ZMIENNOŚĆ CEN NA RYNKU ŻYWCA DROBIOWEGO WSTĘP

Transkrypt

1 Pior Bórawski, Jacek Kwiakowski, Kaedra Agrobiznesu i Ekonomii Środowiska UWM Olszyn, Kaedra Ekonomerii i Saysyki UMK Toruń, pboraw@moski.uwm.edu.pl, jkwia.uni.orun.pl. ZMIENNOŚĆ CEN NA RYNKU ŻYWCA DROBIOWEGO Sreszczenie: głównym celem pracy jes przedsawienie zmienności cen na rynku żywca drobiowego. W opracowaniu wykorzysano dane doyczące ygodniowych cen skupu brojlerów pochodzące z Miniserswa Rolnicwa i Rozwoju Wsi. Analiza maeriału empirycznego dowodzi, że w przypadku brojlerów zaobserwowano znaczne zmiany cen skupu zarówno przed jak i po wsąpieniu Polski do Unii Europejskiej. Słowa kluczowe: żywiec drobiowy, zmienność, załamania srukuralne WSTĘP Produkcja żywca drobiowego obok produkcji jaj należy do głównego kierunku działalności w sekorze drobiarskim. W produkcji żywca drobiowego największy udział zajmują kurczęa brojlery, kóre sanowią blisko 7% produkcji globalnej w Unii Europejskiej. Do największych producenów żywca drobiowego w Europie zaliczamy: Francję (7,6%), Wielką Bryanię (4,5%), Hiszpanię (,7%), Niemcy (,4%), Włochy (,%), naomias produkcja w nowych krajach członkowskich Unii Europejskiej sanowi ok. 8% produkcji pierwonych krajów członkowskich (UE-5). W Polsce produkcja żywca drobiowego wynosiła 6 ys. on w 5 r. i była o %wyższa w porównaniu do roku poprzedniego. Rynek żywca drobiowego jes regulowany za pomocą mechanizmu rynkowego, a więc popyu i podaży. W Unii Europejskiej brak jes cen gwaranowanych oraz inerwencyjnego skupu na rynku żywca drobiowego. Z uwagi na o, że produkcja żywca drobiowego jes uzależniona od cen zbóż paszowych, można powiedzieć, że isnieje pośredni wpływ inerwencji na rynku Rynek drobiu i jaj. San i perspekywy. Insyu Ekonomiki Rolnicwa i Gospodarki Żywnościowej, maj. 6.

2 Pior Bórawski, Jacek Kwiakowski zbóż. Rynek en jes jedynie chroniony w Unii Europejskiej przed imporem z krajów rzecich. Mimo braku bezpośredniego oddziaływania Wspólnej Poliyki Rolnej na rynku żywca drobiowego, podlega on obowiązującym normom handlowym, za przesrzeganie kórych są odpowiedzialni głównie producenci. Żywiec drobiowy podlega badaniom przedubojowym oraz powinien pochodzić ze znanego zakładu posiadającego sysem samokonroli. Ponado Unia Europejska określiła, że produkcja żywca drobiowego powinna spełniać wymogi higieniczne, produk en powinien być wyposażony w odpowiednie świadecwa wydawane przez lekarzy weerynaryjnych, a opakowania powinny być wyprodukowane z właściwych maeriałów. Te wymogi nie muszą być spełnione w przypadku przeznaczenia produku do bezpośredniej konsumpcji lub do sprzedaży na lokalnym rynku. Duże wymaganie jakościowe i niskie ceny żywca drobiowego spowodowały zwiększenie spożycia mięsa drobiowego w Polsce, szczególnie po roku 99 [Grużewska 5, Sekuła, Figurska ]. Również w roku 5 odnoowano dalszy wzros konsumpcji produków drobiarskich. Problemayka zmienności cen produków rolnych jes szeroko opisana w lieraurze zagranicznej oraz krajowej. McCorrison, Morgan, Rayner [] dowodzą, że poziom ransmisji cen produków rolnych wzrasa wraz ze spadkiem cen surowców rolnych oraz cen płaconych przez konsumenów. Dlaego przemysł przewórczy jes głównym czynnikiem decydującym o ransmisji i zmienności cen wprowadzając i realizując sraegie ilościowe. Producenci i konsumenci są narażeni na duże zmiany cen produków rolnych, co powoduje niepewność przyszłych cen i ryzyko na rynku. Duża zmienność cen produków rolnych ogranicza możliwość ich przewidywania w przyszłości, a ym samym uniemożliwia producenom i firmom przewórczym osiągniecie zysku [Apergis, Reziis 3]. Zmienność cen produków rolnych jes uzależniona od syuacji panującej na rynkach świaowych oraz od Wspólnej Poliyki Rolnej (CAP), kóra reguluje ceny głównie na rynku: pszenicy, mleka oraz wołowiny poprzez bezpośrednią inerwencję i skup oraz ceny minimalne. Roche i McQuinn [3] swierdzają, że w procesie zmienności cen produków rolnych duże znaczenie odgrywa informacja rynkowa, a międzynarodowe rynki bardzo wolno dososowują się do nowej informacji rynkowej oraz do zmian w krajowej i świaowej podaży oraz popyu. Problemy zmienności cen produków rolnych, w ym brojlerów odnoowano również w Polsce. Za główną przyczynę zmian cen na rynku drobiu uznaje się obawę konsumenów przed wirusem pasiej grypy, kóra przyczyniła się do zmniejszenia popyu, redukcji cen oraz pogorszenia opłacalności produkcji. Dodakowo załamanie eksporu do Rosji wpłynęło na pogorszenie syuacji finansowej producenów oraz spadek cen brojlerów. Rynek drobiu i jaj. San i perspekywy. Insyu Ekonomiki Rolnicwa i Gospodarki Żywnościowej, maj. 6.

3 Zmienność cen na rynku żywca drobiowego 3 Głównym celem badań było rozpoznanie zjawiska zmienności cen na rynku żywca drobiowego, w szczególności na rynku brojlerów. W pracy wykorzysano dane pochodzące z Miniserswa Rolnicwa i Rozwoju Wsi. Zakres czasowy badań obejmował laa 3-6, a więc przed i po inegracji Polski z Unią Europejską. W pracy wykorzysano 79 obserwacji ygodniowych, 69 przed wsąpieniem Polski do Unii Europejskiej oraz po maja 4 r. W związku z powyższym zbadano, czy wsąpienie Polski do Unii Europejskiej miało wpływ na zmienność cen brojlerów. Zakres meryoryczny badań obejmował analizę załamań srukuralnych i zmienności cen brojlerów. W arykule wykorzysano modele zmienności akie jak: przełącznikowe modele Markowa oraz GARCH. Dane doyczące cen są zbierane przez pracowników Miniserswa Rolnicwa i Rozwoju Wsi, Ośrodków Doradzwa Rolniczego oraz Izb Rolniczych. Są o średnie ceny rynkowe obliczane w ciągu ygodnia. Dane doyczące cen brojlerów nie pochodzą z giełd owarowych ponieważ nie sprzedaje się ych produków przez cały rok ZAŁAMANIA STRUKTURALNE I ANALIZA ZMIENNOŚCI Naszą analizę zaczynamy od zbadania charakeru niesacjonarności procesu cen brojlerów. Zakładamy możliwość wysąpienia rendu sochasycznego (niesacjonarność w wariancji) lub deerminisycznego (niesacjonarność w średniej). W celu idenyfikacji można użyć np. esu ADF. Okazuje się jednak, że es en wykazuje dużą wrażliwość na gwałowne zmiany w sałej lub kierunku nachylenia rendu deerminisycznego (zw. załamania srukuralne). Tego ypu zmiany mogą być nasępswem np. inegracji Polski z Unią Europejską dlaego eż należy je uwzględnić w naszym badaniu. W celu poprawnej idenyfikacji niesacjonarności, użyo zaem esu Perrona [989, 997]. Tes en uwzględnia możliwość zmiany w srukurze, a akże pozwala na określenie momenu zmiany. Hipoeza zerowa zakłada, że ceny kurczą są procesem z rendem sochasycznym zn isnieje pierwiasek jednoskowy ( α = w równaniu ()). Niech x oznacza ygodniowe ceny brojlerów. Rozważany model zakłada zmianę w sałej i współczynniku kierunkowym rendu w chwili T b : ( b ) + αx + p ci x i + i= x = µ + θdu + β + γdt + δd T e, () gdzie: µ, θ, β, γ, δ, α,c i - paramery srukuralne modelu, - zmienna oznaczająca rend, =,,..., T,, dla > Tb DU =,, dla Tb

4 4 Pior Bórawski, Jacek Kwiakowski, dla > Tb DT =,, dla Tb, dla = Tb + D ( T ) =, T b jes nieznaną daą załamania srukuralnego., dla Tb Rysunek. Tygodniowe ceny brojlerów w zł/onę oraz ich logarymiczne sopy zmian y = ( ln( x ) ln( x )) w okresie od 3 sycznia 3 do 8 maja 6 Tabela przedsawia oceny i błędy sandardowe paramerów oraz wyniki esu Perrona dla modelu (). Pierwsza kolumna zawiera poencjalne day, przy kórych mogła nasąpić zmiana w sałej lub współczynniku kierunkowym rendu. Rząd opóźnień k jes usalony na podsawie rekursywnej meody oparej o saysykę [Perron 989, 997] i w każdym przypadku był równy. Warość kryyczna saysyki ) α w eście Perrona (997) przy 5% poziomie isoności i T = jes równa 5, 55. Wyniki zamieszczone w abeli wskazują, że nie udało się nam odrzucić hipoezy zerowej. Oznacza o, że ceny kurczą mogą być procesem z rendem sochasycznym. W celu jego eliminacji, w dalszej części arykułu modelować będziemy zaem pierwsze różnice logarymów (logarymiczne sopy zmian) wyznaczone zgodnie ze wzorem y = ( ln( x ) ln( x )). Analizując w badanym okresie sopy zmian cen kurczą możemy zaobserwować okresy wyższej i niższej zmienności. Okresy większej zmienności związane są ze większymi zmianami poziomu cen, co równoznaczne jes ze zwiększonym ryzykiem rynku. Duże wahania cen powodują również większe rudności przy ich prognozowaniu. Przełącznikowe modele Markowa mogą skuecznie opisać dynamikę zmienności dla podokresów o wyższej i niższej akywności. W ej części będziemy rozważać model Markowa o dwóch sanach, gdzie przełączeniu podlega wyłącznie wariancja reszowa [Kim, Nelson 999]. W modelu ym definiujemy dwa sany (reżimy) o mniejszej i większej wariancji. Dzięki emu będzie możliwe

5 Zmienność cen na rynku żywca drobiowego 5 wyodrębnienie podokresów o różnym sopniu zmienności cen. Rozważamy nasępujący model: p + φi i= φ, N(, ) y = y i + e e ~ σ, σ = σ S + σ S S = jeżeli S = k, i S =, w przeciwnym przypadku; k =, k [ S j S j = i] = pij = Pr, i, j =,, k j= p =, p, σ <, () ij ij σ gdzie S jes nieobserwowalną zmienną w chwili będącą jednorodnym łańcuchem Markowa o dwóch sanach i macierzy prawdopodobieńsw przejścia P pomiędzy wyróżnionymi reżimami. W powyższej specyfikacji mamy wyróżnione dwa sany: wysokiej zmienności z wariancją σ i niskiej z wariancją σ. Tabela przedsawia wyniki esymacji modelu () 3. Zamieszczone oceny paramerów i błędy sandardowe wskazują, że sopy zmian cen brojlerów podlegają wyłącznie auokorelacji rzędu drugiego. Auokorelacja rzędu pierwszego nie jes isona saysycznie, dlaego eż zosała pominięa w modelu. Wydaje się, że podział na okresy niskiej i wysokiej zmienności jes w ym przypadku zasadny. Niska warość p =,89 w eście na nieliniowość wskazuje możliwość podziału wariancji reszowej na dwa sany. Z kolei odchylenie sandardowe wariancji reszowej w pierwszym sanie jes dwukronie mniejsze niż w sanie drugim. Rysunek przedsawia przefilrowane prawdopodobieńswa wysępowania sanu drugiego, czyli ego kóry charakeryzuje się dużą zmiennością. Zacienione pola wskazują na okresy w kórych wysępowała duża zmienność cen. Dłuższe okresy wysokiej zmienności cen obserwujemy w okresach: , , , W okresie odnoowano wzros produkcji żywca drobiowego podrzymywany głównie przez silne zwiększenie eksporu. Przyros eksporu sanowił dwie rzecie przyrosu produkcji żywca drobiowego. Wzros eksporu spowodował zmniejszenie empa dosaw do dealicznej sieci handlowej, co przyczyniło się do wzrosu cen. Kolejny okres dużej zmienności o krókorwały efek poprawy koniunkury na rynku drobiarskim będący nasępswem inegracji europejskiej. Nie rwał on jednak długo ponieważ już w nasępnym miesiącu odnoowano zamknięcie rynku rosyjskiego oraz umacnianie się złoego, co ograniczyło możliwość dalszego eksporu. Dalszy okres o czas spadku cen żywca drobiowego wywołany wzrosem imporu oraz krajowej produkcji. Naomias osani okres dużej zmienności o zakłócenie koniunkury na rynku drobiarskim poprzez pojawiające się w Europie i w Polsce przypadki pasiej grypy. Obawy 3 Do obliczeń wykorzysano program Ox 3.4

6 6 Pior Bórawski, Jacek Kwiakowski konsumenów przed wirusem spowodowały obniżenie krajowego popyu i w konsekwencji cen. Tabela Wyniki esymacji paramerów w modelu (). Osania kolumna przedsawia warości saysyki Perrona weryfikującej hipoezę α =. T ) b θ ) β ) γ δ ) α ) α ,8 (,8),94 (,9),45 (,),7 (,) -,667 (,439) -,336 (,436) -, (,475) Źródło: Obliczenia własne, (8,59E-5), (7,956E-5), (7,746E-5), (7,795E-5) 3,359E-5 (3,46E-5),659E-5 (3,88E-5) -9,595E-7 (3,449E-5) -, (,) -, (,) -, (,) -, (,),3 (,), (,) 8,43E-5 (,3),85 (,4),5 (,5) -,85 (,3) -,36 (,5),3 (,8) -,43 (,6) -,98 (,38),9434 -,6749,9486 -,4,9586 -,9974,9537 -,438,943 -,585,95 -,3,963 -,578 Obliczone prawdopodobieńswa w macierzy przejścia P (abela ) wskazują, że gdy analizowany proces przebywa w sanie o niskiej zmienności, prawdopodobieńswo, że w nim pozosanie jes wysokie i wynosi,939. Z kolei prawdopodobieńswo, że przejdzie do sanu drugiego jes małe i wynosi,69. Prawdopodobieńswo, że pozosanie w sanie o wysokiej zmienności wynosi,7963 i jes mniejsze niż analogiczne dla sanu pierwszego. Również mamy większe szanse, że proces przejdzie od sanu wysokiej zmienności do niskiej. Oznacza o, że san pierwszy ma charaker bardziej zachowawczy. Średnia długość rwania okresów również powierdza nasze wcześniejsze wnioski. W oparciu o wzór / ( p ), średni czas przebywania w okresie niskiej zmienności jes równy około 4,5 ygodni. Średni czas przebywania w sanie wysokiej zmienności / p jes znacznie krószy i wynosi niecałe 5 ygodni. ( )

7 Zmienność cen na rynku żywca drobiowego 7 Tabela. Oceny paramerów i odchylenie sandardowe przełącznikowego modelu Markowa. Paramery φ φ Oceny i błąd sandardowy,6 (,866),594 (,833) Paramery Oceny i błąd sandardowy p,37 p,7963 p,939 σ (san ),9443 p,69 σ (san ),84 LM es liniowości,597 p =, 89 Logarym funkcji wiarygodności -78,5797 Źródło: Obliczenia własne.,9,8,7,6,5,4,3,, Rysunek. Przefilrowane prawdopodobieńswa wysępowania sanu wysokiej zmienności logarymicznych sóp zmian cen brojlerów. Zacieniowane pola wskazują na okresy wysępowania dużej zmienności. Źródło: Obliczenia własne Modele GARCH zaproponowane przez Engle'a [98] i Bollersleva [986] są sworzone z myślą o modelowaniu zmiennej w czasie wariancji warunkowej. Dzięki analizie wariancji warunkowej możemy porównać zmienność cen oraz

8 8 Pior Bórawski, Jacek Kwiakowski wskazać okresy w kórych zmieniały się najbardziej. Analizowany model AR(p)-, ma posać: GARCH ( ) p + φi i= φ, e ~ N( σ ) y = y i + e q i=, p i i + j= ψ, (3) j σ = α + α e β σ, (4) gdzie ψ określa zbiór informacji dosępnych w okresie j, (, ) N σ oznacza rozkład normalny o średniej zero i warunkowej wariancji σ. W wielu badaniach empirycznych częso wysarczające jes przyjęcie modelu GARCH(,). Warunki sacjonarności modelu przedsawia np. [Franses, van Dijk ]. Warości saysyki mnożników Lagrange a (LM) badającej efek ARCH i wyniki esu Jarque-Bera na normalność składnika reszowego przedsawia abela 3. Informacje w niej zaware wskazują na isnienie zmiennej w czasie warunkowej wariancji. Dodakowo, duża warość saysyki Jarque-Bera pozwala odrzucić hipoezę o normalności jego bezwarunkowego rozkładu. Począkowo w naszych badaniach wykorzysano model GARCH z warunkowym skośnym rozkładem - Sudena, jednak badania empiryczne wskazały na jego nieadekwaność. Tabela 3 Wyniki esowania normalności rozkładu i efeku ARCH Rząd opóźnień ARCH ARCH LM Warosć p q = 8,83, q = 4 9,354,58 q = 8,7,56 Tes Jarque-Bera 7,89, Kuroza,957 Tabela 4. Model AR(p)-GARCH(,) z warunkowym rozkładem normalnym Paramer Ocena Błąd sandardowy Saysyka φ -,38, -,49 φ,68,988 3,687 α,868,4,364 α,44,96 3,49 β,4666,56 4,485 Tabela 4 zawiera oceny punkowe dla modelu auoregresyjnego z reszami GARCH. Podobnie jak w przypadku modelu przełącznikowego Markowa isona i

9 Zmienność cen na rynku żywca drobiowego 9 sosunkowo silna jes ylko auokorelacja rzędu drugiego. Warość saysyki wskazuje, że paramery w modelu GARCH isonie różnią się od zera. Powierdza o zaem wyniki uzyskane wcześniej z esu mnożników Lagrange a dla resz e. Punkowe oceny paramerów sojących przy opóźnionym kwadracie resz oraz warunkowej wariancji są do siebie zbliżone. Oznacza o, że wariancja warunkowa σ w równym sopniu zależy od informacji o zmienności wysępującej w poprzednim okresie i w okresach wcześniejszych Rysunek 3. Wariancja warunkowa σ składników reszowych dla sóp zmian cen brojlerów Źródło: Obliczenia własne. Rysunek 3 przedsawia punkową ocenę warunkowej wariancji σ w badanym okresie. Okresy dużej zmienności pokrywają się zasadniczo z okresami wskazanymi przez przełącznikowy model Markowa. Dodakowo dzięki modelowi GARCH możemy porównać sopień zmienności cen. Ceny najbardziej zmieniały się w okresie Przyczyną ak dużej zmienności cen są odnoowane przypadki pasiej grypy. Efekem pojawienia się pasiej grypy w Europie i w Polsce była silna redukcja cen i pogorszenie opłacalności produkcji. Dodakowo na pogorszenie syuacji na rynku drobiarskim i spadek cen miało blokowanie rosyjskiego eksporu drobiu z Polski. WNIOSKI Rynek drobiu, w ym szczególnie brojlerów charakeryzuje się dużą zmiennością cen. Proces zmienności cen jes widoczny zarówno przed jak i po

10 Pior Bórawski, Jacek Kwiakowski wsąpieniu Polski do Unii Europejskiej. Zjawisko o jes wywołane szeregiem czynników, wśród kórych najważniejszym jes obawa konsumenów przed wirusem pasiej grypy oraz załamanie eksporu do Rosji. Ponado duży wpływ na zmienność cen brojlerów ma brak inerwencji na rynku Unii Europejskiej. LITERATURA Apergis N., Reziis A. (3) Agriculural price volailiy spillover effecs: he case of Greece, European Review of Agriculural Economicas Vol 3(3), sr Bollerslev T. (986) Generalized auoregressive condiional heeroscedasiciy, Journal of Economerics, 3, sr Engle R. F. (98) Auoregressive condiional heeroscedasiciy wih esimaes of he variance of Unied Kingdom inflaion, Economerica, 5, sr Franses P.H, van Dijk D. () Nonlinear Time Series Models in Empirical Finance, Cambridge Universiy Press, Cambridge Grużewska A. (5) Wpływ zmian cen żywca drobiowego oraz paszy na opymalną długość odchowu kurczą brojlerów w produkcji niskoowarowej, Aca Scieniarum Polonorum-Oeconomia 5 (), sr Kim C.J., Nelson C.R. (999) Sae-Space Models wih Regime Swiching, MIT Press McCorrison S., Morgan C.W, Rayner A. J. () Price ransmission: he ineracion beween marke power and reurns o scale. European Review of Agriculural Economics, 8 (), sr Perron P. (989) The grea crash, he oil price shock, and he uni roo hypohesis, Economerica, 57, 6, sr Perron P. (997) Furher evidence on breaking rend funcions in macroeconomic variables, Journal of Economerics, 8, sr Roche M. J., McQuinn K. (3) Grain price volailiy in a small open economy. European Review of Agriculural Economics. 3 (), sr Sekuła W., Figurska K. () Spożycie żywności w laach 9 w Polsce, Przemysł Spożywczy (6), sr. -3 PRICE VOLATILITY IN POULTRY MARKET Summary The main objecive of he survey was o recogniże price volailiy in poulry marke. We used daa abou purchase prices from Minisry of Agriculura and Rural Developmen. The analysis have proved he high price volailiy before and afer european inegraion. Key words: poulry, price volailiy, srucural breaks