MODELE POPYTU KONSUMPCYJNEGO DLA BRANŻ PIWOWARSKIEJ I SPIRYTUSOWEJ

Michał Purczyński * MODELE POPYTU KONSUMPCYJNEGO DLA BRANŻ PIWOWARSKIEJ I SPIRYTUSOWEJ Wstęp Tmatyka modli popytu konsumpcyjngo dla branż piwowarskij i spirytusowj jst szroko obcna w litraturz polskij i światowj 1. Jdnak z względu na dynamiczni zminiającą się rzczywistość gospodarczą, oszacowania otrzyman przd kilku laty szybko się dzaktualizują i ni mogą być użyt do biżących analiz mikro- lub makrokonomicznych. Zatm chcąc podjmować racjonaln dcyzj gospodarcz, nalży rstymować modl popytu konsumpcyjngo i ponowni zbadać czynniki wpływając na popyt na alkohol. W polityc społcznj państwa modl popytu konsumpcyjngo mogą być wykorzystan do rgulacji ilości spożywango alkoholu i do minimalizacji jgo ngatywngo wpływu na społczństwo, np. poprzz podnoszni barir podatkowych. Modl można mianowici wykorzystać do formułowania scnariuszy kształtowania się przychodów podatkowych budżtu wraz z zmianami stawk podatku akcyzowgo. Za pomocą kilku prostych przkształcń możliw jst wyznaczni krzywj przychodów podatkowych i ustalni stawki podatku maksymalizującj wpływy podatkow 2. * Autor przygotowuj rozprawę doktorską w Katdrz Ekonomtrii pod kirunkim prof. dr hab. Bogusława Guzika. 1 W litraturz polskij tmatyką budowy modli popytu konsumpcyjngo zajmowali się między innymi: Z. Milcka-Kubiń, Ilościow aspkty badania problmów alkoholowych w Polsc, Prac naukow, AE w Katowicach 2001; B. Suchcki, A. Wlf, Popyt i rynk w warunkach nirównowagi, PWE, Warszawa 1988. W litraturz światowj można znalźć m.in. opracowania: Y. Andrinko, A. Nmtsov, Estimation of individual dmand for alcohol, Economic Rsarch Ntwork Russia and CIS, Moskwa, nr 10/2005; T. Norström, Th pric lasticity for alcohol in Swdn 1984 2003, Nordic Studis on Alcohol and Drugs, vol. 22, 2005, s. 87-101; A.M. Angulo, J.M. Gil, A. Gracia, Th dmand for alcoholic bvrags in Spain, Agricultural Economics, vol. 26, nr 1/2001, s. 71-83. 2 Najsłynnijsza z krzywych podatkowych została sformułowana przz amrykańskigo konomistę Arthura Laffra w roku 1974 i została spopularyzowana pod nazwiskim

Z koli w przdsiębiorstwi, modl popytu konsumpcyjngo są wykorzystywan do przygotowywania prognoz sprzdaży, któr znajdują zastosowani między innymi w następujących obszarach: zarządzani sprzdażą: - ustalani clów prmiowych dla pracowników i odbiorców, zarządzani produkcją: - przygotowywani planów produkcyjnych, - podjmowani dcyzji o rozbudowach zakładów i linii produkcyjnych, - optymaln wykorzystani nakładów siły roboczj, - optymalizacja zapasów produktu gotowgo, zarządzani finansami: - przygotowywani planów finansowych, - podjmowani dcyzji cnowych (szczgólni w przypadku monopolu i oligopolu) 3. Na powyższych przykładach widać, jak szroki jst zastosowani prognoz sprzdaży oraz jak ważna rolą odgrywa modlowani popytu. Clm artykułu jst zbudowani i oszacowani modli popytu konsumpcyjngo dla branży piwowarskij i branży spirytusowj. W koljnych pracach powyższ modl zostaną wykorzystan do optymalizacji polityki cnowj przdsiębiorstwa. Plan artykułu jst następujący: w rozdzial 1 ustalono zbiór potncjalnych zminnych objaśniających i zdfiniowano zminn objaśnian. Rozdział 2 i 3 w całości poświęcono stymacji paramtrów modli odpowidnio: branży spirytusowj i branży piwowarskij. W rozdzial 4 porównano i zintrprtowano otrzyman oszacowania paramtrów modli popytu konsumpcyjngo. autora. Przykład stymacji i wykorzystania krzywj Laffra do szacowania przychodów z podatków pośrdnich można znalźć w pracy B. Guzik, Krzyw przychodów z podatków pośrdnich w świtl modli popytu konsumpcyjngo. Przypadk szczgólny: modl z asymptotyczni zrowym popytm, Badania Opracyjn i Dcyzj, nr 1/2007. 3 Zob. H. Varian, Mikrokonomia, PWN, Warszawa 2002, s. 434-440, s. 494-497. 24

1. Sformułowani modli popytu konsumpcyjngo Do oszacowania modli użyto kwartalnych danych statystycznych z lat 2001 2008. Z względu na fakt, ż GUS monitoruj kwartalną sprzdaż alkoholi od roku 2003, lata 2001 2002 przybliżono kwartalnymi danymi dotyczącymi produkcji alkoholi. Tortyczni można było by skrócić okrs badawczy i zacząć analizy od roku 2003, jdnak okrs 2001 2002 był bardzo cikawy, gdyż miały mijsc gwałtown zmiany akcyzy, powodując duż zmiany w rjstrowanj konsumpcji alkoholu w Polsc. Źródłm danych statystycznych dotyczących wilkości sprzdaży i płac brutto był Główny Urząd Statystyczny. Ponadto korzystano z danych Instytutu Mtorologii i Gospodarki Wodnj (śrdnia tmpratura misięczna) oraz z firmy badawczj AC Nilsn (cny alkoholi). Oszacowania paramtrów modli dokonano za pomocą programu EViws. Zminn objaśnian Za zminną objaśnianą zarówno dla modlu popytu na piwo, jak i na wódkę, zamiast ogólngo spożycia, przyjęto spożyci na osobę dorosłą. Taka modyfikacja zminnj objaśnianj jst jak najbardzij uzasadniona. W latach 2001 2008 płnoltniość uzyskało pokolni wyżu z początku lat 80, zatm częściowy wzrost sprzdaży alkoholu był spowodowany zwiększnim populacji osób dorosłych 4. SG (1) S w = w, A SG (2) S p = p. A Indks w oznacza wódkę, a indks p piwo. S kwartalna sprzdaż w hktolitrach na tysiąc osób, SG sprzdaż globalna w hktolitrach, A liczba dorosłych w tysiącach. 4 Pod pojęcim osoby dorosłj, rozumi się osobę zamldowaną na trytorium Polski czasowo lub na stał i mającą w dniu 1 stycznia dango roku kalndarzowgo ukończon 18 lat. 25

Zminn objaśniając Do ustalnia zbioru potncjalnych zminnych objaśniających użyto mtody Hllwiga. Wdług założń mtody zminn, któr wybiramy do modlu powinny być silni skorlowan z zminną objaśnianą, a słabo skorlowan między sobą 5. Na podstawi przprowadzonych obliczń wybrano następując zminn: I dochody brutto rprzntowan przz przciętn kwartaln wy nagrodzni na osobę (w zł na osobę), T śrdnia misięczna tmpratura (w stopniach Clsjusza), c p cna piwa (śrdnia cna kwartalna w zł za pół litra piwa), c w cna wódki (śrdnia cna kwartalna w zł za pół litra wódki), Q 1, Q 2, Q 3, Q 4 szonow zminn zrojdynkow, dotycząc poszczgólnych kwartałów. Zminna Q i ma wartość 1 w obsrwacjach nalżących do kwartału i-tgo oraz wartość zro w pozostałych kwartałach. Dochody brutto dcydują o sil nabywczj konsumnta i stanowią istotny czynnik długotrminowgo wzrostu popytu. Dość wyraźni podlgają wahaniom koniunkturalnym. Jst to widoczn w postaci zwiększnia dynamiki wzrostu sprzdaży w okrsi prosprity gospodarczj i zmnijsznia w czasi rcsji. Cna piwa i cna wódki w zdcydowanym stopniu zalży od wysokości podatku akcyzowgo i podatku VAT. Z względu na fakt, ż piwo i wódka są substytutami, w modlach popytu na piwo i wódkę uwzględniano cnę substytutu. W snsi torii popytu konsumpcyjngo alkohol jst dobrm normalnym, zatm wzrost cny substytutu np. piwa prowadzi do wzrostu sprzdaży dobra modlowango (np. wódki). Popyt na alkohol (szczgólni piwo) podlga wahaniom szonowym, dlatgo w modlach znalazły się szonow zminn zrojdynkow Q1,, Q4. Jżli w modlu kwartalnym występuję zminn zrojdynkow Q1,, Q4, to ni ma w nim wyrazu wolngo jst on ukryty jako suma paramtrów dotyczących tych zminnych 6. Podobny charaktr 5 Z. Hllwig, Problm optymalngo doboru prdykant, Przgląd Statystyczny, 1969 nr 3-4. 6 Gdy do modlu wprowadzimy wszystki zminn szonow oraz zminną const = 1 dotycząca wyrazu wolngo, to ta ostatnia będzi liniową kombinacją (a dokładnij sumą) zminnych szonowych, co oznacza ścisłą współliniowość zminnych objaśniających, z wszystkim z tgo wypływającymi ngatywnymi konskwncjami. 26

ma tmpratura T, która tż jst symptomm szonowości. Być moż nalży uwzględnić tylko jdn typ zminnych szonowych. Nimnij, w niktórych modlach okazywało się, ż istotn są zarówno zminn Q, jak i zminna T, co można zrozumić jako sugstię, ż istniją dwa typy szonowości: kwartalna (szonowość wdług daty) rprzntowana przz zminn Q oraz szonowość dotycząca pory roku. W tabli 1 przdstawiono współczynniki korlacji liniowj między zminnymi modli popytu. Tabla 1. Współczynniki korlacji liniowj między zminną objaśnianą, a zminnymi objaśnianymi modli popytu Współczynnik korlacji liniowj Cp Cw T I Sp -0,45-0,36 0,86 0,42 Sw -0,56-0,63-0,10 0,71 Źródło: opracowani własn. Zgodni z przypuszczniami występuj dodatnia korlacja między dochodami, a sprzdażą piwa i wódki. Tmpratura jst bardzo silni skorlowana z sprzdażą piwa i praktyczni ni jst istotna w przypadku sprzdaży wódki. Natomiast cny alkoholi są skorlowan ujmni z zarówno z sprzdażą piwa, jak i z sprzdażą wódki. Tn fakt z pozoru wydaj się nilogiczny, przciż wzrostowi cn piwa powinin towarzyszyć wzrost popytu na wódkę czyli współczynnik korlacji liniowj powinin być dodatni. Jdnak współczynnik korlacji liniowj np. między cną piwa a sprzdażą wódki, ni bada wpływu pozostałych zminnych. Zatm, jżli w większości kwartałów z badango okrsu ralna cna piwa spadała a sprzdaż wódki rosła, to współczynnik korlacji liniowj będzi mnijszy od zra. Z względu na inflację, dochody brutto oraz cny napojów alkoholowych uralniono, dziląc j przz wskaźnik inflacji. Postać analityczna Na podstawi przprowadzonych obliczń stwirdzono, ż popyt na alkohol najlpij opisuj wiloczynnikowy modl potęgowowykładniczy. W jgo części potęgowj występują dochody brutto oraz cny alkoholi, w części wykładniczj zminn zrojdynkow 27

i tmpratura. Dzięki takij postaci funkcyjnj, modl charaktryzował się stałymi lastycznościami względm dochodów i cn oraz stałymi stopami wzrostu względm zminnych zrojdynkowych i tmpratury. 2. Modl popytu konsumpcyjngo dla branży spirytusowj Zgodni z tym co napisano powyżj, modl popytu na wyroby spirytusow jst wiloczynnikowym modlm potęgowo-wykładniczym opisany za pomocą wzoru: (3) 1 a2 3 4T 5Q1 6Q2 7Q3 d S w I cw cp. Symbol wyjaśniono w rozdzial 1. Przz oznaczono paramtry, a litra d oznacza wyraz wolny formy linaryzowanj. Dobór zminnych do modlu przprowadzono za pomocą mtody rgrsji krokowj wstcz 7. Zatm modl wyjściowy składał się z wszystkich potncjalnych zminnych objaśniających. Następni usunięto z modlu zminną najbardzij niistotną i ponowni oszacowano modl. Procdurą powtarzano tak długo, aż pozostały wyłączni zminn statystyczni istotn. W pirwszj itracji usunięto zminną T, która miała najmnijszy wpływ na zminną objaśnianą i najniższą wartość statystyki t-studnta. Po ponownj stymacji modlu, pozostał zminn objaśniając okazały się statystyczni istotn. Ogólni modl końcowy miał formę: (4) 1 a2 3 4Q1 5Q2 6Q3 d Sw I cw cp. Oszacowani modlu (4) scharaktryzowano w tabli 2. 7 P. Dittmann, Prognozowani w przdsiębiorstwi, Oficyna Ekonomiczna, Kraków 2004, s. 138-140. 28

Tabla 2. Oszacowania paramtrów modlu sprzdaży wódki (modl W1) Modl W1 Cofficint Std. Error t-statistic LN(I) 1,73 0,44 3,90 LN(c p ) 1,66 0,81 2,06 LN(c w ) - 1,39 0,33-4,28 Q 1-0,34 0,06-6,11 Q 2-0,26 0,06-4,48 Q 3-0,29 0,06-5,28 d - 9,38 4,19-2,23 r (korlacja wiloraka) 0,93 Durbin-Watson stat 1,77 Źródło: opracowani własn. Znaki paramtrów modlu są zgodn z intuicją: ma mijsc dodatnia zalżność od dochodów oraz cn dobra substytucyjngo (piwa) oraz ujmna zalżność od cny dobra badango (wódki). Wszystki zminn modlu są istotn, jdnak ich odchylnia standardow są dość duż w stosunku do wartości oszacowanych paramtrów. Niska wartość statystyki Durbina-Watsona świadczy o istniniu niwilkij autokorlacji składnika losowgo 8. Dopasowani modlu jst umiarkowan współczynnik dtrminacji wynosi 0,87. Elastyczność dochodowa wynosząca 1,73 świadczy o silnj zalżności między konsumpcją wyrobów spirytusowych, a poziomm dochodów konsumntów. Wdług przdstawiongo modlu, wzrost dochodów o 1% powoduj wzrost sprzdaży o 1,73%. Oszacowani to jst wyższ od innych porównywalnych oszacowań uzyskanych dla modli popytu na wódkę 9. 8 Przybliżni współczynnika autokorlacji ma postać, r A = 1 dw/2, zob. np. B.Guzik, W. Jurk, Podstawow mtody konomtrii, Wyd. Akadmii Ekonomicznj w Poznaniu, Poznań 2003, s. 138. Dla modlu W1 jst r A = 1 1,77/2 = 0,12. 9 Np. oszacowani lastyczności dochodowj dla sprzdaży wyrobów spirytusowych w latach 1955-1991 uzyskan przz Z. Milcką-Kubiń wynosi 0,92. Zob. Z. Milcka-Kubiń, Ilościow aspkty badania problmów alkoholowych w Polsc, Prac naukow, AE w Katowicach 2001, s. 96. W monografii Suchckigo i Wlf oszacowani lastyczności dochodowj popytu na wyroby alkoholow dla lat 1961-1978 wynosi, w zalżności od mtody stymacji, od 1,3 do 1,4. Zob. B. Suchcki, A. Wlf, Popyt i rynk w warunkach nirównowagi, PWE, Warszawa 1988. Oszacowania t dokony- 29

Oszacowani lastyczności miszanj popytu na wódkę względm cny piwa, świadczy o silnj zalżności substytucyjnj badanych produktów. Wzrost cny piwa o 1% powoduj śrdnio biorąc wzrost sprzdaży wódki o 1,66%. Elastyczność cnowa popytu na wódkę wynosząca 1,39 jst co do znaku i bzwzględnj wartości zgodna z oczkiwaniami. Oszacowani to doskonal tłumaczy dość mocną rakcję konsumntów na zmianę stawki podatku akcyzowgo, i co się z tym wiąż, zmianę cny. Oszacowania paramtrów Q 1,.., Q 3 są statystyczni istotn i potwirdzają występowani zjawiska szonowości w sprzdaży wódki. Wzrost sprzdaży wódki w kwartal 4 został uwzględniony przz odpowidnią kombinację paramtrów Q i wyrazu wolngo d. Tak duża sprzdaż alkoholu w ostatnim kwartal roku spowodowana jst Świętami Bożgo Narodznia i Sylwstrm. Na wykrsi 1 przdstawiono dan modlow i mpiryczną sprzdaż wódki. Wykrs 1. Modl W1 i dan mpiryczn ln(s w /A) 3,5 3,2 2,9 2,6 2,3 2,0 LN(Sw/A) Modl(W1) 2001 Q1 2001 Q3 2002 Q1 2002 Q3 2003 Q1 2003 Q3 2004 Q1 2004 Q3 2005 Q1 2005 Q3 2006 Q1 2006 Q3 2007 Q1 2007 Q3 2008 Q1 2008 Q3 Źródło: opracowani własn. W trzcim kwartal 2002 r. zanotowano bardzo duży spadk sprzdaży spowodowany planowanym obniżnim akcyzy w kwartal 4. Hurtownicy i dystrybutorzy alkoholu, biorąc pod uwagę zmianę stawki wan były jdnak na podstawi nico innych modli, a przd wszystkim na podstawi innych danych niż w tym artykul. 30

podatku akcyzowgo, postanowili bowim zjść z zapasami wódki praktyczni do zra, godząc się na chwilow braki towaru na rynku. W przciwnym wypadku, po obniżniu akcyzy i tak musiliby zmnijszyć cnę drogigo alkoholu do cny rynkowj, tracąc przy tym nimało piniędzy. Efkt tn jst nazwany w trminologii logistycznj fktm byczgo bicza 10 i wiąż się z faktm gwałtowngo zwiększania/zmnijszania zapasów i sprzdaży na skutk przwidywanych zmian cn. W 2006 roku w kwartałach Q1,, Q3 wilkość sprzdaży uzyskana z modlu zawyża sprzdaż faktyczną. Na podstawi posiadanj widzy i dostępnych danych nizwykl trudno jst tu wytłumaczyć duży spadk mpirycznych wartości sprzdaży na początku roku 2006. Na wykrsi 2 przdstawiono tndncję rozwojową sprzdaży wódki w Polsc. W latach 2001 2005 głównym czynnikim dtrminującym sprzdaż wódki była cna alkoholu silni zalżna od stawki podatku akcyzowgo. Natomiast wzrost sprzdaży w latach 2006 2008 był spowodowany dynamicznym wzrostm dochodów konsumntów, na śrdnim kwartalnym poziomi wynoszącym 5,4%. Wykrs 2. Tndncja rozwojowa w modlu W1 3,5 3,2 2,9 2,6 2,3 2,0 LN(Sw/A) Modl(W1) 2001 Q1 2001 Q3 2002 Q1 2002 Q3 2003 Q1 2003 Q3 2004 Q1 2004 Q3 2005 Q1 2005 Q3 2006 Q1 2006 Q3 2007 Q1 2007 Q3 2008 Q1 2008 Q3 Źródło: opracowani własn. 10 Logistyka dystrybucji (rd. K. Rutkowski), Difin, Warszawa 2002, s. 131. 31

Po usunięciu szonowości, współczynnik korlacji wilorakij wynosi 0,79, zatm zminn niszonow w wysokim stopniu wyjaśniają wahania sprzdaży wódki w badanym okrsi. Podjęto próby polpsznia dopasowania modlu, poprzz dodani zminnych sztucznych w kwartałach poprzdzających planowan zmiany stawk podatku akcyzowgo. Otrzyman rzultaty minimalni poprawiły wartość współczynnika dtrminacji i ni spowodowały istotnj zmiany w oszacowaniach paramtrów. 3. Modl popytu konsumpcyjngo dla branży piwowarskij Prac nad oszacowanim modlu popytu na piwo rozpoczęto od ogólngo modlu potęgowo-wykładniczgo opisango wzorm: (1) 1 a2 3 4T 5Q1 6Q2 7Q3 d Sp I cw cp. Symbol wyjaśniono w rozdzial 1. Podobni jak w przypadku modlu popytu na wódkę, dobór zminnych przprowadzono mtodą rgrsji krokowj wstcz. Jdnak, czgo się nispodziwano, w drugij itracji cna wódki okazała się zminną niistotną. Przprowadzono szrg dodatkowych analiz i zauważono, ż w latach 2001 2003 cna wódki, na skutk dużgo obciążnia podatkim akcyzowym, wyraźni przwyższała cnę piwa i praktyczni wódka ni stanowiła konkurncji dla sprzdaży piwa. Pod konic roku 2002 Ministrstwo Finansów obniżyło stawkę podatku akcyzowgo na wyroby spirytusow. Gwałtowny spadk cn, zwiększył konkurncyjność produkcji lgalnj i przyczynił się do ogranicznia nirjstrowanj produkcji i importu. Tak istotn zmiany sytuacji gospodarczj sprawiły, ż przyjęt w modlu 4 założni o stałości paramtrów w czasi było błędn. Problm rozwiązano używając modlu sgmntowgo opisango formułą: (2) S p I I 1 1 c c a2 w a2 w 1 2 1 c c 3 p 3 p 2 4T 4T 5Q1 6Q2 7Q3 5Q1 6Q2 7Q3 d d dla 2001 2004. dla 2005 2008 32

Mtodą ksprcką za punkt zwrotny w modlu sgmntowym przyjęto styczń 2005 roku, choć trzba powidzić, ż idntyfikacja punktu zwrotngo ni była łatwa 11. Tortyczni największy spadk cn nastąpił w 4 kwartal 2002 roku. Jdnak cny piwa i wódki dość wyraźni obniżały się jszcz przz cały rok 2003 i 2004. Dopiro na początku roku 2005 cny alkoholi się ustabilizowały i cna alkoholu uzyskango z wódki i piwa zaczęła być porównywalna. W modlu sgmntowym zapisanym za pomocą wzoru 6 znajdują się wszystki potncjaln zminn objaśniając. Eliminacji zminnych niistotnych dokonano za pomocą mtody rgrsji krokowj wstcz. W koljnych tapach usuwano: Q 1 oraz c w dla sgmntu nr 1, otrzymując wzór: (3) S p I I 1 c 1 3 p 1 a2 cw 2 4T c 3 p 5Q2 6Q3 2 4T d 5Q2 6Q3 d dla 2001 2004. dla 2005 2008 Zgodni z oczkiwaniami, gdy poziom akcyzy na wybory spirytusow był bardzo wysoki, cna wódki była zminną niistotną. Dopiro w drugim sgmnci wartość statystyki t-studnta dla cny wódki przkroczyła standardowy 5 procntowy poziom istotności. Oszacowani modlu (7) przdstawiono w tabli 3. Z względu na wysoką wartość współczynnika dtrminacji i stosunkowo mał odchylnia standardow paramtrów, otrzyman rzultaty są dużo lpsz niż w przypadku modli opisujących rynk wódki. Wartość statystyki Durbina-Watsona świadczy o braku autokorlacji składnika losowgo. Znaki paramtrów są snsown ma mijsc dodatnia korlacja z dochodami i cną substytutu (wódki) oraz ujmna z cną piwa. Oszacowani lastyczności miszanj popytu równ 0,34 wydaj się być poprawn wzrost cny wódki o 1% powoduj wzrost sprzdaży piwa o 0,34%. 11 Ni ma jdnj uniwrsalnj statystycznj mtody idntyfikacji punktów zwrotnych. Szroki zakrs statystycznych mtod lokalizacji punktów zwrotnych podano w monografii B.Guzik, Sgmntow modl konomtryczn, Wyd. Akadmii Ekonomicznj w Poznaniu, Poznań 1993, s. 152-221. 33

Tabla 3. Oszacowania paramtrów modlu sprzdaży piwa (P1) Modl P1 Cofficint Std. Error t-statistic LN(I) 0,71 0,10 6,97 LN(c p(1) ) - 0,78 0,15-5,17 LN(c p(2) ) - 2,22 0,56-3,97 LN(c w(2) ) 0,34 0,14 2,52 T 0,01 0,002 6,11 Q 2 0,24 0,03 8,84 Q 3 0,19 0,04 5,19 d - 0,44 0,94-0,47 r (korlacja wiloraka) 0,99 Durbin-Watson stat 2,01 Źródło: opracowani własn. Oszacowani paramtru lastyczności dochodowj równ 0,71 jst zdcydowani niższ od lastyczności dochodowj popytu na wódkę, zatm piwo w porównaniu do wódki jst mnij wrażliw na zmiany dochodów. Taka wartość lastyczności dochodowj jst zbiżna z wynikami przntowanymi w litraturz, poniważ zwykl najpopularnijszy w danym kraju alkohol ma co do wartości bzwzględnij najniższą wartość lastyczności cnowj i dochodowj 12. O il w pirwszym sgmnci lastyczność cnowa popytu na piwo jst co do modułu bardzo niska i wynosi 0,78, to w drugim sgmnci wyraźni rośni, uzyskując poziom 2,22. Taka zmiana wartości sugruj, ż na skutk obniżnia akcyzy na wódkę i stopniowgo podnosznia cny piwa w latach 2007 2008, wódka stała się ważnym substytutm piwa. W przypadku gdy lastyczność cnowa jst niwil mnijsza od 1, mamy do czyninia z popytm stosunkowo mało lastycznym. Moż to być wykorzystan przz producntów piwa, którzy podnosząc cny będą zwiększali swoj przychody bz istotngo pogorsznia sprzdaży. Natomiast gdy lastyczność cnowa wyraźni przkracza poziom 1 (tak jak miało to mijsc w latach 2005 2008) sytuacja browarów ulga zasadniczj zmiani. Ni dość, ż sam ni mogą podwyższać cny piwa 12 Zob. Milcka-Kubiń Z., Ilościow aspkty badania problmów alkoholowych w Polsc, Prac naukow, Akadmia Ekonomiczna w Katowicach 2001, s. 90. 34

bz wyraźngo spadku sprzdaży, to jszcz muszą cały czas monitorować cnę wódki i analizować posunięcia branży spirytusowj. Intrprtacja oszacowania paramtru T jst następująca wzrost tmpratury o 1 stopiń Clsjusza ponad tmpraturę przciętną ctris paribus prowadzi do zwiększnia sprzdaży piwa o 1%. Znajomość wpływu paramtru T umożliwia przygotowani symulacji sprzdaży i zapasów produktu gotowgo w zalżności od prognozowanj tmpratury. Jak wczśnij wspomniano, poza szonowością związaną z tmpraturą, w przypadku modlu popytu na piwo występuj takż szonowość kalndarzowa. W kwartal II i III sprzdaż piwa rośni odpowidnio o 24% i 19%, w porównaniu do wartości wynikających z oddziaływania zminnych niszonowych i tmpratury. Wzrost popytu w kwartal III jst spowodowany wakacjami i okrsm urlopowym, który niwątpliwi sprzyja konsumpcji piwa. Przyczyną wzrostu sprzdaży w kwartal II są liczn imprzy plnrow w maju i czrwcu oraz częst, chętni oglądan w tlwizji, imprzy sportow w końcówc kwartału (np. mistrzostwa w piłc nożnj). Wykrs 3. Modl P1 i dan mpiryczn ln(s p /A) 6,0 5,8 5,6 5,4 5,2 5,0 LN(Sp/A) Modl(P1) 2001 Q1 2001 Q3 2002 Q1 2002 Q3 2003 Q1 2003 Q3 2004 Q1 2004 Q3 2005 Q1 2005 Q3 2006 Q1 2006 Q3 2007 Q1 2007 Q3 2008 Q1 2008 Q3 Źródło: opracowani własn. W porównaniu do modlu sprzdaży branży spirytusowj, modl P1 sugruj o wil bardzij wyrazistą szonowość współczynnik dtrminacji modlu po usunięciu szonowości wynosi tylko 0,2, podczas 35

gdy po jj uwzględniniu aż 0,99. Na wykrsi 4 przdstawiono tndncję rozwojową w modlu popytu na piwo. Wykrs 4. Tndncja rozwojowa w modlu P1 6,0 5,8 5,6 5,4 5,2 5,0 LN(Sp/A) Modl(P1) 2001 Q1 2001 Q3 2002 Q1 2002 Q3 2003 Q1 2003 Q3 2004 Q1 2004 Q3 2005 Q1 2005 Q3 2006 Q1 2006 Q3 2007 Q1 2007 Q3 2008 Q1 2008 Q3 Źródło: opracowani własn. W ostatnich dwóch latach na skutk dużgo wzrostu cn, dynamika sprzdaży ulgła wyraźnmu spowolniniu. Niwątpliw poza cną, wpływ na taką sytuację ma coraz szrsza ofrta producntów wyrobów spirytusowych i większa konkurncja na rynku alkoholi. Np. powszchni dostępn są napoj alkoholow produkowan na bazi spirytusu o zawartości alkoholu ok. 5%, któr stanowią bzpośrdnią konkurncję dla piwa. Nistty ni wszystki posiadan informacj można skwantyfikować i uwzględnić w modlu. Podsumowani Na podstawi przprowadzonych obliczń stwirdzono, ż w Polsc w latach 2000 2008 wilkość rjstrowanj sprzdaży alkoholu w bardzo dużym stopniu zalżała od cn alkoholi i dochodów konsumntów. Duża dynamika wzrostu płac i PKB, przy braku zmian stawki podatku akcyzowgo, spowodowały, ż ostatni lata były dla branż piwowarskij i spirytusowj bardzo dobr. Szczgólni w przypadku wódki wzrost dochodów konsumntów spowodował dynamiczny wzrost rjstrowango spożycia. 36

Tabla 4. Oszacowania lastyczności popytu Elastyczność Źródło: opracowani własn. Piwo (2001-2004) Piwo (2005-2008) Wódka dochodowa 0,71 1,73 cnowa - 0,78-2,22-1,39 miszana brak 0,34 1,66 Pomimo tak dużgo wzrostu płac, lastyczność cnowa wódki pozostaj na wysokim poziomi, co sugruj, ż zwiększni akcyzy moż doprowadzić do szybkigo spadku spożycia alkoholu. W przypadku sprzdaży piwa wpływ czynnika dochodowgo jst zdcydowani mnijszy i zgodny z tndncjami światowymi, natomiast moż dziwić bardzo wysoka lastyczność cnowa piwa w latach 2005 2008. Mało jst na świci państw, gdzi oszacowani lastyczności cnowj popytu przkracza co do modułu 1,5. Jdnak z drugij strony, porównywani wartości tgo paramtru do oszacowań z Europy Zachodnij i USA, ni wydaj się być w płni uzasadnion. W krajach bardzij rozwiniętych gospodarczo dochody brutto na osobę są zdcydowani większ, a cna piwa niznaczni wyższa od cny w Polsc. Zatm rakcja konsumnta na zmiany cny ni będzi tak gwałtowna. Wpływ na wysoki poziom lastyczności cnowj popytu ma takż tradycja związana z spożycim wódki, która jst w Polsc bardzo silna. W przypadku zwiększnia cny piwa polski konsumnt, jst w stani dość szybko zminić prfrowany przz sibi alkohol. Z punku widznia przdsiębiorstw produkujących piwo i wódkę wysoki poziom lastyczności powoduj, ż nalży bardzo ostrożni prowadzić politykę cnową. Nawt niznaczn zmiany cn mogą prowadzić do wyraźnych zmian w ilości i strukturz spożywanych alkoholi, a prowadzona polityka cnowa moż przyniść fkt zupłni odminny od oczkiwango. Dmand consumption modls for th brwing and spirit industris Summary In th articl dmand modls for products in th brwing and spirit industris wr built and stimatd. Th modls wr basd on powr-xponntial functions, which wr 37

charactrizd by constant lasticitis in rlation to profits and prics and constant growth rats in rlation to binary data and tmpratur. Estimation was conductd for quartrly data from th yars 2001 2008. Th stimatd modls xplain th volatility of consumr dmand with high dtrmination cofficints. All th stimating paramtrs match with intuition and conomic thory. According to th conductd calculations, th volum of th rgistrd sal of alcohol dpnds to a larg xtnt on th pric of alcohol and consumr wags. In th analyzd priod incom lasticity of th dmand for vodka and br amounts to: 1.73 for vodka and 0.71 for br. Howvr, pric lasticitis ar qual: for br 0.78 in th yars 2001 2004 and 2.22 in th yars 2005 2008; and for vodka 1.39 during th ntir analyzd priod. Estimation of th cross lasticity of dmand for vodka in rlation to th pric of br amounting to 1.66, confirms th strong substitution rlation of th products. Bibliografia Andrinko Y., Nmtsov A., Estimation of individual dmand for alcohol, Economic Rsarch Ntwork Russia and CIS, Moskwa, nr 10/2005. Angulo A.M., Gil J.M., Gracia A., Th dmand for alcoholic bvrags in Spain, Agricultural Economics, vol. 26, nr 1/2001. Guzik B., Krzyw przychodów z podatków pośrdnich w świtl modli popytu konsumpcyjngo. Przypadk szczgólny: modl z asymptotyczni zrowym popytm, Badania Opracyjn i Dcyzj, nr 1/2007. Guzik B., Sgmntow modl konomtryczn, Akadmia Ekonomiczna w Poznaniu, Poznań 1993. Guzik B., Jurk W., Podstawow mtody konomtrii, Akadmia Ekonomiczna w Poznaniu, Poznań 2003. Guzik B., Appnzllr D., Jurk W., Prognozowani i symulacj, Akadmia Ekonomiczna w Poznaniu, Poznań 2005. Dittmann P., Prognozowani w przdsiębiorstwi, Oficyna Ekonomiczna, Kraków 2004. Hllwig Z., Problm optymalngo doboru prdykant, Przgląd Statystyczny nr 3-4/1969. Milcka-Kubiń Z., Ilościow aspkty badania problmów alkoholowych w Polsc, Prac naukow, Akadmia Ekonomiczna w Katowicach 2001. Norström T., Th pric lasticity for alcohol in Swdn 1984 2003, Nordic Studis on Alcohol and Drugs, nr 22/2005. Suchcki B., Wlf A., Popyt i rynk w warunkach nirównowagi, Polski Wydawnictwo Ekonomiczn, Warszawa 1988. 38

Tkin E., Employmnt, Wags, and Alcohol Consumption in Russia, Southrn Economic Journal, vol. 71, nr 2/2004. Wlf A., Ekonomtria, Polski Wydawnictwo Ekonomiczn, Warszawa 1998. Varian H., Mikrokonomia, Wydawnictwo Naukow PWN, Warszawa 1995.