POWI ZANIE CEN PRODUKTÓW ROLNYCH POMI DZY RYNKIEM POLSKIM A RYNKAMI UE PRICE LINKAGES BETWEEN POLISH AND EU AGRICULTURAL MARKETS

Transkrypt

1 1 Jerzy Rembeza Jacek Chotkowski Pracownia Bada Rynkowych IHAR w Boninie POWIZANIE CEN PRODUKTÓW ROLNYCH POMIDZY RYNKIEM POLSKIM A RYNKAMI UE PRICE LINKAGES BETWEEN POLISH AND EU AGRICULTURAL MARKETS Wstp Mechanizm powizania cen i ich transmisji pomidzy rynkami rozdzielonymi w przestrzeni by od dawna przedmiotem prac teoretycznych i empirycznych. Najpopularniejsz konstrukcj teoretyczn opisujc te relacje jest prawo jednej ceny (LOP). Zgodnie z nim rónice cen pomidzy rynkami nie powinny przekracza kosztów zwizanych z transferem produktu. Przedmiotem bada empirycznych staje si wówczas testowanie zachowania si cen w sposób postulowany przez teori. Badania te, z uwagi na problemy natury metodycznej nie s atwe i w praktyce udzielenie odpowiedzi na pozornie atwe pytanie okazuje si trudne [Baulch 1997]. Moe wystpowa np. sytuacja, gdy w krótkim okresie ceny nie zachowuj si w sposób w peny zgodny z LOP, natomiast zgodno ta zachowana jest w dugim okresie [Baffes 1991]. Szczególne komplikacje wi si z analiz powiza pomidzy poszczególnymi rynkami krajowymi. Bariery dla swobodnego przepywu produktów s w tym przypadku znacznie wysze ni dla przepywu produktów w obrbie rynków krajowych. Nawet jeli nie ma formalnych ogranicze (ca, kontyngenty) to jednak mog pozostawa inne, zwizane z kosztami transferu, kosztami pozyskiwania i czasem napywu informacji rynkowych, dodatkowym ryzykiem, preferencj konsumentów dla produkcji krajowej itp. W miar integrowania si rynków bariery te powinny by zmniejszane, co powinno mie konsekwencje dla mechanizmu transmisji cen [Conforti 2004]. Wejcie Polski do UE w sposób znaczcy zmienio funkcjonowanie krajowych rynków rolnych, w tym równie na poziom i zmiany cen. Naley oczekiwa dwóch zjawisk: dostosowania si przecitnego poziomu cen do poziomu rynków UE oraz wzrostu siy reakcji cen na rynku polskim na zmiany cen na rynkach UE. W pracy problem ten analizowano odwoujc si do przykadu rynku zbó oraz mleka. Rynki te s przedmiotem istotnych 1 Docent dr hab., rembeza@ziemniakbonin.pl 198

2 regulacji, róni si przy tym stopniem powizania z rynkiem midzynarodowym. W opracowaniu analizowano dugookresowe oraz krótkookresowe powizania cen pomidzy rynkiem polskim a wybranymi rynkami krajów UE za okres Wykorzystano dane o poziomie cen podawane przez GUS oraz Komisj Europejsk i Eurostat. Metoda i materiay ródowe W empirycznych analizach szeregów czasowych jednym z gównych problemów jest niestacjonarno zmiennych. W konsekwencji prosta analiza korelacji i regresji moe prowadzi do bdnych wyników. Dlatego w przeprowadzonej analizie okrelono najpierw stopie integracji poszczególnych zmiennych i zgodnie z nomenklatur zaproponowan przez Engle a i Grangera zmienne, które na swych poziomach byy stacjonarne okrelono jako zmienne zintegrowane w stopniu zero, a zmienne, których pierwsze przyrosty byy stacjonarne jako zmienne zintegrowane w stopniu jeden. Dla okrelenie stopnia integracji wykonano test ADF. Zwizki pomidzy cenami na poszczególnych rynkach mog mie charakter dugookresowy i krótkookresowy. W analizie zwizków dugookresowych przeprowadzono analiz kointegracji w oparciu o procedur Johansena [1988]. Wykonano j odrbnie dla poszczególnych par zmiennych, przyjmujc róne wersje modelu (bez staej, ze sta, ze sta i trendem). Kolejnym krokiem analizy byo okrelenie dominujcych, krótkookresowych kierunków przepywu impulsów cenowych. W tym celu przeprowadzono testowanie przyczynowoci Grangera [1986]. Procedura ta polega na testowaniu czy wczenie opónionych wartoci zmiennej X do modelu autoregresyjnego zbudowanego dla zmiennej Y pozwala istotnie lepiej wyjani ksztatowanie si zmiennej Y. Jeeli tak jest, to stwierdzamy, e zmienna X jest przyczyn Y w sensie Grangera. W analizie przeprowadzono dwukierunkowe testy, poniewa w przypadku pary zmiennych X i Y, X moe by przyczyn Y, Y przyczyn X, mog te wystpowa zalenoci dwukierunkowe. Analiz krótkokresowej transmisji cen wykonano za pomoc prostego modelu autoregresyjnego o ogólnej postaci: P A, t 0 1PB, t 2( L) PB, t 1 3( L) PAt, 1 t gdzie P A jest cen na rynku A, P B cen na rynku B natomiast L jest operatorem opónie. W powyszym modelu, jak równie we wszystkich wczeniej wymienionych analizach 199

3 optymaln liczb opónie okrelono kierujc si kryterium pojemnoci informacyjnej Akaike. W pracy jako materia ródowy wykorzystano dane Komisji Europejskiej oraz GUS o cenach zbó (pszenica oraz jczmie paszowy) i mleka uzyskiwanych przez producentów. Przedmiotem analiz byy miesiczne ceny w latach (w przypadku cen mleka do lipca 2005) przeksztacone do postaci logarytmów. Analizy przeprowadzono dla caego okresu oraz dwóch podokresów: oraz Pierwszy odnosi si do lat, gdy rolnictwo polskie przeszo ju gówny szok zwizany z reformami gospodarczymi, drugi do okresu przygotowawczego do wejcia i pierwszych kilkunastu miesicy funkcjonowania w UE euro/t Polska Niemcy Francja Rysunek 1. Ceny skupu pszenicy Figure 1. Wheat prices for producers ródo: opracowanie wasne na podstawie danych GUS i Komisji Europejskiej euro/100 kg Niemcy Francja Polska Rysunek 2. Ceny skupu mleka Figure 2. Milk prices for producers ródo: jak rys

4 Wyniki Rynki zbó i mleka nale do najwaniejszych rynków, bdcych przedmiotem regulacji o charakterze administracyjnym w UE. Równie w przeszoci byy one poddana tego typu oddziaywaniom. Odmienny ukad uwarunkowa wewntrznych w poczeniu z mechanizmami regulacyjnymi pastwa powoduje rónicowanie cen na rónych rynkach. Z drugiej strony presja rynku midzynarodowego wywiera nacisk na ujednolicenie cen. Kombinacja tych dwóch si bya odmienna w przypadku rynku zbó i mleka. Wyranie to wida obserwujc zachowanie si cen (rys. 1 i 2). O ile ceny zbó w Polsce byy zblione do poziomu cen zbó w UE, to rónice w odniesieniu do cen mleka byy znaczce. Wizualna ocena zachowania si cen nie pozwala na wyciganie gbszych wniosków odnonie zalenoci cenowych, jednak wyranie wida, e wejcie do UE nie wpyno w istotny sposób na poziom cen zbó, natomiast spowodowao szybki proces zblienia cen mleka do ich poziomu w innych krajach czonkowskich. Tabela 1. Kointegracja pomidzy poszczególnymi cenami (wyniki testu maksymalnej wartoci wasnej) Table 1. Testing for cointegration (maximum eigenvalue statistic) Produkt, rynek / Product, market Pszenica / Wheat Pl D Pl F F D Jczmie / Barley Pl D Pl F H 0 r = 0 r 1 12,05 6,917 ** 10,65 5,689 * 11,02 7,265 ** 10,91 8,066 ** 10,90 7,484 ** 19,5 ** 5,881 * F D Mleko / Milk Pl D 14.7 * Pl F ** F D ** 4.0 * Pl Polska / Poland D Niemcy / Germany ródo: obliczenia wasne F Francja / France Zgodnie z uwagami metodycznymi analiz rozpoczto od testowania stopnia integracji poszczególnych zmiennych. Z braku miejsca wyników testów w niniejszym opracowaniu nie zamieszczono. We wszystkich przypadkach stwierdzano jednak, e mamy do czynienia ze zmiennymi zintegrowanymi w stopniu jeden, a wic stacjonarne byy dopiero pierwsze rónice badanych zmiennych. W kolejnym kroku przeprowadzono analiz kointegracji pomidzy poszczególnymi parami zmiennych dla caego badanego okresu. Przedstawione w tabeli 1 wyniki testu maksymalnej wartoci wasnej wskazuj na istnienie dugookresowego zwizku pomidzy cenami zbó na rynku polskim i UE, chocia zwizek 201

5 ten by wyranie silniejszy pomidzy cenami we Francji i w Niemczech. W przypadku cen mleka widoczny jest wpyw przejcia z okresu funkcjonowania rynku polskiego poza rynkiem UE do okresu tu przed i po akcesji. Wyranie zaburzyo to dugookresowe powizania cen. Analiz zalenoci krótkookresowych rozpoczto od analizy przyczynowoci Grangera. Cho sama w sobie nie dowodzi ona zwizków przyczynowoskutkowych, dostarcza jednak co do tego pewnych sugestii. Wyniki do dobrze odzwierciedlaj zmiany w warunkach funkcjonowania polskich rynków rolnych. W przypadku pszenicy w pierwszym z badanych podokresów nie stwierdzono tego typy zwizków pomidzy rynkiem polskim a rynkiem francuskim i niemieckim. W drugim podokresie zwizek taki ju si ujawnia, przy czym wyniki sugeruj przebieg impulsów cenowych od rynku francuskiego i niemieckiego do rynku polskiego. W przypadku jczmienia zalenoci przyczynowe byy duo sabsze, cho stwierdzono taki zwizek pomidzy rynkiem polskim a francuskim. Wyranie sabsze zwizki o charakterze przyczynowym na rynku jczmienia ni pszenicy mona tumaczy duo mniejszym znaczeniem rynku midzynarodowego dla obrotów rynkowych jczmieniem. Rynek ten ma bardziej lokalny charakter ni rynek pszenicy. Z kolei w przypadku mleka stwierdzono zwizki o charakterze przyczynowym przede wszystkim pomidzy rynkiem polskim a rynkiem niemieckim, cho wartoci testów ulegy obnieniu dla drugiego z podokresów. Wyranie widoczne jest, e na rynku mleka w latach zmiany cen na rynku polskim gównie wizay si z dojciem poziomu cen do poziomu w krajach UE i wpyw ten zdominowa reakcje o charakterze krótkookresowym. Tabela 2. Wyniki testu na wystpowanie przyczynowoci Grangera Table 2. Testing for Granger causality Okres / Period Pszenica / Wheat Jczmie / Barley Mleko / Milk Pl D Pl D Pl F Pl D ródo: obliczenia wasne. Pl D Pl D Pl D Pl D D F Pl D D F Pl D Pl F D F Analiz krótkookresowych powiza pomidzy rynkiem polskim a wybranymi rynkami UE przeprowadzono posugujc si prostymi modelami autoregresyjnymi. Parametry modeli przedstawiono w tabeli 3. Uzyskane wyniki wskazuj, e rynek polski nieco szybciej 202

6 Tabela 3. Modele transmisji cen dla wybranych produktów rolnych Table 3. Price transmission models for selected agricultural products Produkt / Product Pszenica Wheat Jczmie Barley Mleko Milk ródo: obliczenia wasne. Kraje / Countries 0kres / Period Staa / Constant PolskaNiemcy PolandGermany PolskaFrancja PolandFrance PolskaNiemcy PolandGermany PolskaFrancja PolandFrance PolskaNiemcy PolandGermany PolskaFrancja PolandFrance ,001 0,004 0,007 0,001 0,006 0,007 0,002 0,005 0,004 0,016 0,005 0,006 0,005 0,003 0,006 0,004 0,004 0,003 Pp,t1 Pp,t2 Pp,t3 Ps,t Ps,t1 Ps,t2 Ps,t3 R 2 DW 0,282 0,305 0,294,186 0,302 0,296 0,273 0,363 0,325 0,320 0,377 0,284 0,370 0,242 0,300 0,400 0,267 0,134 0,237 0,134 0,160 0,119 0,196 0,237 0,501 0,404 0,531 0,182 0,444 0,607 0,358 0,127 0,914 0,346 0,518 0,390 0,503 0,278 0,258 0,383 0,521 0,285 0,176 0,182 0,516 0,388 0,269 0,466 0,237 0,359 0,177 0,199 0,269 0,630 0,270 0,576 0,578 0,174 0,239 0,355 0,203 0,464 0,28 0,21 0,47 0,29 0,28 0,34 0,28 0,23 0,44 0,24 0,22 0,24 0,34 0,42 0,37 0,31 0,35 0,29 2,08 2,02 2,08 2,00 2,15 1,77 2,09 2,12 2,07 2,07 2,00 1,96 2,15 1,90 203

7 reaguje na zmiany cen na rynku niemieckim anieli francuskim. Ponadto w wikszoci przypadków skumulowane wspóczynniki transmisji cen pomidzy rynkiem polskim a rynkiem niemieckim byy wysze. Wyjtkiem by jedynie rynek pszenicy. Porównujc wyniki uzyskane dla analizowanych podokresów mona za stwierdzi, e w drugim z podokresów reakcja rynku polskiego na zmiany cen na rynku niemieckim i francuskim bya wyranie silniejsza. Szczególnie silny wzrost krótkookresowej transmisji cen dotyczy rynku pszenicy. Skumulowane wspóczynniki transmisji za okres wskazuj na niemal ekwiwalentne, cho rozcignite w czasie, reakcje cen na rynku polskim na zmiany cen na rynku niemieckim. Podsumowanie W opracowaniu przeprowadzono na kilku przykadach analiz powiza pomidzy polskim, francuskim i niemieckim rynkiem produktów rolnych. Cho sama analiza jest wycinkowa, suy ona ilustracji dwóch tendencji. Po pierwsze doszo do wyrównania si ogólnego poziomu cen. Proces ten bya szczególnie widoczny w przypadku cen mleka. Po drugie nastpi wzrost krótkookresowych powiza pomidzy cenami na rynku polskim a cenami na rynkach UE. Szczególnie wyranie zjawisko to wystpio w przypadku cen pszenicy, a wic produktu bdcego przedmiotem aktywnego midzynarodowego handlu. Proces dostosowa cen na rynku polskim do cen unijnych nastpi relatywnie szybko, co wskazuje na wysok efektywno funkcjonowania rynku polskiego. Przeprowadzona analiza pozwala na ogóln ocen powiza cenowych. Bardziej szczegóowe analizy mogyby si wiza m.in. z uwzgldnieniem sezonowoci w ksztatowaniu cen oraz testowaniem asymetrii w procesie ich transmisji. Literatura Baffes J. (1991): Some further evidence on the law of one price: the law of one price still holds. American Journal of Agricultural Economics, tom 73, ss Baulch B. (1997): Testing for market integration. Journal of Development Studies, tom 33, nr 4, ss Conforti P. (2004): Price transmission in selected agricultural markets. FAO Commodity and Trade Policy Research Working Papers, 7, ss. 91. Granger C. (1986): Developments in the study of cointegrated economic variables. Oxford Bulletin od Economics and Statistics, tom 48, ss Johansen S. (1988): Statistical analysis of cointegrating vectors. Journal of Economic Dynamics and Control 12, ss Abstract. The purpose of this study is to provide evidence on the relationships between prices of some agricultural products in Poland, Germany and France. The study is based on monthly price series of wheat, barley and milk. Findings show an existence of causal relationships between investigated markets, especially wheat markets. Results for the period generally tend to show a lower degree of price transmission compared to the period , as might be expected. Key words: cointegration, agricultural prices 204