Materiaá i metoda

Proces oddziaáywania odlegáych przestrzennie obszarów na rynek mleka w Polsce nastĊpuje przede wszystkim za poĞrednictwem cen produktów mlecz-nych. W celu okreĞlenia wpáywu Ğwiatowych cen na polski rynek mleka

prze-







       

Ceny zbytu trwaáych przetworów

203

0DVáRH[WUDEORNL 6HUHGDPVNL









       

Ceny zbytu ĞwieĪych przetworów

ĝPLHWDQDWáXV]F]X 0OHNRWáIROLD -RJXUWRZRFRZ\

6HUWZDURJRZ\WáXVW\

prowadzono badania, wykorzystując miesiĊczne notowania cen masáa, OMP i sera⁴¹. Zakres czasowy badaĔ obejmowaá okres od stycznia 2000 do grudnia 2015 roku dla masáa i OMP, zaĞ dla sera, ze wzglĊdu na dostĊpnoĞü danych, byá to okres od stycznia 2001 do grudnia 2015 roku. Wykorzystano ceny produktów mleczarskich gromadzone przez Italian Dairy Economic Consulting [CLAL 2000-2015]. Analizowano powiązanie cen produktów mleczarskich w Polsce (P) z cenami produktów mleczarskich na kluczowych rynkach na Ğwiecie, tj. w portach Zachodniej Europy (E), w Oceanii (O) i w USA (U). Analizy opar-to na danych logarytmowanych ze wzglĊdu na fakt, Īe analizowane szeregi cza-sowe miaáy w wiĊkszym stopniu charakter multiplikatywny niĪ addytywny oraz to, Īe w procedurach testujących stosuje siĊ metodĊ najmniejszych kwadratów [Hamulczuk 2007].

AnalizĊ szeregów czasowych rozpoczĊto od weryfikacji stopnia ich inte-gracji. Do tego celu wykorzystano rozszerzony test pierwiastka jednostkowego ADF o statystyce [Charemza i Deadman 1997]:

οݕ_௧ ൌ ߜݕ_௧ିଵ൅ σ^௞_௝ୀଵݕ_௝οݕ_௧ି௝൅ ߝ_௧ (1) gdzie: ߜ – parametr modelu stanowiący podstawĊ badania integracji;

k – wykorzystany rząd opóĨnienia (okreĞlony na podstawie kryterium in-formacyjnego Akaike’a).

Model ten moĪe byü rozszerzony o skáadniki deterministyczne, jak wyraz wol-ny, trend i zmienne 0-1. HipotezĊ zerową o wystĊpowaniu pierwiastka jednost-kowego naleĪy odrzuciü, wówczas gdy wartoĞü statystyki t jest wiĊksza od war-toĞci krytycznych z tablic testu ADF.

Wszystkie analizowane zmienne okazaáy siĊ niestacjonarne. Wskazują na to wyniki testu ADF zamieszczone w tabeli 4.11, potwierdzające brak podstaw do odrzucenia H0 o wystĊpowaniu pierwiastka jednostkowego. Dopiero pierwsze róĪnice cen okazaáy siĊ stacjonarne. StopieĔ zintegrowania szeregów czasowych cen produktów mleczarskich dla modelu z wyrazem wolnym bez trendu byá na takim samym poziomie.

OcenĊ wspóázaleĪnoĞci cen polskich produktów mleczarskich z cenami pro-duktów na wybranych rynkach na Ğwiecie rozpoczĊto od obliczenia wspóáczynni-ków korelacji pomiĊdzy cenami i przyrostami cen. NastĊpnie przeprowadzono te-sty kointegracji oraz testowano przyczynowoĞü. Wszystkie analizy przeprowadzo-no dla caáego okresu oraz dla dwóch podokresów: 2000-2007 (dla sera 2001-2007) i 2008-2015 w celu ukazania dynamiki. Podokresy wydzielono sugerując siĊ

41 W przypadku sera notowania cen dla Polski dotyczyáy sera edamskiego, a dla pozostaáych obszarów sera cheddar.

nymi zmianami cen w okresie 2007-2008, co potwierdza miĊdzynarodowy indeks cen produktów mleczarskich FAO⁴². Moment ten równieĪ odpowiada tzw. „trzeciej fali zmian” w przetwórstwie mleka w Polsce związanej z globalizacją [Pietrzak i Roman 2014]. Wszystkie obliczenia wykonano w programie Gretl.

Tabela 4.11. Wyniki testu ADF zlogarytmowanych i oczyszczonych z sezonowoĞci cen produktów mleczarskich dla modelu z wyrazem wolnym i trendem

Nazwa

Poziom cen Pierwsze róĪnice cen

2000-2015 2000-2007 2008-2015 2000-2015 2000-2007 2008-2015 t P t p t p t p t p t p

MASàO

P -3,38 0,06 -2,00 0,59 -3,16 0,09 -11,39 0,00 -9,34 0,00 -5,07 0,00 E -3,08 0,11 -2,81 0,19 -1,71 0,75 -7,87 0,00 -4,60 0,00 -6,73 0,00 O -3,15 0,09 -2,80 0,20 -2,40 0,38 -4,71 0,00 -5,31 0,00 -5,74 0,00 U -2,43 0,36 -2,98 0,14 -2,63 0,27 -12,47 0,00 -8,94 0,00 -8,59 0,00

OMP

P -2,39 0,38 -1,44 0,85 -2,02 0,59 -7,58 0,00 -5,45 0,00 -5,29 0,00 E -2,63 0,27 -2,30 0,44 -1,89 0,66 -7,59 0,00 -4,04 0,01 -6,52 0,00 O -2,80 0,20 -1,97 0,62 -1,98 0,61 -8,36 0,00 -3,67 0,02 -7,02 0,00 U -2,51 0,32 -2,04 0,58 -1,95 0,63 -7,87 0,00 -3,86 0,02 -6,39 0,00

SER*

P -2,46 0,35 -1,41 0,86 -1,80 0,70 -8,19 0,00 -5,79 0,00 -6,16 0,00 O -2,90 0,16 -3,06 0,12 -2,80 0,20 -4,63 0,00 -5,22 0,00 -4,04 0,01 U -2,79 0,20 -2,11 0,54 -2,77 0,21 -10,58 0,00 -6,49 0,00 -8,71 0,00

* dla sera okresy 2001-2015, 2001-2007 i 2008-2015

ħródáo: obliczenia wáasne na podstawie danych CLAL.IT dotyczących cen produktów mle-czarskich (http://www.clal.it/en/?section=riepilogo#).

AnalizĊ kointegracji przeprowadzono w celu okreĞlenia siáy związków dáugookresowych. Pozwala ona okreĞliü czy pomiĊdzy szeregami cen istnieje pewna równowaga, w której odchylenia dąĪą do zera. Odchylenia te mają cha-rakter krótkookresowy i nie przesądzają o braku zaleĪnoĞci pomiĊdzy cenami w dáuĪszym okresie [Rembeza i inni 2005]. Zmienne niestacjonarne wykazujące taki związek zwane są skointegrowanymi. W pracy przeprowadzono kointegra-cjĊ w oparciu o metodĊ Johansena. Metoda ta polega na estymacji modelu wek-torowej autoregresji:

οݔ_௧ ൌ ߎݔ_௧ିଵ൅ σ^௞ିଵ_௜ୀଵ ߁_௜ݔ_௧ିଵ൅ ʣܦ_௧൅ ߝ_௧ሺʹሻ

42 Indeks cen produktów mleczarskich FAO wzrósá o 100% do poziomu 268 pomiĊdzy listo-padem 2006 roku, a listolisto-padem 2007 roku. Natomiast w ciągu kolejnego roku spadá o 40% do poziomu 159, a w listopadzie 2009 roku wzrósá ponownie do poziomu 208.

metodą najwiĊkszej wiarygodnoĞci i wyznaczeniu wartoĞci wáasnych macierzy parametrów Ȇ oraz sprawdzeniu liczby niezerowych wartoĞci wáasnych [Czapla 2010]. Wedáug Johansena do badania kointegracji moĪna uĪyü rzĊdu macierzy Ȇ, który jest równy liczbie niezaleĪnych wektorów kointegrujących. JeĪeli rząd ma-cierzy wynosi 0, oznacza to brak kointegracji. JeĞli macierz Ȇ jest peánego rzĊdu, oznacza to, Īe testowane szeregi cen są stacjonarne. Natomiast jeĪeli macierz Ȇ jest rzĊdu 1, istnieje tylko jeden wektor kointegracyjny [Kusideá 2000].

W ocenie krótkookresowych powiązaĔ miĊdzy cenami produktów mlecz-nych na analizowamlecz-nych rynkach zastosowano test przyczynowoĞci Grangera.

Wedáug testu „zmienna X jest przyczyną zmiennej Y w sensie Grangera, jeĪeli bieĪące wartoĞci Y są lepiej objaĞniane przy uĪyciu opóĨnionych i bieĪących wartoĞci X niĪ bez ich wykorzystania” [Hamulczuki inni 2012, s. 54]. Przyczy-nowoĞü w niniejszej pracy badano na podstawie testu o konstrukcji [Hamulczuk i Klimkowski 2011]:

ݕ_௧ ൌ ܣ_଴ܦ_௧൅ ෍^௞ ߙ_௝ݕ_௧ିଵ

௝ୀଵ ൅ ෍^௞ ߚ_௝ݔ_௧ିଵ൅ ߝ_௧

௝ୀଵ (3) JeĞli ȕ1=ȕ2=…=ȕk = 0, to zmienna X nie jest przyczyną zmiennej Y w sensie Grangera. Z kolei jeĪeli zmienna X jest przyczyną zmiennej Y oraz zmienna Y jest przyczyną zmiennej X, to wtedy wystĊpuje przyczynowoĞü wzajemna. Do zweryfikowania hipotezy zastosowano test Fishera-Snedecora [Charemza i Deadman 1997].

W celu wstĊpnego zbadania wspóázaleĪnoĞci pomiĊdzy cenami artykuáów mleczarskich w Polsce, portach Zachodniej Europy, Oceanii i USA obliczono pomiĊdzy nimi wspóáczynniki korelacji Pearsona (tabela 4.12). WiĊkszoĞü wspóáczynników korelacji byáa statystycznie istotna na poziomie p”0,05, wyją-tek stanowiáy niektóre powiązania cen amerykaĔskich dla masáa i sera. General-nie w przypadku wszystkich analizowanych produktów mleczarskich wspóáza-leĪnoĞci cen w Polsce z pozostaáymi regionami w latach 2008-2015 okazaáy siĊ byü silniejsze niĪ w latach 2000-2007.

W caáym okresie 2000-2015 najsilniejsze związki cen wystĊpowaáy w przypadku OMP, zarówno w przypadku analizy poziomów cen, jak i pierwszych przyrostów. Ceny OMP w Polsce w caáym okresie i w pierwszym okresie najsilniej skorelowane byáy z cenami OMP w portach Zachodniej Europy i Oceanii (wspóá-czynnik powyĪej 0,9), z cenami w USA dopiero w drugim okresie nastąpiáa silniej-sza wspóázaleĪnoĞü. W przypadku masáa równieĪ wspóázaleĪnoĞü z cenami w por-tach Zachodniej Europy byáa najwiĊksza, zwáaszcza w drugim okresie. Dla sera najsilniejsze związki wystĊpowaáy z cenami sera w Oceanii, jednakĪe w caáym okresie okazaáy siĊ nieznacznie sáabsze w porównaniu do okresu pierwszego.

Tabela 4.12. Wspóáczynniki korelacji Pearsona cen produktów mleczarskich

2000-2015 2000-2007 2008-2015 MASàO

Poziom cen

P E O U P E O U P E O U

P 1 P 1 P 1

E 0,82 1 E 0,73 1 E 0,97 1

O 0,82 0,95 1 O 0,73 0,92 1 O 0,83 0,85 1 U 0,24 0,15 0,24 1 U 0,02* -0,03* 0,05* 1 U 0,41 0,34 0,46 1

Pierwsze róĪnice cen

P E O U P E O U P E O U

P 1 P 1 P 1

E 0,49 1 E 0,29 1 E 0,74 1

O 0,31 0,59 1 O 0,24 0,68 1 O 0,38 0,56 1 U -0,07* 0,18 0,20 1 U -0,21 0,25 0,23 1 U 0,09* 0,12* 0,19* 1

OMP Poziom cen

P E O U P E O U P E O U

P 1 P 1 P 1

E 0,93 1 E 0,91 1 E 0,96 1

O 0,92 0,96 1 O 0,91 0,97 1 O 0,94 0,96 1 U 0,79 0,77 0,81 1 U 0,67 0,66 0,73 1 U 0,94 0,93 0,93 1

Pierwsze róĪnice cen

P E O U P E O U P E O U

P 1 P 1 P 1

E 0,59 1 E 0,52 1 E 0,64 1

O 0,57 0,72 1 O 0,61 0,68 1 O 0,57 0,76 1 U 0,52 0,59 0,66 1 U 0,48 0,56 0,64 1 U 0,55 0,61 0,67 1

SER**

Poziom cen

P O U P O U P O U

P 1 P 1 P 1

O 0,76 1 O 0,80 1 O 0,77 1

U 0,41 0,45 1 U 0,39 0,41 1 U 0,43 0,71 1

Pierwsze róĪnice cen

P O U P O U P O U

P 1 P 1 P 1

O 0,31 1 O 0,23 1 O 0,36 1

U 0,07* 0,34 1 U 0,03* 0,36 1 U 0,11* 0,33 1

* statystycznie nieistotne na poziomie p”0,05

** dla sera okresy 2001-2015, 2001-2007 i 2008-2015

ħródáo: obliczenia wáasne na podstawie danych CLAL.IT dotyczących cen produktów mle-czarskich (http://www.clal.it/en/?section=riepilogo#).