ZRÓ NICOWANIE CEN TRZODY CHLEWNEJ W POLSCE W UJÊCIU REGIONALNYM REGIONAL DIFFERENTATION OF PIG PRICES IN POLAND

Transkrypt

1 STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Roczniki Naukowe tom X zeszyt Mariusz Hamulczuk Szko³a G³ówna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie, Instytut Ekonomiki Rolnictwa i Gospodarki ywnoœciowej Pañstwowy Instytut Badawczy w Warszawie ZRÓ NICOWANIE CEN TRZODY CHLEWNEJ W POLSCE W UJÊCIU REGIONALNYM REGIONAL DIFFERENTATION OF PIG PRICES IN POLAND S³owa kluczowe: ceny trzody chlewnej, regionalne zró nicowanie, powi¹zanie cen Key word: pig prices, regional differentiation, price linkage Synopsis. W Polsce zaobserwowaæ mo na znaczne zró nicowanie cen i produkcji trzody chlewnej w poszczególnych regionach. Jest to proces dynamiczny uwarunkowany wieloma czynnikami. Celem opracowania by³a ocena stopnia tego zró nicowania, powi¹zañ cenowych miêdzy województwami oraz przyczyn takiego stanu rzeczy. Wstêp Polskie rolnictwo charakteryzuje siê znacznym zró nicowaniem w ujêciu regionalnym. Jego podstaw¹ s¹ uwarunkowania historyczne, przyrodnicze, spo³eczne i kulturowe. Regionalne zró nicowanie dotyczy równie produkcji i cen trzody chlewnej. G³ównym wyznacznikiem pozycji konkurencyjnej oferowanych towarów, z uwagi na znaczn¹ ich standaryzacjê, s¹ ceny. Jest zatem wa ne poznanie uwarunkowañ kszta³towania siê tych cen w czasie i przestrzeni. Generalnie, przy braku sztucznych barier handlowych, struktura cen na przestrzennie wyodrêbnionych rynkach kszta³towana jest w zale noœci od uk³adu kosztów transferowych. Odchylenia od tego wystêpuj¹ wówczas, gdy konsumenci preferuj¹ kupno artyku³ów pochodz¹cych z okreœlonego obszaru geograficznego lub, gdy mamy do czynienia z niepe³nym przep³ywem informacji. Teoretyczny fundament oceny cenowej efektywnoœci rynków w aspekcie tempa i si³y przekazu sygna³ów cenowych miêdzy ró nymi rynkami stanowi prawo jednej ceny. Zgodnie z nim, arbitra prowadzi do zrównania cen towarów homogenicznych na ró nych rynkach, gdy uczestnicy rynku nie bêd¹ akceptowaæ znacznie wy szych cen za ten sam towar [Conforti 004, Figiel 007, Tomek, Robinson 001]. Celem opracowania by³o zbadanie stopnia zró nicowania cen skupu trzody chlewnej w Polsce w ujêciu przestrzennym, ich transmisji miêdzy rynkami regionalnymi oraz wskazanie przyczyn takiego stanu rzeczy. Materia³y i metoda Kryterium wyodrêbniania regionów by³ podzia³ administracyjny kraju na województwa. W badaniach wykorzystano miesiêczne nominalne ceny skupu trzody chlewnej w poszczególnych województwach wg GUS z okresu od stycznia 1999 roku do marca 008 roku, wyra one w z³/100 kg. Dane o cenach skupu dotycz¹ cen p³aconych przez podmioty gospodarcze skupuj¹ce produkty rolne bezpoœrednio od ich producentów. Pewn¹ cech¹ utrudniaj¹c¹ wyci¹ganie wniosków by³ fakt, e by³y to ceny notowane i prezentowane wg siedziby skupuj¹cego. Z uwagi na znaczne luki (spowodowane wysok¹ koncentracj¹ skupu) z analizy wyeliminowano woj. œwiêtokrzyskie. Pozosta³e brakuj¹ce informacje (kilka obserwacji) oszacowano za pomoc¹ techniki interpolacyjnej. Obok danych miesiêcznych wykorzystano dane roczne w ujêciu wojewódzkim wg GUS dla lat Badania wstêpne obejmowa³y okreœlenie struktury szeregów czasowych cen wieprzowiny w poszczególnych województwach, stopnia integracji szeregów czasowych cen, okreœlenia wzajemnych relacji cenowych i ich zmian na przestrzeni analizowanego okresu. Przy ocenie struktury szeregów oraz w procesie ich dekompozycji zastosowano metodê Census X-11 [por. Findley i in.

2 118 Mariusz Hamulczuk 1988]. Szeregi czasowe cen wieprzowiny roz³o ono na trzy komponenty: d³ugookresowy trend (TC), na który sk³ada siê tendencja rozwojowa i wahania cykliczne, wahania sezonowe (S) i wahania przypadkowe (I). Stopieñ integracji poszczególnych zmiennych okreœlono zgodnie z nomenklatur¹ Engle a i Grangera. W tym celu zastosowano rozszerzony test pierwiastka jednostkowego ADF o statystyce 1 [Charemza, Deadman 1997]: y = δ y + γ y + ε t t 1 k j= 1 j t j t gdzie: δ parametr modelu stanowi¹cy podstawê badania integracji, j wykorzystany rz¹d opóÿnieñ. Hipotezê zerow¹ o wystêpowaniu pierwiastka jednostkowego (H 0 : d = 0) mo na odrzuciæ wówczas, gdy wartoœæ statystyki t jest wiêksza od wartoœci krytycznych t z tablic testu ADF. Dalsze badania obejmowa³y ocenê stopnia zró nicowania regionalnego cen trzody chlewnej (wariancja, zmiennoœci) i ocenê wp³ywu przyst¹pienia do UE na stopieñ zró nicowania cen miêdzy województwami. W tym drugim przypadku zastosowano statystykê testow¹ Fishera-Snedecora postaci [Cieciura, Zacharski 006]: U n1n Sˆ n1 U n1n = Sˆ n gdzie: Sˆ ˆ n wariancje dwóch próbek n 1 oraz n obrazuj¹cych zró nicowanie cen w dwóch podokresach. 1, S n Hipotezê zerow¹ o równoœci wariancji (H 0 : σ 1 = σ ) mo na odrzuciæ wówczas, gdy wartoœæ obliczonej statystki jest wiêksza lub mniejsza od wartoœci krytycznych odczytanych z tablic F dla n 1 1 i n 1 stopni swobody. W pracy, do oceny cenowych powi¹zañ wykorzystano kilka podejœæ, które mia³y za zadanie okreœlenie zwi¹zków miêdzy cenami na poszczególnych rynkach zarówno w ujêciu d³ugo-, jak i krótkookresowym. Analizy rozpoczêto od obliczenia ów miêdzy cenami i miêdzy przyrostami cen w poszczególnych województwach. Nastêpnie przeprowadzono analizê sk³adowych szeregów czasowych, testowano przyczynowoœæ i kierunki przebiegu impulsów cenowych. W ocenie krótkookresowych powi¹zañ miêdzy cenami na rynkach regionalnych zastosowano test przyczynowoœci Grangera [Charemza, Deadman 1997, Figiel 004]. Przyczynowoœæ w sensie Grangera zak³ada, e x jest przyczyn¹ dla y, je eli bie ¹ca wartoœæ zmiennej y mo e byæ przewidywana dok³adnie z wykorzystaniem opóÿnionych wartoœci zmiennych x ni bez nich, przy pozosta³ej niezmienionej informacji. Wyró niæ mo na równie natychmiastow¹ przyczynowoœæ, która ma miejsce wówczas, gdy bie ¹ce wartoœci y mog¹ byæ lepiej prognozowane przy u yciu bie ¹cych i przesz³ych wartoœci x, ceteris paribus. Postaæ równania jest nastêpuj¹ca: p k yt = A0 Dt + α j yt j + β j xt j + εt j= 1 j= 0 Jeœli β 0 = β 1 =...=β k = 0, to w sensie definicji Grangera x nie jest przyczyn¹ y. Do zweryfikowania hipotezy zastosowano test Fishera-Snedecora [Charemza, Deadman 1997]. W celu okreœlenia przyczyn regionalnego zró nicowania cen oraz uzasadnienia kierunków przep³ywu impulsów cenowych wykorzystano analizê [por. Cieciura, Zacharski 006]. Ocena stopnia regionalnego zró nicowania cen Ceny skupu trzody chlewnej w Polsce, podobnie jak w innych krajach, charakteryzuj¹ siê du ¹ zmiennoœci¹ [Hamulczuk 007]. Jest ona odzwierciedleniem wahañ cyklicznych i sezonowych, jakie mo na zaobserwowaæ na prze³omie analizowanego okresu (rys. 1). Pierwsze s¹ efektem tzw. mechanizmu cyklu œwiñskiego, a zakres ich zmiennoœci jest znacznie wiêkszy od zmiennoœci wynikaj¹cej z wahañ sezonowych i przypadkowych. Kszta³towanie siê cen skupu w ró nych regionach ma charakter kierunkowo zbli ony, co nie wyklucza pewnych dysproporcji, je eli chodzi o ich poziom. 1 Model ten mo e byæ rozszerzony o sk³adniki deterministyczne (wyraz wolny, trend, zmienne 0-1).

3 119 Rysunek 1. Ceny skupu ywca wieprzowego w Polsce w latach 1999 i POMORSKIE LUBELSKIE 007 w ujêciu regionalnym DOLNOŒL SKIE ród³o: opracowanie w³asne na podstawie danych GUS. WIELKOPOLSKIE KUJAWSKO-POMORSKIE PODKARPACKIE Je eli chodzi o stopieñ regionalnego zró nicowania cen to nie jest on OPOLSKIE ÓDZKIE PODLASKIE znaczny (rys. 1, ) i ulega³ zmianom w POLSKA rok 007 analizowanym okresie. W roku 1999 ŒL SKIE rok 1999 najwy sze ceny skupu by³y w woj. MA OPOLSKIE ŒWIÊTOKRZYSKIE opolskim, a najni sze w lubelskim. W WARMIÑSKO-MAZURSKIE roku 007 nadal najmniej p³acono rolnikom w woj. lubelskim, natomiast naj- LUBUSKIE MAZOWIECKIE wiêcej w zachodniopomorskim oraz lubuskim. Bior¹c pod uwagê przeciêtne ZACHODNIOPOMORSKIE ceny skupu ywca w latach to ich poziom jest najni szy w województwach, w których poda w najwiêkszym stopniu przewy sza zapotrzebowanie lokalnego przemy- cena z³/100 kg s³u. Wspó³czynnik liniowej pomiêdzy œredni¹ cen¹ w latach w poszczególnych regionach a nadwy k¹ (niedoborem) skupu nad ubojami wyniós³ 0,68. W porównaniu z rokiem 1999 najbardziej wzros³y ceny w woj. zachodniopomorskim (8%) i lubuskim (7%). Najmniejszy wzrost cen zaobserwowaæ mo na w woj. opolskim (10%) i pomorskim (1%). Zmiany cen s¹ skorelowane ujemnie ze zmianami pog³owia (r = 0,39). Ceny skupu ywca wieprzowego charakteryzuj¹ siê wahaniami sezonowymi. Najwy sze ceny s¹ w sierpniu i wrzeœniu, zaœ najni sze w dwóch pierwszych miesi¹cach roku. Dotyczy to wszystkich województw. Zaobserwowaæ mo na wzrost skali wahañ sezonowych w latach W 1999 roku amplituda wahañ sezonowych œrednich cen w Polsce wynosi³a 13,94%, a w roku 007 ju 3,35%. Ró nice w skali wahañ sezonowych miêdzy województwami w roku 1999 nie przekracza³y poziomu 4,18 pp. i 8,8 pp. w roku 007. Je eli chodzi o zmiany skali wahañ sezonowych w regionach to najwiêkszy wzrost (ponad 10 pp.) mia³ miejsce w woj. wielkopolskim i lubelskim. Najmniejsze zmiany mia³y miejsce w woj. zachodniopomorskim (,3 pp.), podkarpackim (4,8 pp.) i opolskim (5,1 pp.). Regionalne zmiany amplitud wahañ sezonowych powi¹zane s¹ dodatnio z wielkoœci¹ pog³owia, zaœ ujemnie ze skal¹ produkcji. Regionalne zró nicowanie cen skupu ywca wieprzowego miêdzy województwami jest coraz wiêksze. Mierzone iem zmiennoœci losowej w 1999 roku wynosi³o,66%, a w roku 007 ju 3,67%. Analiza wskazuje, e po wejœciu Polski do UE wzros³o regionalne zró nicowanie cen. Œwiadczyæ mog¹ o tym wartoœci a ziemnoœci losowej przedstawione na rysunku. Aby zweryfikowaæ hipotezê o takim wp³ywie porównano wartoœci œrednie wariancji cen ywca wieprzowego w ujêciu wojewódzkim przed wst¹pieniem do UE i po tym momencie. Wartoœæ obliczonej statystyki U testu Fishera-Snedecora wynios³a 1,79. Nie zawiera siê ona w przedziale wartoœci krytycznych testu dwustronnego (0,59; 1,73), co oznacza statystyczn¹ ró nicê miêdzy tymi dwoma okresami na poziomie istotnoœci 5%. Analizuj¹c stopieñ regionalnego zró nicowania cen Rysunek. Regionalne zró nicowanie cen skupu ywca wieprzowego w Polsce w latach mierzone iem zmiennoœci (Ve) na tle œrednich cen w kraju ród³o: opracowanie w³asne na podstawie danych GUS. Ceny [z³/100kg] Ceny TC Ceny Ve TC Ve sty-99 sty sty 0-sty 03-sty 04-sty 05-sty 06-sty 07-sty 08-sty Dodatkowo za pomoc¹ testu istotnoœci dla ró nic miêdzy œrednimi porównano wartoœci ów zmiennoœci przed i po wst¹pieniu do UE. Równie w tym przypadku wp³yw cz³onkostwa w UE okaza³ siê byæ statystycznie istotny na wzrosty regionalne zró nicowañ cenowych Ve [%]

4 10 Mariusz Hamulczuk skupu (rys. ) mo na zauwa yæ, e jego poziom zale y od fazy cyku œwiñskiego. Wysokim cenom skupu ywca towarzyszy zmniejszenie zró nicowania cen, natomiast fazie cyklu charakteryzuj¹cej siê niskimi cenami jego zwiêkszenie. Oznaczaæ to mo e wzrost nerwowoœci na rynku w okresie niskiej op³acalnoœci produkcji. Jest to okres kluczowy w procesie koncentracji produkcji, gdy dochodzi tutaj do ostrej konkurencji cenowej miêdzy regionami posiadaj¹cymi nadwy ki i niedobory. W takich okresach zaobserwowaæ mo na zaprzestanie chowu trzody chlewnej przez rolników z uwagi na brak op³acalnoœci produkcji i z³¹ ocenê perspektyw rynkowych. Oznaczaæ to mo e, e przed³u aj¹cy siê spadek cen, obok samego przyst¹pienia do UE i postêpuj¹cych procesów koncentracyjnych, mo e odpowiadaæ za wzrost dysproporcji cenowych miêdzy regionami. Regionalne zró nicowanie cen ywca wieprzowego ma charakter sezonowy. Najmniejsze zró - nicowanie wystêpuje w sierpniu (wskaÿnik sezonowoœci 75%) w okresie, kiedy poziom cen w Polsce jest najwy szy. Najwiêksze zró nicowanie cen ywca mo na zaobserwowaæ w listopadzie. WskaŸnik sezonowoœci zró nicowania w tym miesi¹cu wynosi 17%. Taki sezonowy rozk³ad cen skupu ywca i ich zmiennoœci oznaczaæ mo e, e sezonowy wzrost cen nastêpuje w miarê równolegle, natomiast tempo spadku cen w poszczególnych regionach nie jest takie samo. Powi¹zanie cen Obok samego faktu wystêpowania regionalnego zró nicowania cen istotne jest okreœlenie, które regiony w wiêkszym stopniu od innych decyduj¹ o poziomie cen i kierunku ich zmian. W tym przypadku mo na oceniaæ d³ugookresowe i krótkookresowe zale noœci. Je eli chodzi o te pierwsze to wstêpne badania wykaza³y fakt wystêpowania d³ugookresowych powi¹zañ cenowych. Wartoœci ów miêdzy cenami skupu ywca wieprzowego w poszczególnych województwach s¹ bardzo wysokie powy ej 0,9 (œrednio 0,96). Brak przesuniêæ cykli œwiñskich miêdzy województwami potwierdza analiza ów wzajemnej. Najwy sze wartoœci ów miêdzy sk³adnikami d³ugookresowego trendu TC cen regionalnych otrzymano dla zerowego opóÿnienia. Pobie ne analizy za pomoc¹ testu Englea-Grangera równie wykaza³y wystêpowanie d³ugookresowych powi¹zañ miêdzy cenami w poszczególnych regionach. Do oceny krótkookresowych powi¹zañ cenowych wykorzystano test przyczynowoœci Grangera. Jego zastosowanie wymaga, aby dane mia³y charakter stacjonarny. Analiza kszta³towania siê cen wieprzowiny wskazuje na niestacjonarnoœæ szeregów czasowych cen skupu ywca wieprzowego w województwach. Jest ona odzwierciedleniem wahañ cyklicznych i sezonowych jakie mo - na zaobserwowaæ na prze³omie analizowanego okresu. Pierwszy etap oceny zale noœci krótkookresowych obejmowa³ obliczenie ów liniowej miêdzy szeregami czasowymi cen w poszczególnych województwach zró nicowanymi z krokiem pierwszym i dwunastym oraz miêdzy cenami skorygowanymi z wahañ sezonowych i zró nicowanymi z krokiem pierwszym. We wszystkich przypadkach wartoœci ów Pearsona okaza³y siê wysokie (œrednia ich wielkoœæ dla kolejnych szeregów czasowych: 0,74 i 0,7) i statystycznie istotne na poziomie p < 0,01. Wskazywaæ to mo e na fakt wystêpowania powi¹zañ krótkookresowych. Jedynym przypadkiem, gdzie wielkoœæ ów odbiega³a od pozosta³ych regionów by³o woj. pomorskie (dwukrotnie r = 0,54). Jak wykaza³y dalsze analizy jest to region, gdzie zale noœci zdecydowanie odbiegaj¹ od typowych. W kolejnym kroku analizê krótkookresowych powi¹zañ przeprowadzono wykorzystuj¹c test przyczynowoœci Grangera. Do oceny powi¹zañ cenowych wykorzystano szeregi czasowe skorygowane z wahañ sezonowych i zró nicowane z krokiem pierwszym. Tak przekszta³cone szeregi czasowe charakteryzuj¹ siê stacjonarnoœci¹. Œwiadcz¹ o tym, obok graficznego obrazu ów auto i auto cz¹stkowej, wartoœci statystyk testu ADF. Na przyk³ad, dla szeregu czasowego cen skupu ywca w woj. dolnoœl¹skim po powy szym przekszta³ceniu wartoœci statystyki wynios³y: δ = 0,87, t = 4,9. Celem zastosowania testu Grangera jest okreœlenie sk¹d i dok¹d nastêpuje przep³yw sygna³ów rynkowych. Mimo, e test ten bezpoœrednio nie dowodzi wystêpowania zwi¹zków przyczynowych daje ku temu pewne wskazówki. W wersji natychmiastowej przyczynowoœci przep³yw sygna³ów by³ dwustronny i statystycznie istotny (p < 0,01) dla wszystkich województw. Oznacza to bardzo szybki przep³yw informacji i wysok¹ efektywnoœæ rynku.

5 11 Tabela 1. Kierunki przep³ywu a istotnoœci p < 0,05 Województwa impulsów cenowych miêdzy województwami, ocena na poziomie Dolnoœl¹skie Kujawsko-Pomorskie Lubelskie Lubuskie ódzkie Ma³opolskie Mazowieckie Opolskie Podkarpackie Podlaskie Pomorskie Œl¹skie Warmiñsko-Mazurskie Wielkopolskie Zachodniopomorskie Dolnoœl¹skie Kujawsko-Pomorskie Lubelskie L ubuskie ódzkie M a³opolskie Mazowieckie O polskie P odkarpackie P odlaskie P omorskie ««Œ l¹skie Warmiñsko-Mazurskie Wielkopolskie Z achodniopomorskie «a Za pomoc¹ strza³ek przedstawiono kierunki przep³ywów sygna³ów rynkowych miêdzy województwami, na przeciêciu których znajduje siê strza³ka. Np. oznaczenie w pierwszym polu oznacza przep³yw sygna³ó w c enowych z woj. kujawsko-pomorskiego do dolnoœl¹skiego. Z kolei oznaczenie «przedstawia dwustronn y charakter przep³ywów. ród³o: opracowanie w³asne na podstawie danych GUS. LUBUSKIE ŒL SKIE POMORSKIE PODLASKIE PODKARPACKIE MA OPOLSKIE ZACHODNIOPOMORSKIE ZACHODNIO-POMORSKIE OPOLSKIE DOLNOŒL SKIE MAZOWIECKIE KUJAWSKO-POMORSKIE WARMIÑSKO-MAZURSKIE LUBELSKIE ÓDZKIE WIELKOPOLSKIE sygna³y wychodz¹ce sygna³y przychodz¹ce Rysunek 3. Liczba statystycznie istotnych (p<0,05) wartoœci statystyk F testu przyczynowoœci Grangera (wartoœci te obrazuj¹ w ilu przypadkach ceny w danym województwie mia³y istotny wp³yw na poziom cen w innych województwach i w ilu przypadkach ulega³y zmianom pod wp³ywem cen w innych regionach. Np. woj. ³ódzkie ma istotny wp³yw na kszta³towanie siê cen w 11 regionach, zaœ zmiany cen w nim zale ¹ od kszta³towania siê cen tylko w jednym regionie. ród³o: opracowanie w³asne na podstawie danych GUS.

6 1 Mariusz Hamulczuk Tabela. Wspó³czynniki pomiêdzy liczb¹ a wybranymi zmiennym w ujêciu wojewódzkim Zmienne statystycznie istotnych Korelacja z liczb¹ impulsów wychodz¹cych liniowej rangowej impulsów cenowych Korelacja z liczb¹ impulsów przychodz¹cych liniowej rangowej Œrednia cena [z³/100kg] 0,34 0,7 0,45 0,39 Zmiany pog³owia [%] 0,71 0,68 0,68 0,76 Zmiany produkcji ywca [%] 0,7 0, 0,51 0,55 Liczba gospodarstw w roku 00 PSR 0,53 0,45 0,57 0,5 Pog³owie na gospodarstwo 00 PRS 0,9 0,36 0,6 0,14 Produkcja ywca na gospodarstwo 00 0,48 0,4 0,05 0,08 Zmiany cen skupu do ceny œredniej w 0,01 0,18 0,3 0,0 kraju w latach [pp.] Pog³owie na 100ha UR 00 0,59 0,60 0,31 0,35 Nadwy ka skup/uboju 006 r. [pp.] 0,47 0,6 0,34-0,3 ród³o: opracowanie w³asne na podstawie danych GUS. Aby oceniæ sk¹d najpierw przychodzi impuls do zmian cen zastosowano test przyczynowoœci, w którym zmiennymi objaœniaj¹cymi by³y jedynie opóÿnione zmienne y i x. Szczegó³owe wnioski z obliczeñ, w postaci okreœlenia kierunków przep³ywu sygna³ów cenowych, przedstawiono w tabeli 1, zaœ podsumowanie obliczeñ przedstawiono na rysunku 3. Wynika z nich, e przep³yw impulsów cenowych w najwiêkszym stopniu nastêpuje z województwa wielkopolskiego, nastêpnie ³ódzkiego, warmiñsko-mazurskiego i lubelskiego. Regiony dostosowuj¹ce swoje ceny w krótkim okresie to województwa Polski pó³nocno-zachodniej: pomorskie, zachodniopomorskie, lubuskie. Zastanawiaæ mo e relatywnie niewielki wp³yw województwa kujawsko-pomorskiego na kreowanie cen. Aby okreœliæ jakie czynniki wp³ywaj¹ na taki przestrzenny rozk³ad impulsów cenowych przeprowadzono analizê liniowej i rangowej pomiêdzy liczb¹ istotnych impulsów cenowych przedstawion¹ na rysunku 3, a potencjalnymi czynnikami mog¹cymi wp³ywaæ na taki stan rzeczy. Wyniki zawarto w tabeli. Uogólnienie tych obliczeñ wskazuje, e impulsy cenowe pochodz¹ z województw specjalizuj¹cych siê w produkcji ywca wieprzowego i zwiêkszaj¹cych swój udzia³ w rynku. Œwiadcz¹ o tym dodatnie i z wielkoœci¹ i zmianami pog³owia, liczba gospodarstw prowadz¹cych chów trzody czy wielkoœci¹ nadwy ki skupu nad wielkoœci¹ ubojów. W regionach, z których p³yn¹ sygna³y cenowe ceny skupu ywca s¹ ni sze ni w regionach bêd¹cych odbiorcami impulsów. Oznacza to, e ceny skupu s¹ ni sze w województwach posiadaj¹cych nadwy ki (koszty transportu), a g³ównym sposobem konkurencji jest konkurencja cenowa. Je eli chodzi o wp³yw skali produkcji to wyniki nie s¹ jednoznaczne. Istnieje dodatni zwi¹zek miêdzy liczb¹ impulsów wychodz¹cych a pog³owiem i produkcj¹ ywca na gospodarstwo. Brak jest natomiast zale noœci miêdzy tymi dwoma ostatnimi zmiennymi a liczb¹ sygna³ów przychodz¹cych. Oznacza to, e pewne uwarunkowania maj¹ charakter indywidualny i ujawniaj¹ siê ³¹cznie z innymi czynnikami. Wnioski Najwa niejsze wnioski z przeprowadzonych badañ. 1. W Polsce mamy do czynienia z regionalnym zró nicowanie cen skupu trzody chlewnej. Najni - sze ceny skupu ywca wieprzowego s¹ w województwach posiadaj¹cych lokalne nadwy ki poda y na popytem. Mo na zatem stwierdziæ, e przyczyn¹ regionalnego zró nicowania cen jest nierównomierna koncentracja produkcji w stosunku do przetwórstwa miêsnego. Taki uk³ad dysproporcji cenowych potwierdza rzeczywiste dzia³anie prawa popytu i poda y, jak równie prawa jednej ceny.. Zaobserwowaæ mo na systematyczny wzrost regionalnego zró nicowania cen skupu ywca wieprzowego, szczególnie po wejœciu do UE. Wœród przyczyn takiego stanu rzeczy nale y wymieniæ otwarcie na rynki zewnêtrzne, wzrost koncentracji produkcji i przemys³u spo ywczego.

7 13 3. Stopieñ regionalnego zró nicowania cen ma charakter sezonowy i jest powi¹zany z faz¹ tzw. cyklu œwiñskiego. Wiêksze zró nicowanie wystêpuje w fazach cyklu, kiedy mamy do czynienia z nadwy k¹ poda y na popytem. Nale y s¹dziæ, e w takich okresach dochodzi do najwiêkszej konkurencji cenowej miêdzy rolnikami prowadz¹cymi chów trzody z regionów charakteryzuj¹cych siê nadwy kami i niedoborami. 4. W Polsce mamy do czynienia z wystêpowaniem zarówno d³ugookresowych, jak i krótkookresowych powi¹zañ cenowych miêdzy regionami. Przep³yw impulsów cenowych jest bardzo szybki, co wskazuje na wysok¹ cenow¹ efektywnoœæ rynku wieprzowiny. 5. Z analizy zale noœci krótkookresowych wynika, e przep³yw impulsów cenowych nastêpuje z województw specjalizuj¹cych siê w produkcji ywca wieprzowego, zwiêkszaj¹cych swój udzia³ w rynku oraz charakteryzuj¹cych siê ni szymi cenami skupu ywca. Oznacza to, e g³ównym sposobem konkurencji jest konkurencja cenowa z uwagi na znaczn¹ homogenicznoœæ surowca i mo liwa dziêki specjalizacji w produkcji. Literatura Charemza W.W., Deadman D.F. 1997: Nowa ekonometria. PWE, Warszawa. Cieciura M., Zacharski J. 006: Statystyka matematyczna w ujêciu praktycznym. VIZJA PRESS&IT Sp. z o.o., Warszawa. Conforti P. 004: Price transmission in selected agricultural markets. [W:] FAO Commodity and Trade Policy Research Working. Paper No. 7. Figiel S. 004: Wspó³czesne metody analizy cenowego powi¹zania przestrzennie wyodrêbnionych rynków towarowych. Roczniki Naukowe SERiA, t. VI, z. 5, Warszawa. Figiel S. 007: Efektywnoœæ rynków rolnych. [W:] Rynek w ujêciu funkcjonalnym, Rembisz W., Idzik M. (red.). WSFiZ, IERIG -BIP, Warszawa. Findley D.F., Monsell B.C., Bell W.R., Otto M.C., Chen B.C. 1988: New Capabilities and Methods of the X-1-ARIMA Seasonal Adjustment Program. U.S. Bureau of the Census. Hamulczuk M. 007: Powi¹zania cen wieprzowiny pomiêdzy rynkiem polskim, duñskim i niemieckim. [W:] Problemy Rolnictwa Œwiatowego, T. XVII. SGGW, Warszawa. Tomek W.G., Robinson K.L. 001: Kreowanie cen artyku³ów rolnych. PWN, Warszawa. Summary In Poland the regional differentiation of the pig production and the prices can be observed. Regional differentiation is a dynamic process caused by various factors. The aim of the research has been to examine the range of regional differentiation of pig price, the linkage of pig prices between regions and to discover causes influence regional differentiation and flow of price signals between regions in Poland. Adres do korespondencji: dr in. Mariusz Hamulczuk Szko³a G³ówna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie Katedra Ekonomiki Rolnictwa i Miêdzynarodowych Stosunków Gospodarczych ul. Nowoursynowska Warszawa tel. () mariusz_hamulczuk@sggw.pl