ANALIZA POWI ZA MI DZY CENAMI PRODUKTÓW ROLNYCH I SPO YWCZYCH

A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 271, 2012 Jerzy Rembeza* Joanna Gi ka-zaporska** ANALIZA POWI ZA MI DZY CENAMI PRODUKTÓW ROLNYCH I SPO YWCZYCH Streszczenie. W pracy analizowano powi zania pomi dzy cenami produktów zbo owych a cenami zbó oraz pomi dzy cenami produktów mi snych a cenami mi sa. Wykorzystano dane MRiRW oraz IJHARS o tygodniowych notowaniach za lata 2003 2006. We wszystkich analizowanych przypadkach stwierdzono wyst powanie zwi zków d ugookresowych. Dominowa o oddzia ywanie surowców na ceny produktów. Najszybciej procesy dostosowawcze zachodzi y pomi dzy cenami otr b a cenami zbó. W cz ci przypadków stwierdzono wyst powanie asymetrycznych reakcji cenowych. S owa kluczowe: produkty rolne, transmisja cen, integracja, asymetria. I. WST P Mechanizm cenowy odgrywa kluczow rol w procesie powi za rynków. Na jego znaczenie wskazuj klasyczne modele równowagi [Takayama i Judge 1971]. Popularn teori opisuj c relacje cenowe pomi dzy rynkami jest prawo jednej ceny (LOP), a zachowanie si cen zgodnie z LOP jest popularn metod testowania integracji rynków. Ceny rynkowe nara one s jednak na wiele zaburze w krótkim okresie, cho w d ugim mog przemawia za integracj rynków [Baffes 1991]. Wzrost szybko ci i si y wzajemnych reakcji cenowych pomi dzy rynkami wskazywa mo e na wzrost efektywno ci ich funkcjonowania. Z kolei wyst powanie zaburze odchylaj cych reakcje cenowe od LOP mo e wskazywa na wyst powanie niekonkurencyjnych struktur rynkowych. Jednym z przyk adów takich zaburze jest wyst powanie asymetrycznych reakcji Azzam (1999), Cramon-Taubadel (1998), Peltzman (2000). Przeprowadzone analizy wskazuj na wyst powanie takich reakcji na rynku produktów mlecznych w Polsce Rembeza i Seremak-Bulge (2006). Przyczyn asymetrii mog by koszty transakcyjne, istnienie niekonkurencyjnych struktur rynkowych, asymetria informacji, regulacje administracyjne Aguiar, Santana (2002), Cramon-Taubadel (1998). * Dr hab., Instytut Ekonomii i Zarz dzania, Politechnika Koszali ska. ** Mgr, Wydzia Mechaniczny, Politechnika Koszali ska. Praca finansowana ze rodków na nauk w latach 2007 2009 jako projekt badawczy. [49]

50 Jerzy Rembeza, Joanna Gi ka-zaporska Rynki produktów rolnych o rolno-spo ywczych z uwagi na ich charakter przestrzenny oraz integracj pionow s cz sto przedmiotem analiz cenowych. W pracy starano si przeprowadzi analiz transmisji cen na wybranych rynkach produktów zbo owych i mi snych. Analizy tego typu napotykaj jednak cz sto na ograniczenia wynikaj ce z braku odpowiednich informacji cenowych. W Polsce g ównym ród em informacji cenowych jest GUS. Podawane przez GUS informacje dotycz cen miesi cznych co w przypadku wielu rynków mo e by zbyt ma cz stotliwo ci. II. METODY BADA I MATERIA Y RÓD OWE Analiz powi za cen pomi dzy poszczególnymi rynkami przeprowadzono bazuj c na koncepcji integracji i kointegracji. Starano si okre li, czy pomi dzy poszczególnymi cenami zachodz zwi zki d ugookresowe oraz krótkookresowe. Procedura badawcza obejmowa a nast puj ce etapy: okre lenie stopnia integracji poszczególnych zmiennych. Zastosowano test ADF, a liczba opó nie dobrana zosta a na podstawie kryterium Akaike; analiza kointegracji. Przeprowadzono j buduj c wektor kointegruj cy pomi dzy poziomem cen surowców rolnych a poziomem cen produktów spo- ywczych i testuj c stacjonarno reszt z regresji kointegruj cej. Równanie kointegruj ce mia o posta : yt a0 a1xt a2t t (1) gdzie: a 0 sta a, y t poziom cen produktów spo ywczych, x t poziom ceny produktów rolnych/surowców, t zmienna czasowa, t sk adnik losowy; analiza transmisji na podstawie modelu z mechanizmem korekty b dem. Jego posta zale y od wyst powania integracji lub kointegracji na poziomach cen b d ich pierwszych ró nicach. Gdy szereg zmiennych jest stacjonarny stosuje si model autoregresyjny dla zmiennych na poziomach, gdy w szeregu stacjonarne s pierwsze ró nice zmiennych (szereg stacjonarny w stopniu jeden) i wyst puje mi dzy nimi kointegracja stosuje si model autoregresyjny oparty na pierwszych ró nicach zmiennych z mechanizmem korekty b dem, natomiast gdy zmienne s stacjonarne w stopniu jeden i nie s skointegrowane ze sob stosuje si tak e model autoregresyjny oparty na pierwszych ró nicach zmiennych, ale bez mechanizmu korekty b dem.

Analiza powi za mi dzy cenami produktów rolnych i spo ywczych 51 W badanym przypadku skorzystano z modelu testuj cego asymetri, opartego na parametrze korekty b dem uwzgl dniaj cym oddzielnie jego warto ci dodatnie i ujemne. W tym celu zastosowano nast puj ce równanie: t t 1 t 1 k 1 y 0 1ECT 2ECT y x, (2) gdzie: ECM t gdy ECM t 0 ECTt, 0 gdy ECM t 0 ECM t gdy ECM t 0 ECTt. 0 gdy ECM t 0 ECM t reszty z równania kointegruj cego. Materia ród owy niniejszego opracowania stanowi y tygodniowe ceny z rynku zbó oraz rynku wieprzowiny pochodz ce z MRiRW oraz IJHARS za lata 2003 2006. W przypadku surowców (mi so oraz ziarno pszenicy i yta) analizowano ceny skupu, w przypadku towarów przetworzonych (schab, szynka, m ki i otr by) rednie transakcyjne ceny sprzeda y przez zak ady przetwórcze. W obliczeniach pos ugiwano si cenami przekszta conymi do postaci logarytmów. i 1 III. WYNIKI Kszta towanie si cen poszczególnych produktów przedstawiono na rysunku 1 i 2. Analiza wykresów wskazuje, e ceny zbó i produktów zbo owych podlega y znacznie wi kszym krótkookresowym wahaniom ni ceny mi sa i produktów mi snych. Generalnie ceny surowców i przetworów wykazywa y zbli one trendy d ugookresowe. Testowanie stacjonarno ci wykaza o, e szeregi czasowe cen, zarówno na rynku zbó jak i na rynku mi sa s niestacjonarne (tabela 1). Stacjonarne by y pierwsze ró nice poszczególnych zmiennych, co oznacza, e by y one zintegrowane w stopniu jeden (I~1). i t i k 1 i 0 i t i t

52 Jerzy Rembeza, Joanna Gi ka-zaporska 6,9 6,7 6,5 6,3 6,1 ln(z /100kg) 5,9 5,7 5,5 5,3 5,1 4,9 4,7 2003-01-12 2003-03-12 2003-05-12 2003-07-12 2003-09-12 2003-11-12 2004-01-12 2004-03-12 2004-05-12 2004-07-12 2004-09-12 2004-11-12 2005-01-12 2005-03-12 2005-05-12 2005-07-12 2005-09-12 2005-11-12 2006-01-12 2006-03-12 2006-05-12 2006-07-12 2006-09-12 2006-11-12 czas pszenica yto m ka psz. m ka yt. otr by psz. otr by yt. Rys. 1. Ceny zbó i przetworów zbo owych 9,8 9,6 9,4 9,2 ln(z /100kg) 9 8,8 8,6 8,4 8,2 8 2003-01-05 2003-04-06 2003-07-06 2003-10-05 2004-01-04 2004-04-04 2004-07-04 2004-10-03 2005-01-02 2005-04-03 2005-07-03 2005-10-02 2006-01-01 2006-04-02 2006-07-02 2006-10-01 2006-12-31 czas mi so schab szynka Rys. 2. Ceny mi sa i przetworów mi snych

Analiza powi za mi dzy cenami produktów rolnych i spo ywczych 53 Produkt Warto testu Tabela 1. Stopie integracji analizowanych zmiennych I~0 I~1 Bez sta ej Ze sta Bez sta ej Ze sta Poziom p. Warto testu Poziom p. Warto testu Poziom p. Warto testu Poziom p. Mi so 0,2510 0,7580 2,7931 0,0610 5,2219 5,2161 Schab 0,2152 0,7478 2,3112 0,1694 9,5408 9,5209 Szynka 0,7988 0,8843 1,6727 0,4436 14,078 14,090 Pszenica 0,0908 0,7105 1,5185 0,5224 7,4063 7,3899 M ka p, 0,1969 0,7425 1,7416 0,4088 6,7537 6,7423 Otr by p 0,0794 0,6551 1,6573 0,4515 7,3452 7,3270 yto 0,4797 0,8178 1,4177 0,5731 12,328 12,303 M ka. 0,6598 0,8578 1,3034 0,6281 6,2179 6,2486 Otr by. 0,0365 0,6934 1,2657 0,6454 13,137 13,093 W kolejnym etapie badano kointegracj pomi dzy cenami surowców rolnych a produktami spo ywczymi (tabela 2). Wyniki testu dowiod y jej wyst powania we wszystkich przypadkach. Oznacza to istnienie d ugookresowego zwi zku i daje mo liwo zastosowania w analizach modelu z mechanizmem korekty b dem. Tabela 2. Wyniki testu na kointegracj (stacjonarno reszt z równania kointegruj cego) Produkty t-statystyka prob. Schab mi so 3,5047 0,0005 Szynka mi so 7,0240 M ka psz. pszenica 3,3278 0,0010 Otr by psz pszenica 2,4279 0,0150 M ka. yto 3,1599 0,0017 Otr by. yto 2,8910 0,0040 Dla okre lenia dominuj cego kierunku przep ywu impulsów cenowych przeprowadzono analiz przyczynowo ci Grangera (tabela 3). Wyniki wskazuj, e dominuje wp yw zmian cen surowców na zmiany cen przetworów. Odwrotny kierunek zale no ci dominowa jedynie w przypadku pary cen yto otr by ytnie. Oddzia ywanie w drugim kierunku uwidacznia o si s abiej.

54 Jerzy Rembeza, Joanna Gi ka-zaporska Tabela 3. Wyniki testów na przyczynowo Grangera Mi so Schab Zmienna niezale na Mi so Szynka Pszenica M ka psz. Pszenica Otr by psz. yto M ka yt. yto Otr by yt. schab mi so szynka mi so Zmienna Test F zale na warto poziom p. m ka psz. pszenica otr by psz. pszenica m ka yt. yto otr by yt. yto 16,0827 0,1596 5,3194 0,6640 4,8860 3,0793 7,5855 4,2320 4,2736 12,2820 2,0252 3,4533 0,8526 0,0056 0,5159 0,0008 0,0172 0,0026 0,0151 0,1115 0,0175 Dominuj cy kierunek zale no ci mi so => schab mi so => szynka pszenica => m ka pszenica<=>otr by yto <=> m ka yto <= otr by Analiza modelu wskazuje, i w wi kszo ci badanych szeregów bie ce zmiany cen produktów rolnych silnie wp ywa y na bie ce zmiany cen produktów spo ywczych (tabela 4). Najsilniejsza reakcja w krótkim okresie zachodzi a pomi dzy cenami otr b ytnich i pszennych a cenami yta i pszenicy. Najs absza krótkookresowa reakcja zachodzi a pomi dzy cenami szynki a cenami mi sa wieprzowego. Powi zanie pomi dzy cenami szynki a cenami mi sa ma przede wszystkim charakter reakcji dostosowuj cej te ceny do d ugookresowej relacji. Wskazuje na to relatywnie wysoka warto parametru ECT. W wi kszo ci analizowanych produktów relacje d ugookresowe po egzogenicznym szoku cenowym by y osi gane po 2 3 tygodniach, jednak w przypadku schabu proces ten trwa oko o 20 tygodni, a w przypadku m ki ytniej jeszcze d u ej. Porównanie parametrów ECT + i ECT wskazuje na wyst powanie w niektórych modelach asymetrycznych reakcji cenowych. Generalnie asymetria polega a na silniejszej reakcji cen produktów na wzrosty ni na spadki cen surowców rolnych. Asymetria tego typu najsilniej by a zauwa alna w przypadku cen szynki.

Analiza powi za mi dzy cenami produktów rolnych i spo ywczych 55 Tabela 4. Model transmisji cen pomi dzy cenami producentów a cenami przetwórców LM Produkt Sta a ECT+ ECT d(y t 1 ) d(y t 2 ) d(y t 3 ) dx t d(x t 1 ) d(x t 2 ) d(x t 4 ) d(x t 5 ) R 2 test 1 0,0010 Schab 0,4296 0,0049 Szynka 0,0511 0,0004 M ka p. 0,8211 0,0003 Otr by p. 0,9572 0,0009 M ka. 0,6433 0,0005 Otr by. 0,9377 0,0073 0,8803 0,1183 0,2709 0,0718 0,0751 0,0809 0,1216 0,0075 0,7985 0,1078 0,1682 0,1197 0,3848 0,0621 0,5851 0,1110 0,1938 0,6091 0,0357 0,0058 0,0748 0,1934 1,0750 0,1616 0,0152 0,0852 0,2339 0,1943 0,0182 0,0384 0,0007 0,0044 0,0063 0,8736 0,1520 0,2673 0,9742 0,2393 0,0427 0,0003 0,2118 0,5382 0,1228 0,2066 0,2627 0,2743 0,0627 0,0101 0,0059 0,1436 0,7574 0,0044 0,1352 0,2089 0,6932 0,0587 0,0101 0,0369 0,0702 0,2896 0,01200 0,0048 0,2496 0,2350 0,6224 0,0085 0,0153 1 test LM Breuscha i Godfreya.

56 Jerzy Rembeza, Joanna Gi ka-zaporska IV. PODSUMOWANIE Przeprowadzone analizy wskazuj generalnie na silne powi zania cen surowców rolnych z cenami produktów spo ywczych. W przypadku analizowanych produktów dominowa wp yw cen surowców na ceny przetworów. Szybko reakcji cenowych by a jednak zró nicowana. Najszybsze procesy dostosowawcze zachodzi y w przypadku relacji mi dzy cenami otr b a cenami zbó, natomiast najwolniejsze w przypadku relacji mi dzy cenami m ki ytniej a cenami yta. W cz ci przypadków stwierdzono asymetryczne reakcje cenowe polegaj ce na silniejszej reakcji na wzrost ni na spadki cen surowców rolnych, co sugeruje wyst powanie nie w pe ni konkurencyjnych struktur rynkowych. Uzyskane wyniki wskazuj te na to, e dane cenowe opracowywane przez MRiRW oraz IJHARS mog stanowi cenne uzupe nienie danych GUS. BIBLIOGRAFIA Aguiar D.R.D., Santana J.A. (2002), Asymmetry in farm to retail price transmission: evidence from Brazil, Agribusiness, 18, 37 48. Azzam A. (1999), Asymmetry and rigidity in farm-retail transmission, American Journal of Agricultural Economics, 81, 525 533. Bachmaier L.J., Griffin J.M. (2003), New evidence on asymmetric gasoline price responses, Review of Economics and Statistics, 85, 772 776. Cramon-Taubadel Von S. (1998), Estimating asymmetric price transmission with the error correction representation: an application to the German pork market. European Reviev of Agricultural Economics, 25, 1 18. Meyer J., Cramon-Taubadel Von S. (2002), Asymmetric price transmission: a survey, Department of Agricultural Economics, Gottingen, Germany, Contributed paper at the 10 th EAAE Conference in Zaragoza. Peltzman S. (2000), Price rise faster than they fall, Journal of Political Economy, 108, 466 502. Rembeza J., Seremak-Bulge (2006), Asymetria na rynku mleka i jego produktów, Zagadnienia Ekonomiki Rolnej, 3(308), 110 123. Takayama T., Judge G. (1971), Spatial and temporal price allocation models, North-Holland Publishing, Amsterdam. Jerzy Rembeza Joanna Gi ka-zaporska ANALYSES OF RELATIONSHIPS BETWEEN PRICES OF AGRICULTURE PRODUCTS AND PRICES OF ALIMENTARY PRODUCTS Abstract In the research, there were analysed linkages between prices of cereal products and cereal prices as well as linkages between the prices of the meat products and meat prices. The obtained results indicate that there occurs long-term relationships.there occurs price transmission from raw materials to processed products. The quickest adjustment processes occured between the bran prices and the cereal prices. There were found asymmetric reactions of the prices, in some cases.