REGIONALNE ZRÓ NICOWANIE SKUPU MLEKA W POLSCE ORAZ CZYNNIKI JE DETERMINUJ CE

Transkrypt

1 56 J. Majewski STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Roczniki Naukowe l tom VII l zeszyt 5 Janusz Majewski Szko³a G³ówna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie REGIONALNE ZRÓ NICOWANIE SKUPU MLEKA W POLSCE ORAZ CZYNNIKI JE DETERMINUJ CE THE FACTORS DETERMINING REGIONAL DIFFERENTIATION OF MILK PURCHASE IN POLAND S³owa kluczowe: region, skup mleka, zró nicowanie Key words: region, milk purchase, differentiation Synopsis. Zaprezentowano regionalne zró nicowanie wielkoœci skupu mleka w Polsce. Wykorzystuj¹c metodê regresji spoœród potencjalnych czynników wp³ywaj¹cych na regionalne zró nicowanie skupu mleka w Polsce wyodrêbniono nastêpuj¹ce: pog³owie krów, przeciêtny roczny udój mleka od krowy, udzia³ TUZ w UR, plony siana ³¹kowego, przeciêtna wielkoœæ gospodarstwa. Nastêpnie w oparciu o powy sze czynniki dokonano podzia³u kraju na jednorodne regiony. Wstêp Polskie rolnictwo charakteryzuje siê du ym zró nicowaniem regionalnym. Do najwa niejszych przyczyn tego zjawiska nale y zaliczyæ czynniki przyrodnicze, ekonomiczne, spo³eczne, kulturowe oraz historyczne. Analiza regionalna kraju mo e umo liwiæ porównanie rozwoju w wyodrêbnionych czêœciach. Pozwala wnioskowaæ o przyczynach zró nicowania oraz mo e daæ odpowiedÿ na pytanie jakie narzêdzia nale y zastosowaæ, by wyrównaæ dysproporcje miêdzy regionami. Wyniki tej analizy mog¹ równie wskazaæ na przewagê jednych czêœci kraju nad innymi w wytwarzaniu poszczególnych produktów, czy te braku mo liwoœci zmian kierunku produkcji. W pracy zaprezentowano regionalne zró nicowanie skupu mleka w Polsce oraz potencjalne przyczyny, które do tego doprowadzi³y. Jako regiony wybrano 16 województw, zgodnie z aktualnym podzia³em administracyjnym kraju. Materia³ i metody badañ Materia³ Ÿród³owy stanowi³y g³ównie dane statystyczne G³ównego Urzêdu Statystycznego z roku 2003 opublikowane w Roczniku Statystycznym Województw W celu ustalenia jakoœci u ytków rolnych w poszczególnych województwach obliczono, wykorzystuj¹c dane opublikowane w Roczniku Statystycznym Rolnictwa 2001, wskaÿnik bonitacji gleb. Za przelicznik powierzchni u ytków rolnych wybrano przeliczniki dla gruntów ornych znajduj¹cych siê w drugim okrêgu podatkowym. Dla gruntów klasy III i IV zastosowano przeliczniki odpowiednio

2 Regionalne zró nicowanie skupu mleka w Polsce oraz czynniki je determinuj¹ce 57 dla klasy III a i IV a (wykorzystano przeliczniki zamieszczone w drugim rozdziale ustawy o podatku rolnym z dnia 15 listopada 1984 roku, Dz. U nr 52, poz. 268 z póÿniejszymi zmianami). W celu zbadania regionalnego zró nicowania skupu mleka w Polsce wykorzystano analizê skupieñ. Metoda ta nale y do hierarchicznych metod grupowania i polega na organizowaniu danych w pewne struktury lub grupy przez analizê podobieñstw w elementach poddanych badaniom wed³ug za³o onych kryteriów. Elementy te nale y podzieliæ w ten sposób, by utworzy³y grupy (klastry), w których pod wzglêdem okreœlonych cech s¹ one do siebie jak najbardziej podobne, a jednoczeœnie maksymalnie inne ni w pozosta³ych grupach [Dobosz 2001]. Jedn¹ z metod (zasad wi¹zania) stosowan¹ do podzia³u badanych zbiorowoœci jest metoda Ward a, w której do szacowania odleg³oœci miêdzy skupieniami wykorzystuje siê podejœcie analizy wariancji. Odleg³oœæ miêdzy grupami jest definiowana jako modu³ ró nic miêdzy sumami kwadratów odleg³oœci punktów od œrodka grup, do których punkty te nale ¹. Miar¹ podobieñstwa pomiêdzy obiektami jest odleg³oœæ euklidesowa [Pociecha i inni 1988]. Do obliczeñ wykorzystano program STATGRAPHICS plus 4.1. Szerzej o analizie skupieñ metod¹ Ward a pisz¹ m.in. wspomniani autorzy oraz Filipiak i Wilkos [1998]. W celu zidentyfikowania czynników wp³ywaj¹cych na regionalne zró nicowanie wielkoœci skupu mleka w Polsce zastosowano metodê regresji. Etapy postêpowania przy budowie modelu mo na okreœliæ w nastêpuj¹cych punktach: 1. Wybór zmiennej objaœnianej (Y) oraz dobór potencjalnych zmiennych objaœniaj¹cych X w oparciu o analizê merytoryczn¹. 2. Ocena statystyczna potencjalnych zmiennych objaœniaj¹cych. Jako kwalifikator pos³u y³ wspó³czynnik zmiennoœci, a jego wartoœæ krytyczn¹ okreœlono na 10%. 3. Kolejnym etapem by³ wybór zale noœci miêdzy zmiennymi (liniowej) i metody szacowania parametrów (metoda najmniejszych kwadratów). 4. Ostateczny zestaw zmiennych wybrano w wyniku zastosowania metody regresji krokowej. 5. Ostatnim etapem by³a weryfikacja modelu. Sk³ada³a siê na ni¹: analiza dopasowania modelu przy pomocy skorygowanego wspó³czynnika determinacji ( ) i b³êdu standardowego estymacji (Se), ocena istotnoœci parametrów przy pomocy testu t Studenta, graficzna analiza rozk³adu reszt oraz analiza autokorelacji (test Durbina Watsona). Równanie regresji wyra a najlepsze mo liwe oszacowanie zmiennej Y przy pomocy zmiennych objaœniaj¹cych X. Jest to metoda powszechnie znana. Szeroko na ten temat pisz¹ miêdzy innymi Luszniewicz i S³aby [1996], Gruszczyñski i Podgórska [1996] oraz Welfe [1998]. W oparciu o kryteria merytoryczne stworzono listê zmiennych mog¹cych wyjaœniæ bezpoœrednio lub poœrednio przyczyny regionalnego zró nicowania skupu mleka (jako zmienn¹ objaœnian¹ Y wybrano wielkoœæ skupu mleka na 1 hektar UR). Ponadto wybrano nastêpuj¹ce zmienne objaœniaj¹ce: x 1 udzia³ krów w pog³owiu byd³a, x 2 pog³owie krów na 100 ha UR, x 3 pog³owie byd³a na 100 ha UR, x 4 udzia³ GO w UR, x 5 udzia³ TUZ w UR, x 6 plony zbó (w dt/ha), x 7 plony ziemniaków (w dt/ha), x 8 plony siana ³¹kowego (w dt/ha), x 9 pog³owie trzody chlewnej na 100 ha UR, x 10 przeciêtny roczny udój mleka od krowy (w l), x 11 wartoœæ skupu produktów roœlinnych (w z³/ha), x 12 udzia³ UR w gospodarstwach indywidualnych (w %), x 13 wskaÿnik bonitacji gleb, x 14 przeciêtna powierzchnia gospodarstwa (w ha UR). a 5

3 58 J. Majewski Wyniki badañ W Polsce mo na zaobserwowaæ znacz¹ce zró nicowanie skupu mleka miêdzy województwami (rys. 1). Najwiêcej mleka, w przeliczeniu na hektar UR w 2003 roku, skupiono w województwie podlaskim (1338 l). Jest to oko³o dziesiêciokrotnie wiêcej ni w województwach zachodniopomorskim (130 l), dolnoœl¹skim (152 l) i podkarpackim (154 l). W pozosta³ych województwach skup mleka na hektar UR wynosi³ od niespe³na 200 litrów w województwie lubuskim do 663 litrów w mazowieckim. Zastosowanie regresji krokowej pozwoli³o na znalezienie (spoœród potencjalnych zmiennych objaœniaj¹cych od x 1 do x 14 ) czynników wp³ywaj¹cych na regionalne zró nicowanie wielkoœci skupu mleka w Polsce. Uzyskano nastêpuj¹cy model: Y = 1455,3 + 60,6. x ,7. x ,3. x 8 + 0,36. x ,6. x 14 (376,8) (6,4) (4,4) (4,9) (0,08) (5,7) Se = 83,5 a (0,003) (0,000) (0,005) (0,010) (0,001) (0,000) = 92,3% Regionalne zró nicowanie skupu mleka w Polsce zosta³o wyjaœnione za pomoc¹ oszacowanego modelu w 92,3%. Do modelu wesz³o piêæ zmiennych objaœniaj¹cych: pog³owie krów na 100 ha UR, udzia³ TUZ w UR, plony siana ³¹kowego, przeciêtny roczny udój mleka od krowy i przeciêtna powierzchnia gospodarstwa. W dalszej analizie, g³ównie w oparciu o zmienne, które zosta³y w³¹czone do równania regresji, wydzielono skupienia województw charakteryzuj¹ce siê podobieñstwem ze wzglêdu na wyró nione cechy (tab. 1). W oparciu o analizê skupieñ metod¹ Ward a, na podstawie cech przedstawionych w tabeli 1, wydzielono cztery skupienia województw (tab. 2). W pierwszym skupieniu znalaz³y siê województwa o najmniejszym skupie mleka na hektar UR (poza podkarpackim). Charakteryzowa³y siê one równie najni sz¹ obsada krów na 100 hektarów UR, najni szymi plonami siana ³¹kowego oraz najwiêksz¹ przeciêtn¹ powierzchni¹ gospodarstwa. Drugie skupienie charakteryzuje siê 3RGODVNLH 0D]RZLHFNLH àyg]nlh :LHONRSROVNLH.XMDZVNRSRPRUVNLH 3ROVND :DUPL VNR PD]XUVNLH /XEHOVNLH 2SROVNLH O VNLH ZL WRNU]\VNLH 3RPRUVNLH 0DáRSROVNLH /XEXVNLH 3RGNDUSDFNLH 'ROQR O VNLH =DFKRGQLRSRPRUVNLH VNXSPOHNDZOLWUDFK Rysunek 1. Skup mleka w przeliczeniu na hektar u ytków rolnych w Polsce w 2003 r. ród³o: obliczenia w³asne na podstawie Rocznika Statystycznego Województw 2004, GUS. najwy szym przeciêtnym rocznym udojem mleka od krowy oraz najni szym udzia³em TUZ w powierzchni UR. Jest to najbardziej zró nicowana grupa. Szczególnie województwa opolskie i œl¹skie ró ni¹ siê od pozosta³ych w tym skupieniu. Województwa trzeciego skupienia charakteryzuj¹ siê najni sz¹ przeciêtn¹ wielkoœci¹ gospodarstw i najmniejszym rocznym udojem mleka od krowy, a jednoczeœnie posiadaj¹ najwy sz¹ jakoœæ UR wyra on¹ wskaÿnikiem bonitacji gleb oraz wysoki udzia³ TUZ w UR. W czwartym skupieniu znalaz³y siê województwa o najwiêk-

4 Regionalne zró nicowanie skupu mleka w Polsce oraz czynniki je determinuj¹ce 59 Tabela 1. Œrednie wartoœci wybranych cech w wyodrêbnionych skupieniach Cechy Pog³owie krów Przeciêtnyrocznyudój mleka od krowy Udzia³ TUZ w UR Plonysiana ³¹kowego Przeciêtna wielkoœæ gospodarstwa WskaŸnik bonitacji gleb ród³o: obliczenia w³asne. Jednostka szt./100 ha l % dt/ha ha - Skupienie , ,3 20,4 11,5 0,826 12, ,5 38,8 11,0 0,833 19, ,3 38,0 4,5 0,885 28, ,4 43,7 8,2 0,659 Tabela 2. Podzia³ województw na skupienia metod¹ Ward'a ze wzglêdu na wybrane cechy Skupienia Województwa dolnoœl¹skie, zachodniopomorskie, lubuskie kujawsko-pomorskie, opolskie, pomorskie, œl¹skie, warmiñsko-mazurskie, wielkopolskie lubelskie, ma³opolskie, podkarpackie, œwiêtokrzyskie ³ódzkie, mazowieckie, podlaskie ród³o: obliczenia w³asne. szym skupie mleka na hektar UR. Ponadto województwa te charakteryzuj¹ siê najni szym wskaÿnikiem bonitacji gleb, a jednoczeœnie najwy szymi plonami siana ³¹kowego oraz najwy sz¹ obsad¹ krów na 100 hektarów. Podsumowanie Przeprowadzone badania wykaza³y regionalne zró nicowanie wielkoœci skupu mleka w Polsce. Wykorzystuj¹c analizê regresji spoœród potencjalnych czynników wyodrêbniono te, które wp³ywa³y na wielkoœæ skupu mleka w Polsce. Wykazano powi¹zania zmiennej objaœnianej z pog³owiem krów, przeciêtnym rocznym udojem mleka od krowy, udzia³em TUZ w UR, plonami siana ³¹kowego oraz przeciêtn¹ wielkoœci¹ gospodarstwa. W oparciu o wybrane cechy wykorzystuj¹c analizê skupieñ metod¹ Ward a dokonano podzia³u województw na cztery jednorodne grupy. Województwa nale ¹ce do skupienia czwartego charakteryzuj¹ siê najwy szym poziomem skupu mleka na hektar UR (niemal 900 l). W pozosta³ych grupach poziom ten waha³ siê od niewiele ponad 150 l w pierwszym skupieniu, przez oko³o 250 l w skupieniu trzecim do 395 l w skupieniu drugim. Ró nice te wynikaj¹ w znacznym stopniu z niskiej, w porównaniu z pozosta³ym skupieniami, jakoœci UR, co ogranicza mo liwoœæ rozwijania intensywnych upraw polowych. Nale y stwierdziæ, e przedstawione wyniki s¹ uogólnieniem, poniewa w wyodrêbnionych grupach, jak równie w samych województwach wystêpuj¹ dysproporcje w badanym zjawisku. W celu osi¹gniêcia bardziej szczegó³owych informacji nale y przeprowadziæ badania w oparciu o dane dotycz¹ce mniejszych jednostek, np. powiatów.

5 60 J. Majewski Literatura Dobosz M. 2001: Wspomagana komputerowo statystyczna analiza wyników badañ. Akademicka Oficyna Wydawnicza EXIT Warszawa. Filipiak K., Wilkos S. 1998: Wybrane metody analizy wielozmiennej i ich zastosowanie w badaniach przestrzennych. IUNG, Pu³awy. Gruszczyñski M., Podgórska M. 1996: Ekonometria. SGH, Warszawa. Luszniewicz A., S³aby T. 2001: Statystyka z pakietem komputerowym STATISTICA TM PL. Teoria i zastosowania. Wydawnictwo C.H. Beck, Warszawa; Pociecha J., Podolec B., Soko³owski A., Zaj¹c K. 1988: Metody taksonomiczne w badaniach spo³eczno ekonomicznych. PWN Warszawa. Rocznik Statystyczny Rolnictwa 2001: GUS, Warszawa. Rocznik Statystyczny Województw 2004: GUS, Warszawa. Ustawa o podatku rolnym z dnia 15 listopada 1984 roku, Dz. U nr 52, poz. 268 z póÿniejszymi zmianami. Welfe A. 1998: Ekonometria. PWE, Warszawa. Summary The paper presents regional differentiation in level of milk purchase per hectare of agricultural land and mail factors, which influenced to these differences. The regression analysis and cluster analysis showed those factors. They were number of cows per 100 ha of agricultural land in heads, average annual quantity of milk per cow, share of meadows and pastures in agricultural land area, yields of meadow hay per 1 ha, average farm area in ha of agricultural land area. Adres do korespondencji dr in. Janusz Majewski Katedra Ekonomiki Rolnictwa i Miêdzynarodowych Stosunków Gospodarczych SGGW ul. Nowoursynowska Warszawa tel. (0 22) , sek. Katedry (0 22) lub 03 majewskij@o2.pl