл ь с ь к а С е в а с т о п о л ь В о л и н с ь к а Ж и т о м и р с ь к а Х е р с о н с ь к а К ір о в о гр а д с ь к а Р е с п у б л ік а К р и м Ів а н о -Ф р а н к ів с ь к а Х м е л ь н и ц ь к а В ін н и ц ь к а Л ь в ів с ь к а Р ів н е н с ь к а Ч е р к а с ь к а Ч е р н іг ів с ь к а Л у га н с ь к а С у м с ь к а М и к о л а їв с ь к а Х а р к ів с ь к а О д е с ь к а К и їв с ь к а П о л т а в с ь к а Д о н е ц ь к а Д н іп р о п е т р о в с ь к а З а п о р із ь к а К и їв Комплексний показник для всієї сукупності регіонів Комплексний показнгик за виключенням м. Києва Економіко-математичне моделювання соціально-економічних систем Збірник наукових праць МННЦ ІТіС _____________________________________________________________________ __________________________________________________________________________ Київ 2007, випуск 12 133 таючої концентрації умов та факторів формування ВДВ на одну особу у м.Києві із послідуючим їх створенням в інших регіонах. Література 1. Валовий регіональний продукт за 2001-2004 роки: Статистичний бюлетень / Держа- вний комітет статистики України, -К.: 2006, -103 с. 2. Регіони України 2004 рік. Статистичний збірник. Частина 2. -К: ДКСУ, 2005 -799 с. 3. Гранберг А., Масакова И., Зайцева Ю. Валовой региональный продукт как индика- тор дифференциации экономического развития региона //Вопросы статистики. – 1998. -№9. С. 3-11. 4. Гранберг А., Зайцева Ю. Производство и использование валового регионального продукта: межрегиональные сопоставления (статья 1) // Российский экономический журнал. -2002. -№10. –С.42-64. 5. Гранберг А., Зайцева Ю. Производство и использование валового регионального продукта: межрегиональные сопоставления (статья 2) // Российский экономический журнал. -2002. -№11-12. –С.48-69. 6. Гранберг А.Г., Зайцева Ю.С. Межрегиональные сопосталения ВРП в РФ: методоло- гические подходы и экспериментальные расчёты // Вопросы статистики. –2003. - №2. –С.3-17. 7. Слоущ Э.М., Выставкина Л.В., Дашкова С.В. Анализ ВРП в регионе // Вопросы ста- тистики. –2000. -№9. –С. 26-31. 8. Герасимова И.А. Динамика распределения валового регионального продукта и де- нежных доходов населения по регионам России в 1995-2001 годах (пространствен- ный подход) // Вопросы статистики. -2004. -№5. –С.41-46. 9. Теплухина Т., Чистяков Е. Валовой внутренний продукт регионов – субъектов РФ // Экономист. –1996. -№4. –16-18. 10. Теплухина Т.П., Куликова Ю.В. Оценки производства валового регионального про- дукта (методика прогноза) // Вопросы статистики. – 1999. -№5. –С. 7-13. 11. Калініченко І., Романенко В. Регіональна диференціація в економіці України // Еко- номіка України. –2001. -№6. –С. 78-81.

Міжрегіональні відмінності валової доданої вартості в Україні

Institution

Ähnliche Einträge