FOLIA OECONOMICA 271, 2012
[49] 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 analizo-wanych przypadkach stwierdzono wyst!powanie zwi zków d#ugookresowych. Dominowa#o od-dzia#ywanie surowców na ceny produktów. Najszybciej procesy dostosowawcze zachodzi#y po-mi!dzy cenami otr b a cenami zbó". W cz!$ci przypadków stwierdzono wyst!powanie asyme-trycznych reakcji cenowych.
S$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 zabu-rze% 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), Cra-mon-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, regula-cje administracyjne Aguiar, Santana (2002), Cramon-Taubadel (1998).
* Dr hab., Instytut Ekonomii i Zarz dzania, Politechnika Koszali%ska. ** Mgr, Wydzia# Mechaniczny, Politechnika Koszali%ska.
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 ko-integruj ce mia#o posta&:
t t t a a x a t y " 0! 1 ! 2 ! (1) gdzie: a0 – sta#a,
yt – poziom cen produktów spo"ywczych,
xt – 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 sto-suje si! model autoregresyjny dla zmiennych na poziomach, gdy w szeregu sta-cjonarne 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 zmien-nych, ale bez mechanizmu korekty b#!dem.
W badanym przypadku skorzystano z modelu testuj cego asymetri!, oparte-go na parametrze korekty b#!dem uwzgl!dniaj cym oddzielnie jeoparte-go warto$ci dodatnie i ujemne. W tym celu zastosowano nast!puj ce równanie:
t k i i t i k i i t i t t t ECT ECT y x y "% !% !% ! $& ! # & ! &
'
'
( " ( ( " ( ( ( ! ( 1 0 1 1 1 2 1 1 0 , (2) gdzie: ) * + , -" ! 0 0 0 t t t t ECM ECM ECM ECT gdy gdy , ) * + -, " ( 0 0 0 t t t t ECM ECM ECM ECT gdy gdy . ECMt – 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) $rednie transakcyjne ceny sprzeda"y przez zak#ady przetwórcze. W obliczeniach pos#ugiwano si! cenami przekszta#conymi do postaci logarytmów.
III. WYNIKI
Kszta#towanie si! cen poszczególnych produktów przedstawiono na rysunku 1 i 2. Analiza wykresów wskazuje, "e ceny zbó" i produktów zbo"owych podle-ga#y znacznie wi!kszym krótkookresowym wahaniom ni" ceny mi!sa i produk-tów mi!snych. Generalnie ceny surowców i przetworów wykazywa#y zbli"one trendy d#ugookresowe.
Testowanie stacjonarno$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 zintegro-wane w stopniu jeden (I~1).
4 ,7 4 ,9 5 ,1 5 ,3 5 ,5 5 ,7 5 ,9 6 ,1 6 ,3 6 ,5 6 ,7 6 ,9 2 0 0 3 -0 1 -1 2 2 0 0 3 -0 3 -1 2 2 0 0 3 -0 5 -1 2 2 0 0 3 -0 7 -1 2 2 0 0 3 -0 9 -1 2 2 0 0 3 -1 1 -1 2 2 0 0 4 -0 1 -1 2 2 0 0 4 -0 3 -1 2 2 0 0 4 -0 5 -1 2 2 0 0 4 -0 7 -1 2 2 0 0 4 -0 9 -1 2 2 0 0 4 -1 1 -1 2 2 0 0 5 -0 1 -1 2 2 0 0 5 -0 3 -1 2 2 0 0 5 -0 5 -1 2 2 0 0 5 -0 7 -1 2 2 0 0 5 -0 9 -1 2 2 0 0 5 -1 1 -1 2 2 0 0 6 -0 1 -1 2 2 0 0 6 -0 3 -1 2 2 0 0 6 -0 5 -1 2 2 0 0 6 -0 7 -1 2 2 0 0 6 -0 9 -1 2 2 0 0 6 -1 1 -1 2 c zas ln (z / 1 0 0 k g )
pszen ica !yto m "ka p sz. m "ka !yt. otr# by p sz. o tr# by !yt.
Rys. 1. Ceny zbó" i przetworów zbo"owych
8 8,2 8,4 8,6 8,8 9 9,2 9,4 9,6 9,8 2 0 0 3 -0 1 -0 5 2 0 0 3 -0 4 -0 6 2 0 0 3 -0 7 -0 6 2 0 0 3 -1 0 -0 5 2 0 0 4 -0 1 -0 4 2 0 0 4 -0 4 -0 4 2 0 0 4 -0 7 -0 4 2 0 0 4 -1 0 -0 3 2 0 0 5 -0 1 -0 2 2 0 0 5 -0 4 -0 3 2 0 0 5 -0 7 -0 3 2 0 0 5 -1 0 -0 2 2 0 0 6 -0 1 -0 1 2 0 0 6 -0 4 -0 2 2 0 0 6 -0 7 -0 2 2 0 0 6 -1 0 -0 1 2 0 0 6 -1 2 -3 1 czas ln (z / 1 0 0 k g )
mi#so schab szynka
Tabela 1. Stopie% integracji analizowanych zmiennych
I~0 I~1
Bez sta#ej Ze sta# Bez sta#ej Ze sta#
Produkt Warto$& testu Poziom p. Warto$& testu Poziom p. Warto$& testu Poziom p. Warto$& testu Poziom p. Mi!so 0,2510 0,7580 –2,7931 0,0610 –5,2219 0,0000 –5,2161 0,0000 Schab 0,2152 0,7478 –2,3112 0,1694 –9,5408 0,0000 –9,5209 0,0000 Szynka 0,7988 0,8843 –1,6727 0,4436 –14,078 0,0000 –14,090 0,0000 Pszenica 0,0908 0,7105 –1,5185 0,5224 –7,4063 0,0000 –7,3899 0,0000 M ka p, 0,1969 0,7425 –1,7416 0,4088 –6,7537 0,0000 –6,7423 0,0000 Otr!by p –0,0794 0,6551 –1,6573 0,4515 –7,3452 0,0000 –7,3270 0,0000 )yto 0,4797 0,8178 –1,4177 0,5731 –12,328 0,0000 –12,303 0,0000 M ka ". 0,6598 0,8578 –1,3034 0,6281 –6,2179 0,0000 –6,2486 0,0000 Otr!by ". 0,0365 0,6934 –1,2657 0,6454 –13,137 0,0000 –13,093 0,0000
W kolejnym etapie badano kointegracj! pomi!dzy cenami surowców rol-nych 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 0,0000 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$ci dominowa# jedynie w przypadku pary cen "yto – otr!by "ytnie. Oddzia#ywanie w drugim kierunku uwidacznia#o si! s#abiej.
Tabela 3. Wyniki testów na przyczynowo$& Grangera Test – F
Zmienna niezale"na
Zmienna
zale"na warto$& poziom p.
Dominuj cy kierunek zale"no$ci Mi!so Schab schab mi!so 16,0827 0,1596 0,0000 0,8526 mi!so => schab Mi!so Szynka szynka mi!so 5,3194 0,6640 0,0056 0,5159 mi!so => szynka Pszenica M ka psz. m ka psz. pszenica 4,8860 3,0793 0,0008 0,0172 pszenica => m ka Pszenica Otr!by psz. otr!by psz. pszenica 7,5855 4,2320 0,0000 0,0026 pszenica<=>otr!by )yto M ka "yt. m ka "yt. "yto 4,2736 12,2820 0,0151 0,0000 "yto <=> m ka )yto Otr!by "yt. otr!by "yt. "yto 2,0252 3,4533 0,1115 0,0175 "yto <= otr!by
Analiza modelu wskazuje, i" w wi!kszo$ci badanych szeregów bie" ce zmiany cen produktów rolnych silnie wp#ywa#y na bie" ce zmiany cen produk-tów spo"ywczych (tabela 4). Najsilniejsza reakcja w krótkim okresie zachodzi#a pomi!dzy cenami otr b "ytnich i pszennych a cenami "yta i pszenicy. Najs#absza krótkookresowa reakcja zachodzi#a pomi!dzy cenami szynki a cenami mi!sa wieprzowego. Powi zanie pomi!dzy cenami szynki a cenami mi!sa ma przede wszystkim charakter reakcji dostosowuj cej te ceny do d#ugookresowej relacji. Wskazuje na to relatywnie wysoka warto$& parametru ECT. W wi!kszo$ci anali-zowanych 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 para-metrów ECT+ i ECT– wskazuje na wyst!powanie w niektórych modelach asyme-trycznych 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.
T ab el a 4 . M o d el t ra n sm is ji c en p o m i! d z y c en a m i p ro d u ce n tó w a c en am i p rz et w ó rc ó w P ro d u k t S ta #a E C T + E C T – d (yt– 1 ) d (yt– 2 ) d (yt– 3 ) d xt d (xt– 1 ) d (xt– 2 ) d (xt– 4 ) d (xt– 5 ) R 2 L M te st 1 S ch ab – 0 ,0 0 1 0 0 ,4 2 9 6 – 0 ,0 0 7 3 0 ,8 8 0 3 – 0 ,1 1 9 7 0 ,0 6 2 1 – – – 0 ,3 8 4 8 0 ,0 0 0 0 – 0 ,2 1 1 8 0 ,0 0 0 0 – – 0 ,5 3 8 2 S zy n k a – 0 ,0 0 4 9 0 ,0 5 1 1 – 0 ,1 1 8 3 0 ,2 7 0 9 – 0 ,5 8 5 1 0 ,0 0 0 0 – – – – 0 ,1 2 2 8 0 ,0 6 2 7 – – 0 ,2 0 6 6 0 ,0 1 0 1 0 ,2 6 2 7 0 ,0 0 5 9 0 ,2 7 4 3 M k a p . – 0 ,0 0 0 4 0 ,8 2 1 1 – 0 ,0 7 1 8 0 ,0 7 5 1 0 ,1 1 1 0 0 ,0 3 5 7 0 ,1 9 3 8 0 ,0 0 5 8 – – 0 ,6 0 9 1 0 ,0 0 0 0 – 0 ,1 4 3 6 0 ,0 0 4 4 – – – 0 ,7 5 7 4 O tr !b y p . – 0 ,0 0 0 3 0 ,9 5 7 2 – 0 ,0 8 0 9 0 ,1 2 1 6 – 0 ,0 7 4 8 0 ,1 6 1 6 – – 0 ,1 9 3 4 0 ,0 1 5 2 1 ,0 7 5 0 0 ,0 0 0 0 0 ,1 3 5 2 0 ,0 5 8 7 – 0 ,2 0 8 9 0 ,0 1 0 1 – – 0 ,6 9 3 2 M k a ". – 0 ,0 0 0 9 0 ,6 4 3 3 – 0 ,0 0 7 5 0 ,7 9 8 5 – 0 ,0 8 5 2 0 ,0 3 8 4 0 ,2 3 3 9 0 ,0 0 0 7 0 ,1 9 4 3 0 ,0 0 4 4 – 0 ,0 1 8 2 0 ,0 0 6 3 0 ,0 3 6 9 0 ,0 1 2 0 0 0 ,0 7 0 2 0 ,0 0 4 8 – – 0 ,2 8 9 6 O tr !b y " . – 0 ,0 0 0 5 0 ,9 3 7 7 – 0 ,1 0 7 8 0 ,1 6 8 2 – 0 ,8 7 3 6 0 ,2 3 9 3 – 0 ,1 5 2 0 0 ,0 4 2 7 – 0 ,2 6 7 3 0 ,0 0 0 3 – 0 ,9 7 4 2 0 ,0 0 0 0 0 ,2 4 9 6 0 ,0 0 8 5 0 ,2 3 5 0 0 ,0 1 5 3 – – 0 ,6 2 2 4 1 t es t L M B re u sc h a i G o d fr e y a.
IV. PODSUMOWANIE
Przeprowadzone analizy wskazuj generalnie na silne powi zania cen su-rowców rolnych z cenami produktów spo"ywczych. W przypadku analizowa-nych produktów dominowa# wp#yw cen surowców na ceny przetworów. Szyb-ko$& reakcji cenowych by#a jednak zró"nicowana. Najszybsze procesy dostoso-wawcze 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 ce-nami "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
Agri-cultural 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 correc-tion representacorrec-tion: an applicacorrec-tion to the German pork market. European Reviev of
Agricul-tural 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 10th EAAE
Confer-ence 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.
