Powiązania pomiędzy cenami drobiu i żywca wieprzowego, a cenami zbóż

Związki pomiędzy cenami żywca, a cenami zbóż są naturalne. Jednak natura tych powiązań jest złożona. Z jednej strony zboża i pasze zbożopo-chodne są główną paszą w chowie drobiu oraz trzody chlewnej. Zmiany cen pasz przekładają się więc na koszty produkcji żywca, co z kolei powinno mieć wpływ na jego ceny. Jest to spojrzenie na kształtowanie się cen żywca od strony podażowej. Z drugiej jednak strony wzrost popytu na żywiec mo-że spowodować wzrost jego cen, co pociągałoby za sobą wzrost wielkości jego podaży, w konsekwencji wzrost popytu na pasze, co z kolei pociągało-by za sobą wzrost ich cen. Jest to spojrzenie na kształtowanie się cen zbóż od strony popytowej. W obu przypadkach zachodziłyby powiązania pomię-dzy zmianami cen żywca i zbóż. W przeciwnym kierunku skierowany byłby jednak przepływ impulsów cenowych. W sytuacji pierwszej ceny zbóż wpływałyby na ceny żywca, w drugiej odwrotnie. Analizę powiązań ceno-wych pomiędzy rynkami żywca a rynkami zbóż komplikuje również możli-wość występowania opóźnionych reakcji cenowych. Na rynku spot ceny żywca są kształtowane głównie przez bieżącą podaż i popyt. Zmiana cen zbóż nie wpływa na te relacje. Może jednak uruchamiać reakcje dostoso-wawcze w chowie trzody chlewnej, które z uwagi na długość cyklu produk-cyjnego mogą wpłynąć na przyszłą podaż i przyszłe ceny. Mechanizm ten jest jedną z przesłanek tłumaczących przyczyny tzw. cykli świńskich. Szyb-ciej powinien się ujawniać mechanizm o przeciwnym kierunku przepływu cen. Należy jednak uwzględnić, że ceny spot zbóż są kształtowane tylko w części przez popyt na paszę. Istotny wpływ na ich poziom ma międzyna-rodowy rynek.

W niniejszym punkcie starano się opisać empiryczne powiązania pomiędzy cenami żywca i zbóż. Interesowano się więc kierunkiem prze-pływu impulsów cenowych oraz ich rozkładem w czasie. Z uwagi na re-latywnie długie cykle produkcyjne i wynikającą z tego możliwość znacz-nych opóźnień w reakcjach, w analizie bazowano na cenach skupu żyw-ca i zbóż z ostatniego miesiążyw-ca kolejnych kwartałów. Od strony tech-nicznej procedura badawcza była taka sama jak w przypadku

pozosta-łych analiz transmisji cen. Obejmowała testowanie stacjonarności zmiennych, analizę związków kointegrujących, przyczynowość Grangera oraz budowę modeli transmisji.

Wykres 51. Ceny skupu żywca i zbóż

3,0 4,0 5,0 6,0 7,0

1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

ln(zł/kg)

Trzoda Pszenica Drób Żyto

Źródło: Dane GUS.

Wyniki testów stacjonarności przedstawiono w tabeli 66. Nie dają one jednoznacznych wyników, ponieważ w modelu ze stałą test ADF wskazywał na stacjonarność wszystkich zmiennych na ich poziomie, na-tomiast w modelu bez stałej stacjonarnej były tylko pierwsze różnice.

Ostrożność nakazuje przyjęcie jako stacjonarnych pierwszych różnic cen.

Kolejny etap analizy dotyczył testowania istnienia związków kointegrują-cych. Równanie kointegrujące uwzględniało stałą, zmienną czasową oraz ceny zbóż. Testy wykonano dla trzech powiązań: cena żywca wieprzowe-go – cena pszenicy, cena żywca wieprzowewieprzowe-go – cena żyta, cena drobiu – cena pszenicy. Wyniki testowania stacjonarności reszt z równań kointe-grujących przedstawia tabela 67. We wszystkich kombinacjach reszty by-ły stacjonarne. Wskazuje to na istnienie związków długookresowych

po-między poszczególnymi parami zmiennych. Wskazuje również na zasad-ność przeprowadzenia testów na przyczynowość Grangera oraz zbudowa-nie modeli transmisji z mechanizmem korekty błędem.

Tabela 66. Stopień integracji poszczególnych zmiennych – wyniki testu ADF

I~0 I~1 Zmienna

bez stałej ze stałą bez stałej ze stałą

Drób 0,2290 -4,1050² -7,1208³ -7,0355³

Trzoda 0,2419 -3,3147¹ -7,0982³ -7,0295³ Pszenica -0,0826 -4,4532³ -6,8779³ -6,7963³

Żyto 0,5182 -4,5076³ -7,0368³ -6,9791³

1, 2, 3

– istotne na poziomie odpowiednio 0,05; 0,01; 0,001 Źródło: Obliczenia własne.

Tabela 67. Analiza kointegracji – stacjonarność reszt z regresji kointegrującej (test ADF)

Para zmiennych Model bez stałej Model ze stałą Drób – pszenica -4,8580³ -4,7988³

Trzoda – pszenica -4,8797³ -4,8197³ Trzoda – żyto -4,6571³ -4,5932³

3 – oznaczenie jak w tabeli 65.

Źródło: Obliczenia własne.

Testowanie związków o charakterze przyczynowym przeprowadzo-no posługując się testem na przyczyprzeprowadzo-nowość Grangera pomiędzy parami zmiennych. Wyniki testów (tab. 68) wskazują, że informacje o opóźnio-nych cenach zbóż wnoszą dodatkową informację do modelu objaśniające-go kształtowanie się cen drobiu i trzody chlewnej. Ceny zbóż są więc w sensie Grangera przyczyną cen żywca. Nie stwierdzono natomiast istot-nego statystycznie związku skierowaistot-nego w odwrotną stronę. Uzyskane wyniki wskazują więc, że w powiązaniu cen zbóż i żywca w praktyce większe znaczenie mają szoki cenowe na rynku zbóż, kształtujące uwa-runkowania podażowe na rynku trzody, niż szoki cenowe na rynku żywca wpływające na uwarunkowania popytowe na rynku zbóż.

Charakterystykę modeli transmisji cen zamieszczono w tabeli 69.

Zgodnie z przypuszczeniami charakter procesów dostosowawczych po-między cenami żywca a cenami zbóż ma charakter długookresowy.

Zmienne autoregresyjne oraz opóźnione zmiany cen zbóż nie wykazywały istotnego wpływu na zmiany cen żywca. Jedyną zmienną, która wykazy-wała w każdej kombinacji istotny wpływ na zmianę cen żywca była zmienna ECT, a więc parametr korekty błędem. Opisuje on dochodzenie do długookresowej równowagi pomiędzy cenami żywca, a cenami zbóż po szoku cenowym na rynku zbóż. Oznacza to brak występowania reakcji cen żywca na krótkookresowe zmiany cen zbóż. Dopiero gdy zostaje na-ruszona długookresowa relacja pomiędzy cenami trzody oraz drobiu uru-chamiany jest mechanizm, który stopniowo doprowadza ceny żywca do długookresowych relacji względem cen zbóż.

Uzyskane wyniki wskazują na znacznie szybszy przebieg reakcji dostosowawczej w przypadku cen drobiu. Relacja długookresowa pomię-dzy cenami drobiu, a cenami zbóż jest przywracana po niecałych dwóch kwartałach. Oznacza to, że wzrost cen zbóż o 1% powoduje, że w ciągu dwóch kwartałów ceny drobiu wzrosną także o około 1%. W przypadku cen żywca wieprzowego powrót do równowagi długookresowej trwał około 5 kwartałów. Oznacza to, że w ciągu jednego roku wzrost cen zbóż o 1% prowadziłby do wzrostu cen trzody chlewnej o około 0,85%.

W przypadku zmiany cen na rynku zbóż w nowym roku zbiorów zmiana cen zbóż z poprzedniego roku zbiorów może więc nie być w pełni prze-niesiona na zmiany cen żywca wieprzowego. W przypadku drobiu zmiana cen zbóż w okresie pomiędzy zbiorami jest natomiast praktycznie w cało-ści przeniesiona. Wyraźnie widać, że krótsze cykle produkcyjne w chowie drobiu powodują znacznie szybsze reakcje cenowe na zmiany cen zbóż.

Tabela 68. Ceny żywca a ceny zbóż – przyczynowość Grangera Pary zmiennych Test F Wartość p Kierunek zależności Pszenica – Drób

Tabela 69. Modele transmisji cen pomiędzy rynkiem żywca a rynkiem zbóż

Para zmiennych Stała ECT-1 R2 DW

Drób – pszenica 0,0021 (0,8582)*

-0,7168

(0,0000)* 0,41 1,85

Trzoda – pszenica 0,0068 (0,6863)*

* w nawiasach wartości p Źródło: Obliczenia własne.

6.3. Powiązania pomiędzy cenami żywca wieprzowego, wołowego