Instytucjonalne determinanty zrównowaĪenia Ğrodowiskowego Analizie statystycznej poddano nastĊpujące instytucjonalne determinanty

zrównowaĪenia Ğrodowiskowego: struktury instytucjonalne, instytucje rynkowe oraz instytucje spoáeczne. Do badania związków w tym zakresie wykorzystano wielowymiarową analizĊ wariancji typu MANOVA.

Badanie rozpoczyna weryfikacja statystyczna obserwacji, Īe silniejsze związki instytucjonalne ogóáem mają wpáyw na istotne statystycznie zmiany Ğredniej wartoĞci wskaĨnika zrównowaĪenia gospodarstwa rolnego. AnalizĊ wa-riancji przeprowadzono na podstawie 3 grup struktur instytucjonalnych cechują-cych siĊ rosnącą intensywnoĞcią związków instytucjonalnych z otoczeniem.

Rozkáady zmiennych zaleĪnych w kaĪdej z podgrup doprowadzono do normalnych za pomocą odpowiednich transformacji⁷⁴ i zweryfikowano zaáoĪe-nia MANOVA. Nie byáo podstaw do odrzucezaáoĪe-nia hipotez zerowych o równoĞci wariancji i jednorodnoĞci macierzy kowariancji – p = 0,064885, czyli p > 0,05.

NastĊpnie zweryfikowano istotnoĞü róĪnic wektorów Ğrednich wartoĞci wskaĨ-nika zrównowaĪenia oraz wspóáczynników cháonnoĞci. Zgodnie z przyjĊtymi zaáoĪeniami, odrzucono hipotezĊ zerową o równoĞci wektorów Ğrednich na rzecz hipotezy alternatywnej, Īe róĪnią siĊ one istotnie. Oznacza to, Īe wektor wskaĨników zrównowaĪenia oraz wspóáczynników cháonnoĞci w gospodarstwie indywidualnym zmienia siĊ istotnie przy rozwijaniu struktury instytucjonalnej, w której podmiot funkcjonuje. Testy jednowymiarowe jednak nie potwierdziáy istotnoĞci zróĪnicowania wskaĨnika zrównowaĪenia, zaĞ jedynie kosztocháonno-Ğci i pracocháonnokosztocháonno-Ğci. Zatem czĊĞü pierwszej postawionej hipotezy nie znajduje potwierdzenia w analizie statystycznej – silniejsze związki instytucjonalne go-spodarstw ogóáem nie mają wpáywu na istotne statystycznie zmiany Ğredniej wartoĞci wskaĨnika zrównowaĪenia Ğrodowiskowego gospodarstwa rolnego.

Rodzi siĊ w tym miejscu pytanie, czy zmiany Ğredniej wartoĞci wskaĨnika

73 Zakáadając, Īe UE poprzez obecne reformy WPR ostatecznie zerwaáa z dotychczasowym modelem industrialnym, którego wyróĪnikiem byáo powiązanie wsparcia z wydajnoĞcią pro-dukcji rolnej.

74 Rozkáady te zostaáy ocenione na podstawie wykresów normalnoĞci rozkáadu i widocznych odchyleĔ wartoĞci obserwowanej od oczekiwanej normalnej. NormalnoĞü w wątpliwych przypadkach potwierdzono testem Shapiro-Wilka. W razie koniecznoĞci usuniĊto obserwacje odstające, a zmienne zaleĪne poddano transformacji – na ogóá semilogarytmicznej (gdzie X’ = ln X), doprowadzając w ten sposób ich rozkáad do normalnego.

zrównowaĪenia przy zmianie struktur instytucjonalnych w przekroju róĪnych typów produkcyjnych są istotne statystycznie.

Przeprowadzona analogicznie jednoczynnikowa, wielowymiarowa analiza wariancji (MANOVA), gdzie wymiarami są: zrównowaĪenie Ğrodowiskowe oraz wspomniane wyĪej wspóáczynniki cháonnoĞci, a predyktorem jakoĞciowym (czynnikiem) struktury instytucjonalne ogóáem, dowiodáa, Īe struktury instytu-cjonalne ogóáem nie wpáywają na poziom zrównowaĪenia Ğrodowiskowego go-spodarstw bez wzglĊdu na typ produkcyjny⁷⁵.

W analogiczny sposób dokonano weryfikacji stwierdzenia, Īe instytucje rynkowe mają wpáyw na istotne statystycznie zmiany Ğredniej wartoĞci wskaĨ-nika zrównowaĪenia gospodarstwa rolnego. AnalizĊ wariancji przeprowadzono na podstawie 4 grup struktur instytucjonalnych cechujących siĊ rosnącą inten-sywnoĞcią związków z instytucjami rynkowymi.

W kaĪdej z podgrup doprowadzono rozkáady zmiennych zaleĪnych do normalnych za pomocą odpowiednich transformacji i zweryfikowano zaáoĪenia MANOVA. Nie byáo podstaw do odrzucenia hipotez zerowych o równoĞci wa-riancji i jednorodnoĞci macierzy kowawa-riancji. Kolejno zweryfikowano istotnoĞü róĪnic wektorów Ğrednich wartoĞci wskaĨnika zrównowaĪenia oraz wspóáczyn-ników cháonnoĞci. Zgodnie z przyjĊtymi zaáoĪeniami odrzucono hipotezĊ zero-wą o równoĞci wektorów Ğrednich na rzecz hipotezy alternatywnej, Īe róĪnią siĊ one istotnie. Zatem moĪna stwierdziü, iĪ wektor wspóáczynników: zrównowaĪe-nia oraz cháonnoĞci w gospodarstwie indywidualnym zmiezrównowaĪe-nia siĊ istotnie przy rozwijaniu rynkowej struktury instytucjonalnej, w której funkcjonuje gospodar-stwo. I tym razem testy jednowymiarowe nie potwierdziáy istotnoĞci zróĪnico-wania wskaĨnika zrównowaĪenia, natomiast dwóch innych – ziemiocháonnoĞci i pracocháonnoĞci. Zatem kolejna czĊĞü z pierwszej przedstawionej hipotezy nie znajduje potwierdzenia w analizie statystycznej – silniejsze związki z instytu-cjami rynkowymi nie mają wpáywu na istotne statystycznie zmiany Ğredniej wartoĞci wskaĨnika zrównowaĪenia gospodarstwa rolnego. Nie mniej interesu-jących wniosków dostarcza analiza Ğrednich wspóáczynnika zrównowaĪenia w przekroju poszczególnych klas rynkowych struktur instytucjonalnych.

75 Potwierdzono wyniki wczeĞniejszych badaĔ, a mianowicie: wpáyw struktury instytucjonal-nej na ziemiocháonnoĞü w typie uprawy polowe, na kosztocháonnoĞü w typie chów i hodowla bydáa mlecznego, na pracocháonnoĞü w typie chów i hodowla trzody chlewnej oraz brak związku miĊdzy wspóáczynnikami cháonnoĞci a strukturą instytucjonalną w typie uprawy ogrodnicze i sadownictwo.

Tabela 3. ZrównowaĪenie Ğrodowiskowe wzglĊdem rynkowej struktury instytucjonalnej – statystyka opisowa

poziom

czynnika Ğrednia odch.

stand. báąd stand. – 95% +95%

Ogóáem 2,641457 0,880670 0,046610 2,549791 2,733122 A 2,523810 0,916997 0,141496 2,238053 2,809566 B 2,551020 0,812435 0,067008 2,418588 2,683452 C 2,600000 0,816497 0,163299 2,262967 2,937033 Rynkowa struktura instytucjonalna

D 2,776224 0,937629 0,078409 2,621225 2,931223 ħródáo: Jak dla rys. 2.

Jak widaü, im silniejszy związek gospodarstwa z instytucjami rynkowymi (przejĞcie z A do D), tym wyĪszy wskaĨnik zrównowaĪenia (jednak nie istotnie statystycznie). Ponownie rodzi siĊ pytanie, czy zmiany Ğredniej wartoĞci wspóá-czynnika zrównowaĪenia przy zmianie rynkowych struktur instytucjonalnych w przekroju róĪnych typów produkcyjnych są istotne statystycznie. Przeprowa-dzona analogicznie jednoczynnikowa, wielowymiarowa analiza wariancji (MANOVA), gdzie wymiarami byáy: zrównowaĪenie oraz wspomniane wyĪej wspóáczynniki cháonnoĞci, a predyktorem jakoĞciowym rynkowe struktury in-stytucjonalne (ujĊte w dwóch grupach A i B, by zachowaü warunek dostatecznie licznej zbiorowoĞci przypadków) dowiodáa, Īe zaleĪnoĞü taka wystĊpuje w typie 1: uprawy polowe. Po pierwsze, nie byáo podstaw do odrzucenia hipotez zerowych o równoĞci wariancji i jednorodnoĞci macierzy kowariancji. Kolejno zweryfikowano istotnoĞü róĪnic wektorów Ğrednich wartoĞci wskaĨnika zrów-nowaĪenia oraz wspóáczynników cháonnoĞci. Zgodnie z przyjĊtymi zaáoĪeniami odrzucono hipotezĊ zerową o równoĞci wektorów Ğrednich na rzecz hipotezy alternatywnej, Īe róĪnią siĊ one istotnie. Testy jednowymiarowe potwierdziáy istotnoĞü zróĪnicowania wskaĨnika ziemiocháonnoĞci i interesującego nas wskaĨnika zrównowaĪenia. Wspóáczynnik zrównowaĪenia gospodarstw rolnych w warunkach rosnącej intensywnoĞci związków z instytucjami rynkowymi miĊ-dzy klasą instytucji A a B – roĞnie z 2,61 do 3,27, tj o 25,3%.

Obserwacja ta moĪe byü wstĊpną falsyfikacją tezy drugiej, Īe wraz z bar-dziej intensywnym gospodarowaniem maleje zrównowaĪenie gospodarstw rol-nych. Przeprowadzone w pozostaáych typach produkcyjnych analizy nie dowio-dáy wpáywu rynkowych struktur instytucjonalnych na poziom zrównowaĪenia Ğrodowiskowego gospodarstw.

W analogiczny sposób dokonano weryfikacji stwierdzenia, Īe instytucje spoáeczne mają wpáyw na istotne statystycznie zmiany Ğredniej wartoĞci wskaĨ-nika zrównowaĪenia gospodarstwa rolnego. AnalizĊ wariancji przeprowadzono

na podstawie 5 grup struktur instytucjonalnych cechujących siĊ rosnącą inten-sywnoĞcią związków z instytucjami spoáecznymi.

W kaĪdej z podgrup doprowadzono rozkáady zmiennych zaleĪnych do normalnych za pomocą odpowiednich transformacji i zweryfikowano zaáoĪenia MANOVA. Nie byáo podstaw do odrzucenia hipotez zerowych o równoĞci wa-riancji i jednorodnoĞci macierzy kowawa-riancji – p = 0,051812, czyli p > 0,05. Na-stĊpnie zweryfikowano istotnoĞü róĪnic wektorów Ğrednich wartoĞci wskaĨnika zrównowaĪenia oraz wspóáczynników cháonnoĞci. Zgodnie z przyjĊtymi zaáoĪe-niami, odrzucono hipotezĊ zerową o równoĞci wektorów Ğrednich na rzecz hipo-tezy alternatywnej, Īe róĪnią siĊ one istotnie.

Stąd moĪna stwierdziü, iĪ wektor wspóáczynników: zrównowaĪenia oraz cháonnoĞci w gospodarstwie indywidualnym zmienia siĊ istotnie przy rozwijaniu spoáecznej struktury instytucjonalnej, w której funkcjonuje gospodarstwo. Po-dobnie jak w przypadku analizy wpáywu struktury instytucjonalnej ogóáem, testy jednowymiarowe nie potwierdziáy istotnoĞci zróĪnicowania wskaĨnika zrówno-waĪenia, natomiast dwóch innych – ziemiocháonnoĞci i pracocháonnoĞci. Zatem moĪna uznaü, iĪ pierwsza hipoteza nie znajduje potwierdzenia. Rzecz ma siĊ podobnie, jeĞli idzie o zmiany Ğredniej wartoĞci wspóáczynnika zrównowaĪenia przy zmianie spoáecznych struktur instytucjonalnych w przekroju róĪnych typów produkcyjnych. Przeprowadzona analogicznie jednoczynnikowa, wielowymia-rowa analiza wariancji (MANOVA), gdzie wymiarami są: zrównowaĪenie oraz wspomniane wyĪej wspóáczynniki cháonnoĞci, a predyktorem jakoĞciowym (czynnikiem) spoáeczne struktury instytucjonalne, dowiodáa, Īe spoáeczne struk-tury instytucjonalne nie wpáywają na poziom zrównowaĪenia gospodarstw bez wzglĊdu na typ gospodarowania.

Podsumowując powyĪsze rozwaĪania, naleĪy stwierdziü, iĪ w zidentyfi-kowanych klasach indywidualnych gospodarstw rolnych, cechujących siĊ róĪną intensywnoĞcią związków instytucjonalnych z otoczeniem (rozpatrywanych ogóáem, w ujĊciu rynkowym oraz spoáecznym), zrównowaĪenie Ğrodowiskowe gospodarstw nie wykazuje istotnych róĪnic spowodowanych oddziaáywaniem sfery instytucjonalnej, w której gospodarstwo funkcjonuje. Związek taki zostaá wykazany jedynie w przypadku gospodarstw zajmujących siĊ uprawami polo-wymi, gdzie predykatorem jakoĞciowym byáa rynkowa struktura instytucjonal-na. Niemniej naleĪy podkreĞliü, iĪ zauwaĪalna jest wprost proporcjonalna zaleĪ-noĞü pomiĊdzy Ğrednią wielkoĞcią wskaĨnika zrównowaĪenia Ğrodowiskowego gospodarstw a intensywnoĞcią związków instytucjonalnych, co przejawia siĊ tym, iĪ w wyĪszych klasach histogramu wskaĨnik ten osiąga wiĊksze wartoĞci.

Jednak nie są to zmiany istotne statystycznie.

4. ZrównowaĪenie Ğrodowiskowe a wzrost produktywnoĞci