Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 6 (XXXI) Zeszyt 2 Wydawnctwo SGGW Warszawa 206
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Problemy Rolnctwa Śwatowego tom 6 (XXXI), zeszyt 2, 206: 334 343 Agneszka Tłuczak Unwersytet Opolsk Przestrzenne zmany w strukturze produkcj rolnej w Un Europejskej Spatal Changes n the Structure of Agcultural Producton n the European Unon Synopss. Wele zachodzących zjawsk, ch rozwój czy też kerunk zman, uzależnone są od przestrzennych nterakcj zachodzących pomędzy sąsadującym regonam. Model przestrzennej analzy shft-share, który został wprowadzony do badań przez Nazarę Hewngsa przedstawa przestrzenne zmodyfkowane stopy wzrostu (tempa zman) poszczególnych waantów zjawska przez uwzględnene temp wzrostu zjawska w obszarach sąsadujących. Celem artykułu jest analza zman struktury towarowej produkcj rolnej w krajach Un Europejskej według wybranych rodzajów produktów rolnych z zastosowanem przestrzennej metody przesunęć udzałów. W opracowanu dokonano oceny tempa zman welkośc zjawska oraz zdentyfkowano oszacowano udzał czynnków strukturalnych, sektorowych oraz regonalnych (lokalnych, przestrzennych) w welkośc efektu globalnego (produkcj rolnej w Un Europejskej ogółem) w przekroju krajów członkowskch. Słowa kluczowe: produkcja rolna, Una Europejska, przestrzenna analza shft-share Abstract. Many phenomena, ther growth or trends, are dependent on the spatal nteractons between neghbong areas. The model of spatal shft-share analyss represents a spatally modfed growth rate (rate of change) of the dfferent optons phenomenon by takng nto account the phenomenon of ncrease n the neghbong area. The am of the study s to analyze the changes n the commodty structure of agcultural producton n the European Unon accordng to the selected types of agcultural products usng spatal shfts share analyss. The study assessed the rate of change n the sze of the phenomenon and dentfed and estmated the share of structural, sectoral and regonal factors (local spatal) n the sze of the global effect (agcultural producton n the European Unon overall) of the EU countes. Key words: agcultural producton, European Unon, spatal shft share analyss Wprowadzene Una Europejska stanow ugrupowane państw posadających zróżncowane warunk naturalne, a co za tym dze także odmenne systemy rolncze. Cechą wspólną zdecydowanej wększośc krajów UE jest jednak to, że pommo znacznego zróżncowana pozomu rozwoju, rolnctwo jest w porównanu do nnych bednejszych rejonów śwata, nowoczesne, zmechanzowane w szerokm stopnu korzystające z przemysłowych środków produkcj. Poza tym podlega wspólnym regulacjom poltycznym, zawartym we Wspólnej Poltyce Rolnej (Poczta, 200; Nowak, Wójck, 203; Wlkn, 2009). Zróżncowane przyrodncze oraz względne wysok pozom rozwoju rolnctwa przyczynł sę do tego, że w wększośc państw UE przeważają lczebne gospodarstwa specjalstyczne, o kerunkach właścwych dla uwarunkowań naturalnych danego kraju dr, Wydzał Ekonomczny, Unwersytet Opolsk, ul. Ozmska 46a, 45-058 Opole, atluczak@un.opole.pl
Przestrzenne zmany w strukturze produkcj rolnej w Un Europejskej 335 (Adamowcz, 2008; Poczta n., 2009). W rejone Morza Śródzemnego (Cypr, Grecja, Hszpana, Włochy) najwęcej lczebne jest podmotów specjalzujących sę w uprawach trwałych. W rejonach o przewadze trwałych użytków zelonych, duże znaczene mają gospodarstwa z typu zwerzęta żywone w systeme wypasowym, co dotyczy przede wszystkm takch krajów jak Austa, Belga, Holanda, Irlanda, Węgry Welka Brytana. W każdym państwe relatywne dużo jest gospodarstw specjalzujących sę w uprawach polowych, chocaż ngdze ne są one w przewadze (najwększy udzał mają w Szwecj, gdze stanową ponad 40%). Zróżncowane w pozome rozwoju rolnctwa mędzy krajam UE-5 UE-2 wdoczne jest mędzy nnym przez to, że w tym perwszym przypadku wększy udzał stanową gospodarstwa należące do różnych typów specjalstycznych. W starych krajach ch udzał wynos łączne ponad 87%, podczas, gdy w państwach nowych nespełna 65% (chocaż najwększy odsetek podmotów wyspecjalzowanych występuje na Węgrzech w Słowen, osągając ponad 90%). W Polsce przeważają gospodarstwa specjalzujące sę w uprawach polowych, których w 200 roku było około 40%, a udzał podmotów welokerunkowych jest na pozome zblżonym do przecętnego dla wszystkch krajów UE-2. Współczesne uwarunkowana ekonomczne zwązane z funkcjonowanem rozwojem regonalnym w ramach Un Europejskej powodują koneczność podejmowana nowych badań dagnostycznych dotyczących perspektyw rozwoju ekonomcznego regonów (Rozpędowska-Matrasek, 200; Tłuczak, 205). Badane przestrzennego zróżncowana zjawsk ekonomcznych ma długą hstoę w naukach geografcznych. Metody badana zróżncowana są dobrze rozwnęte welokrotne potwerdzły swoją przydatność, w nnejszym opracowanu wykorzystano jedną z nch a manowce przestrzenną analzę przesunęć udzałów (Heffner, Gbas, 2007; Kulkowsk, 2003; Chojnck, 966; Komornck, 2003; Bańsk, 2002). Zasadnczym celem artykułu jest analza zman w strukturze towarowej produkcj rolnej w krajach Un Europejskej 2 w latach 2005-203, według wybranych produktów rolnych (pszenca, zemnak, męso weprzowe, męso drobowe mleko) z zastosowanem przestrzennej metody przesunęć udzałów. W opracowanu dokonano oceny tempa wzrostu welkośc zjawska. Ponadto zdentyfkowano oszacowano udzał czynnków strukturalnych, sektorowych oraz regonalnych w welkośc efektu globalnego w przekroju krajów (Tłuczak, 205). Metody modele analzy przesunęć udzałów (Shft-Share Analyss, SSA, SSSA) należą do grupy analz strukturalno-geografcznych (Ekonometa przestrzenna, 200; Zaccomer, 2006; Marquez, Romajo, 2007). Klasyczna metoda analzy przesunęć udzałów wprowadzona została do lteratury przez Dunna (960) oraz Perloffa, Dunna, Lamparda Mutha (960) (Clff, Ord, 98; Houston, 967; Perlof n., 960). Od lat 60. XX weku metoda ta była modyfkowana udoskonalana, wynkem czego jest uwzględnene w analze czynnka przestrzennego w postac macerzy wag (Stevens, Moore, 980). Jest to konsekwencją tego, że w badanach przestrzennego rozmeszczena/natężena/zman pozomu badanego zjawska należy meć na uwadze, że każda jednostka/regon/kraj ne występuje jako odrębny geografczne obszar. Rozwój welu zjawsk uzależnony jest od przestrzennych nterakcj z obszaram sąsadującym. Obserwując zależnośc przestrzenne oraz zachodzące nterakcje należy pamętać o obowązującym w analzach przestrzennych perwszym prawe geograf (ekonomet przestrzennej) sformułowanym 970 roku przez 2 Ze względu na brak danych z analz wyłączono Maltę oraz Cypr.
336 A. Tłuczak W. Toblera a brzmącym: Wszystko jest powązane ze sobą, blższe obekty są bardzej zależne od sebe nż dalsze (Tobler, 970; Ekonometa przestrzenna, 200; Zaccomer, Mason, 20). Podstawą przestrzennej metody przesunęć udzałów (SSSA, spatal shft-share analyss) jest klasyczna metoda przesunęć udzałów (SSA, shft-share analyss). Metoda SSA pozwala na badane ocenę pozomu rozwoju danego regonu (województwa) na tle pozomu rozwoju obszaru referencyjnego (kraju). Zmany regonalnego rozwoju analzowanego zjawska ocenane są w kontekśce analz zman struktury zjawsk (Antczak, 204; Grzybowska, 203; Mayor, Lopez, 2008). Dane metody Dane wykorzystane w badanu zaczerpnęto z baz danych Banku Danych Lokalnych Głównego Urzędu Statystycznego oraz z Rocznków Statystycznych Rolnctwa z lat 2005-204. Badanem objęto lata 2005-203, natomast strukturę towarowej produkcj rolnej, stanowącej sumę sprzedaży produktów rolnych do skupu na targowskach, rozpatrywano w podzale na podstawowe kategoe produktów rolnych: pszencę, zemnak, mleko, męso drobowe męso weprzowe. Do wykazana występowana zman w strukturze towarowej produkcj rolnej w badanach wykorzystano przestrzenną metodę przesunęć udzałów (SSSA, spatal shftshare analyss), która polega na dekompozycj całkowtej zmany zlokalzowanej zmennej na trzy częśc składowe (Tłuczak, 205; Ekonometa przestrzenna, 200; Dunn, 960): gdze: R S ( tx tx ) + w ( tx tx ) tx = tx.. + w () ).. ). ( x x ) r= = m = tx.. = krajowy (globalny) czynnk wzrostu regonalnego; R S x r= = R x r=.. = R R S ( x ) ( x x ) r= r= = r= = e = tx. tx sektorowy (strukturalny) czynnk wzrostu R S x x regonalnego; u = tx R ( x x ) x x r= tx. = lokalny (geografczny, konkurencyjne, R x x r= różncujący) czynnk wzrostu w -tym sektorze r-tego regonu;
Przestrzenne zmany w strukturze produkcj rolnej w Un Europejskej 337 x w ) = - wag regonalne; x wartość analzowanej zmennej w r-tym regone xr. w -tej grupe podzału przekrojowego w okrese początkowym; x - wartość analzowanej zmennej w r-tym regone w -tej grupe podzału przekrojowego w okrese końcowym. Przekształcając równane () do postac (Szewczyk, Zygmunt, 20; Perloff n., 960; Antczak, 204): ( tx tx ) + w ( tx tx ) tx tx = w (2).. )... ). otrzymano czysty wzrost regonalny (tx t.. ) zdefnowany jako różnca mędzy regonalną a krajową stopą wzrostu. Relacja opsana równanem (2) nazywana jest równoścą strukturalno-geografczną, w której zróżncowane geografczne nadwyżk przecętnego tempa wzrostu regonalnego nad wzrostem krajowym dekomponowane jest na dwa efekty (Mayor, Lopez, 2008) strukturalny: s r = wr ( tx tx.. ) - który jest równy średnej ważonej odchyleń.( ). przecętnym tempam wzrostu badanego zjawska w sektorach a stopą wzrostu zjawska krajowego wskazuje, że regony są zróżncowane przez odchylena w rozmeszczenu; geografczny: g r = wr ( tx tx ) - defnowany jako ważona średna regonalnych.( ). odchyleń przypsujących kategoe przekrojowego kryteum jakoścowego do odpowednch regonów. Nazara Hewngs zaproponowal aby do równośc () wprowadzć macerz W wag przestrzennych (Nazara, Hewngs, 2004): ( Wtx tx ) + w ( tx Wtx ) tx tx.. = w )... (3) ). gdze: W standaryzowana werszam macerz wag przestrzennych 3. Następne przestrzenną równość strukturalno-geografczną daną wzorem (3) rozwnęl w swych badanach Marquez Ramajo (2007). Połączyl on dekompozycję klasyczną z pełną dekompozycją przestrzenną stóp wzrostu analzowanej zmennej. Po zagregowanu rezultatów według formuły średnch ważonych efektów strukturalnych geografcznych równość (3) przyjmuje postać: tx tx.. = ew w LSE + w ) ) + u w ) ) + w NLE + LDE ) (4) 3 W prezentowanych badanach przyjęto bnarną macerz sąsedztwa.
338 A. Tłuczak gdze: e krajowy efekt strukturalny; u regonalno-krajowy efekt zman strukturalnych; NLE = (Wtx r tx ) lokalny efekt netto, oznacza, że tempa wzrostu sąsadujących regonów mogą powodować dodatkową korektę ndywdualnego efektu regonalnego; LSE = (Wtx Wtx r ) lokalny efekt strukturalny, oznacza, korektę wzrostu w poszczególnych sektorach pod wpływem temp wzrostu w regonach sąsednch; LDE = (tx Wtx ) lokalny efekt zróżncowana, oznacza stnene specyfcznej dynamk zman dzałalnośc w poszczególnych sektorach danego r-tego regonu w porównanu z dynamką zman sektorowych w regonach sąsednch. Wynk badań Zmany jake zaszły w strukturze towarowej produkcj rolnej w latach 2005-203 najbardzej wdoczne były na rynku zemnaka rynku pszency. Przecętne zmany na tych rynkach to wzrost pozomu produkcj pszency o 8% spadek pozomu produkcj zemnaka o 22%. Najwęks producenc zbóż w Un Europejskej (Francja Nemcy) odnotowal zaledwe 4% wzrost produkcj pszency w analzowanym okrese. Natomast najwększe zmany w zakrese produkcj pszency zaszły na Ltwe Łotwe, gdze produkcja tego gatunku zboża wzrosła dwukrotne. Na rynku zemnaka odnotowano najwększe ujemne zmany pozomu produkcj. Rynek ten charakteryzował sę 22% spadkem produkcj, a najwększe zmany dotyczyły m.n. Bułga (spadek produkcj o 55%), Czech (spadek o 47%), Polsk (spadek o 3%). Na rynku tym odnotowano też wzrost produkcj ale zaledwe w dwóch krajach Francj (o 6%) Belg (o 25%). Lderam w produkcj męsa weprzowego w 2005 roku były Nemcy (z produkcją 4500 tys. ton) oraz Hszpana (z produkcją 368 tys. ton). Oba kraje utrzymały pozycję, przy czym w Hszpan produkcja ta wzrosła jedyne o 8% w roku 203 w stosunku do 2005, podczas gdy w Nemczech aż o 22%. Najwększe jednak zmany zaszły na Słowacj w Słowen, w obu tych krajach produkcja weprzowny spadła o ok. 50%. Ze względu na welkość produkcj drobu można mówć o bardzo dużym zróżncowanu. Uwzględnając welkość kraju oraz możlwośc produkcyjne poszczególnych krajów welkość produkcj drobu w latach 2005 203 charakteryzowała sę współczynnkem zmennośc rzędu 20%. W skal całej Wspólnoty, porównując ze sobą dwa okresy: rok 2005 do roku 203 produkcja mleka w zasadze ne uległa zmane. Z pewnoścą wystąpły krótkookresowe zmany zwązane m.n. z cyklem produkcj chowem bydła, jednak w rozważanym okrese zmany były prawe nezauważalne. Rozważając jednak zmany pozomu produkcj mleka w poszczególnych krajach zmany te są już jednak bardzo zróżncowane. Najwększe zmany zaszły na rynku francuskm, spadek produkcj o 5%, natomast na rynku belgjskm - wzrost produkcj o 5%.
Przestrzenne zmany w strukturze produkcj rolnej w Un Europejskej 339 20% 00% 80% 60% 40% 20% pszenca męso weprzowe mleko zemnak męso drobowe 0% -20% -40% -60% Austa Belga Bułgaa Chorwacja Czechy Dana Estona Fnlanda Francja Grecja Hszpana Holanda Irlanda Ltwa Luksemburg Łotwa Nemcy Polska Portugala Rumuna Słowacja Słowena Szwecja Węgry Welka Brytana Włochy -80% Rys.. Zmany w strukturze produkcj rolnej w latach 2005-203 Fg.. Changes n the structure of agcultural producton n the years 2005-203 Źródło: oblczena własne na podstawe danych GUS. W dalszych analzach wykorzystano wag regonalne w postac udzałów badanej zmennej oraz ndywdualne przekrojowo-regonalne tempa zman. Porównując tempa wzrostu/spadku regonalnego poszczególnych krajów w latach 2005 203 z średnm unjnym wzrostem wynoszącym 0,25% można wyróżnć regony o korzystnejszych zmanach zjawska od tempa unjnego: Bułgaa, Hszpana, Ltwa, Łotwa, Estona, Belga, Luksemburg, Chorwacja, Holanda, Austa, Nemcy. Nekorzystne zmany zjawska w porównanu z unjną zmaną odnotowano w pozostałych krajach. Najwększy wzrost welkośc towarowej produkcj rolnej wystąpł w Bułga wynósł 24%. W Słowen można zaobserwować natomast najwększy spadek (o 7%) wśród wszystkch krajów (rys. 2). 22,000% 7,000% 2,000% 7,000% 2,000% -3,000% -8,000% -3,000% -8,000% Bułgaa Hszpana Ltwa Łotwa Estona Belga Luksemburg Chorwacja Holanda Austa Nemcy Irlanda Czechy Francja Portugala Fnlanda Dana Polska Włochy Węgry Rumuna Słowacja Welka Grecja Szwecja Rys. 2. Średne tempo zman welkośc towarowej produkcj rolnej w krajach UE w latach 2005-203. Fg. 2. The average rate of changes n the volume of agcultural output n the EU n the peod 2005-203 Źródło: oblczena własne na podstawe danych GUS.
340 A. Tłuczak Zaobserwowane zmany mogły wynkać zarówno ze zman w strukturze towarowej produkcj rolnej (której zmany przeanalzowano wyżej) jak z efektu geografcznego, czyl wewnętrznej sytuacj konkurencyjnej kraju. W tabel zaprezentowano wynk dekompozycj tempa zman towarowej produkcj rolnej na dwa efekty typu globalnego oraz trzy efekty typu lokalnego z uwzględnenem macerzy wag przestrzennych. Tabela. Krajowe lokalne efekty analzy przestrzennej przesunęć udzałów tempa zman welkośc towarowej produkcj rolnej Table. Natonal and local effects of spatal shft share analyss n the rate of changes n the volume of agcultural output Jednostka terytoalna efekt globalny efekt lokalny strukturalny geografczny netto strukturalny zróżncowana Austa 0,02% 0,05% 0,06% 0,0% 0,05% Belga 0,02% 0,29% 0,28% -0,0% 0,29% Bułgaa -0,0% 0,43% 0,44% 0,0% 0,43% Chorwacja -0,05% 0,0% 0,08% -0,02% 0,0% Czechy 0,0% -0,3% -0,07% 0,06% -0,3% Dana 0,2% -0,33% -0,27% 0,07% -0,33% Estona 0,06% -0,02% -0,02% 0,00% -0,02% Fnlanda -0,3% 0,09% 0,0% 0,0% 0,09% Francja,42% -2,04% -,74% 0,30% -2,04% Grecja 0,% -0,23% -0,37% -0,4% -0,23% Hszpana -0,20%,7%,% -0,06%,7% Holanda 0,24% 0,22% 0,7% -0,05% 0,22% Irlanda -0,09% 0,08% 0,7% 0,09% 0,08% Ltwa 0,02% 0,20% 0,25% 0,04% 0,20% Luksemburg 0,00% 0,0% 0,0% 0,00% 0,0% Łotwa 0,08% 0,03% 0,0% -0,02% 0,03% Nemcy -0,4% 0,93% 0,88% -0,05% 0,93% Polska -0,03% -0,28% -0,67% -0,39% -0,28% Portugala 0,02% -0,05% -0,2% -0,6% -0,05% Rumuna -0,9% -0,2% -0,54% -0,43% -0,2% Słowacja 0,02% -0,0% -0,06% 0,05% -0,0% Słowena -0,0% -0,03% -0,04% -0,0% -0,03% Szwecja -0,02% -0,20% -0,6% 0,04% -0,20% Węgry -0,0% -0,2% -0,04% 0,08% -0,2% Welka Brytana -,% 0,3% -0,92% -,05% 0,3% Włochy -0,28% -0,03% -0,5% -0,2% -0,03% Źródło: oblczena własne na podstawe danych GUS. Chcąc wyróżnć kraje ze względu na tempo zman welkośc towarowej produkcj rolnej można zaobserwować, że we Francj tempo to spowodowane było korzystnym zmanam w strukturze towarowej produkcj rolnej - wzrost o,42% (wzrost produkcj
Przestrzenne zmany w strukturze produkcj rolnej w Un Europejskej 34 pszency zemnaka oraz spadek produkcj mleka) ale przy jednoczesnych nekorzystnych zmanach wynkających z pozycj geografcznej (konkurencyjnej) tego kraju (spadek o 2%). W Welkej Brytan natomast efekt strukturalny (-,%) mał negatywny wpływ na tempo zman produkcj rolnej natomast efekt konkurencyjny (geografczny) w przypadku tego kraju odegrał pozytywny wpływ na zmany pozycj tego kraju. Holanda natomast była krajem gdze oba efekty, w tym samym mnej węcej stopnu, mały pozytywny wpływ na tempo zman towarowej produkcj rolnej. W przestrzennym waance analzy przesunęć udzałów tempa zman najwększe wartośc w efekce netto zaobserwowano dla Francj, Hszpan, Nemec Welkej Brytan. Wartośc te wynosły odpowedno -,73%,,0% oraz 0,88% -0,92%. Dodatkowo wartośc te oznaczają ż tempa zman sąsadujących krajów (dla każdego kraju z osobna) powodują korektę ndywdualnych efektów lokalnych. Efekt netto można podzelć na lokalny efekt strukturalny, który w przypadku Francj wynósł 0,3% oznacza korektę tempa wzrostu o tę wartość w poszczególnych grupach produkcj rolnej wywołaną wpływem zman w krajach sąsednch oraz na lokalny efekt zróżncowana w wysokośc - 2,04%, który oznacza, że stneje specyfczna dynamka zman w strukturze towarowej produkcj rolnej w porównanu z dynamką tempa zman w krajach sąsednch. W przypadku Welkej Brytan obserwujemy ujemną korektę (-,05%) tempa wzrostu o tę wartość w poszczególnych sektorach towarowej produkcj rolnej wywołaną wpływem zman w krajach sąsednch. Dodatna wartość efektu zróżncowana w wysokośc 0,3% oznacza, że stneje specyfczna dynamka zman w strukturze produkcj rolnej w porównanu z dynamką tempa zman w krajach sąsadujących. Podsumowane W opracowanu porównano pozom oraz strukturę towarowej produkcj rolnej w krajach Un Europejskej z roku 203 z tą jaka mała mejsce w 2005 roku. W wększośc krajów wystąpł wzrost welkośc towarowej produkcj rolnej, najwększe zmany zaszły w Bułga na Ltwe (ponad 20% wzrost) oraz w Słowen (7% spadek). Najwększe zmany zaszły na rynku pszency dotyczyły one Łotwy Ltwy. Newelke zmany (na pozome 23-25%) wzrostu ogólnej welkośc towarowej produkcj zaszły na rynku zemnaka męsa weprzowego. Najwększą zmanę w produkcj zemnaków odnotowano w Nemczech Polsce, w obu tych krajach produkcja spadła, odpowedno o 7% 3% procent w roku 203 w stosunku do 2005. Każdorazowo najwększym producentam mleka w UE są Nemcy Francja, pommo znacznego udzału w rynku we Francj odnotowano 5% spadek produkcj mleka zaś w Nemczech 9% wzrost. Właścwy kerunek produkcj rolnej przy zastanym potencjale regonu może przyneść producentom rolnym wysoke dochody. Zmana kerunku produkcj częstokroć kosztowna może uchronć od ponesena dodatkowych kosztów. Podjęta analza zman w strukturze produkcj ma charakter newyczerpujący. Należy pamętać, że każdy analzowany kraj ma swoje specyfczne cechy, które wpływają na tempo kerunk jego rozwoju gospodarczego społecznego. Efekty uzyskane przy zastosowanu przestrzennej metody przesunęć udzałów właścwe dentyfkują efekty wpływające na zróżncowane krajów członkowskch Un Europejskej dzęk uwzględnenu macerzy wag przestrzennych. Na podstawe uzyskanych wynków stwerdzono, że zróżncowane tempa zman w welkośc produkcj rolnej w krajach UE wąże sę główne z pozycją konkurencyjną danego kraju,
342 A. Tłuczak a w znaczne mnejszym stopnu wynka ze zman w strukturze towarowej produkcj rolnej. Owa konkurencyjność zwązana jest z efektywnoścą gospodarowana czynnkam produkcj. Można stwerdzć, że poprawa efektywnośc czynnków wytwórczych w procesach wytwarzana w rolnctwe jest drogą jego dalszego lepszego rozwoju (Soberajewska, 205). Analzując zmany średnego tempa zman welkośc towarowej produkcj rolnej w krajach Un Europejskej w latach 2005-203, należy zauważyć, że wśród 0 krajów dla których odnotowano wększe wzrosty nż wynos średna unjna. Połowa z tych krajów to kraje nedawno przyjęte do struktur unjnych. Chorwacja, która jest najkrócej członkem UE, wyprzedza take kraje jak Nemcy Austa. Najkorzystnejsze zmany w strukturze towarowej produkcj rolnej zaszły we Francj. Natomast w przypadku Welkej Brytan na zmany towarowej produkcj rolnej najwększy wpływ mał efekt strukturalny. Ze względu na występowane przestrzennych nterakcj pomędzy analzowanym krajam w analzach ekonomcznych pownno sę wykorzystywać metody ekonomet przestrzennej. Uzyskane wynk pozwalają na stwerdzene, że na welkość charakter produkcj rolnej duży wpływ ma sytuacja rolnctwa w danym kraju, a nawet, ze względu na obowązujące zasady Wspólnej Poltyk Rolnej, w Un Europejskej. Lteratura Adamowcz, M. (2008). Teoretyczne uwarunkowana rozwoju rolnctwa z uwzględnenem procesów globalzacj mędzynarodowej ntegracj, Rocznk Nauk Rolnczych, sea G 94. 2, 49-64. Antczak, E. (204). Analza zaneczyszczena powetrz w Polsce z wykorzystanem przestrzennej dynamcznej metody przesunęć udzałów, Ekonoma Środowsko, 2(49), 9-209. Bańsk, J. (2002). Geografa ws nowa dyscyplna badawcza polskej geograf. Przegląd geografczny 74.3, 367-379. Chojnck, Z. (966). Zastosowane model grawtacj potencjału w badanach przestrzenno-ekonomczynch. Vol. 4. Państwowe Wydawnctwo Naukowe. Czyżewsk, A., Stępeń, S. (2009). Zmany mechanzmów wspólnej poltyk rolnej UE a oczekwana Polsk. Ekonomsta 4, 43-454. Clff, A.D., Ord J.K. (98). Spatal processes. Models & Applcatons, Pon, London. Dunn, E. S. 960: A Statstcal and Analytcal Technque for Regonal Analyss, Papers and Proceedngs of the Regonal Scence Assocaton, vol. 6, 98-2. Ekonometa przestrzenna. Metody modele analzy danych przestrzennych (200), red. B. Sucheck, C. H. Beck, Warszawa. Grzybowska, B. (203). Przestrzenna koncentracja potencjału nnowacyjnego w przemyśle spożywczym, Rocznk Ekonom Rolnctwa Rozwoju Obszarów Wejskch Tom 00, z. 2, 53-64. Heffner, K., Gbas P. (2007). Analza ekonomczno-przestrzenna, Prace Naukowe Akadema Ekonomczna w Katowcach. Houston, D. B. (967). The Shft and Share Anlyss of regon al growth: a ctque, Southern Economc Journal, vol. 33, no. 4, 577-58. Komornck, T. (2003). Przestrzenne zróżncowane mędzynarodowych powązań społeczno-gospodarczych w Polsce. Vol. 90. IGPZ PAN. Kulkowsk, R. (2003). Syntetyczne metody badań produktywnośc towarowośc rolnctwa: zastosowana w badanach geografcznych w Polsce. Vol. 87. IGPZ PAN. Marquez, M. A., Ramajo J. (2007). Shft-share Analyss: Global and local spatal dmensons, Unversty of Extramadura. Mayor, M., Lopez A. J. (2008). Spatal shft-share analyss versus spatal flteng: an applcaton to Spansh employment data, Empcal Economcs, vol.34, s., 23-42. Nazara, S., Hewngs G.J.D. (2004). Spatal structure and taxonomy of decomposton n shft-share analyss, Growth & Change, 35(4), 476-490.
Przestrzenne zmany w strukturze produkcj rolnej w Un Europejskej 343 Nowak, A., Wójck E. (203). Zmany w pozome strukturze produkcj rolnej w Polsce na tle UE, Zeszyty Naukowe SGGW w Warszawe Problemy Rolnctwa Śwatowego 3, z. 2, 59-67. Poczta, W. (200). Wspólna Poltyka Rolna UE po 203 roku uzasadnene, funkcje, kerunk rozwoju w kontekśce nteresu polskego rolnctwa, Weś rolnctwo 3.48, 38-55. Poczta, W., Czubak W., Pawlak K. (2009). Zmany w wolumene produkcj dochodach rolnczych w warunkach akcesj Polsk do UE, Zagadnena ekonomk rolnej 4, 40-52. Perloff, H. S., Dunn E. S., Lampard E. E., Muth R. F. (960). Regons, resources and economc growth, Johns Hopkns Press, Baltmore. Rozpędowska-Matrasek, D. (200). Badana empryczne wzrostu ekonomcznego regonów. Pobrano 30 czerwca 205 z: http://www.e.un.lodz.pl/pctures/fles/ konfdydak75-92.pdf. Soberajewska, J. (205). Zmany w strukturze produkcj a efektywność gospodarstw rolnych, Rocznk Naukowe Stowarzyszena Ekonomstów Rolnctwa Agrobznesu 7.5, 258-263. Stevens, B. H., Moore, C. L. (980). A ctcal revew of the lterature on shft share as a forecastng technque, Journal of Regonal Scence 20, 49-437. Szewczyk, M., Zygmunt, A. (20). Prospects of food products manufacture sector n Opolske regon. W: Regonal and local development: Captals and dvers, Krzysztof Malk (EDIT.), Faculty Economy and Management of the Opole Unversty of Technology, Self-Government of the Opole Vovodeshp, Commttee of Spatal Economy and Regonal Plannng of the Polsh Academy of Scences, Commttee Organzaton and Management Scences of the Polsh Academy of Scences Katowce, Opole, 35-56. Tobler, W., (970). A computer move smulatng urban growth n the Detrot regon, Economc Geography, 46(2), 234-240. Wlkn, J. (2009). Uwarunkowana rozwoju polskego rolnctwa w kontekśce europejskm globalnym, Implkacje teoretyczne praktyczne, Płowec. Warszawa. PTE, 305-325 Zaccomer, G.P. (2006). Shft-share analyss wth spatal structure: an applcaton to Italan ndustal dstcts, Transton Studes Revew, 3(), 23-227 Zaccomer, G. P., Mason P. (20). A new spatal shft-share decomposton for the regonal growth analyss: a local study of the employment based on Italan Busness Statstcal Regster, Statstcal Methods & Applcatons 20.3, 329-356.