Możliwość wzrostu dochodu jako warunek wzrostu majątku produkcyjnego w gospodarstwach rodzinnych

Jan Zwolak

Możliwość wzrostu dochodu jako

warunek wzrostu majątku

produkcyjnego w gospodarstwach

rodzinnych

Annales Universitatis Mariae Curie-Skłodowska. Sectio H, Oeconomia 29-30, 451-459

A N N A L E S U N I V E R S I T A T I S M A R I A E C U R I E - S K Ł O D O W S K A L U B L I N — P O L O N I A VOL. X X 1X/XXX, 32 SECTIO H 1995/1996 I n s t y t u t E k o n o m i k i i O r g a n i z a c j i A g r o b i z n e s u A k a d e m i i R o ln ic z e j w L u b l i n i e J a n Z W O L A K

M ożliwości w zrostu dochodu jak o w a ru n e k zw iększenia m ają tk u p ro d u k cy jn eg o w gospodarstw ach rodzinnych

P ossibilities of Increasing the Incom e as a Condition of Increasing the Production Property in Family Farms

Poziom dochodowości g ospodarstw a rodzinnego jest kształto w any głów nie poza gospodarstw em , tzn. przez jego otoczenie ekonom iczne. W ysokość dochodu jest re z u lta te m z jed n ej stro n y poziom u kosztów w gospodarstw ie a z d ru g ie j zdolności do n ab y w an ia o k reślonej s tru k tu ry oraz ilości czynników p rodu k cji. W ty m o sta tn im p rzy p a d k u isto tn e jest w y k o rzy stan ie efek tu s u b s ty tu c y jn e g o1 jako sposobu obniżenia kosztów w gospodarstw ie, co może zw iększyć poziom jego dochodowości, a poprzez to polepszyć k o n sum p cję ro ln ik a d jego rodziny. In n y m i słow y sprzyjać to będzie kreo w an iu po p y tu n a czynniki spoza gospodarstw a. Na ry n k u czynników prod u k cji i dóbr k o n su m p cji ro lnik d o b ierając ich kom binację k o rzy sta z e fek tu su b sty tu cy jn eg o , k tó ry pozw ala n a w zrost poziomu użyteczności a więc k ształto w an ie dochodu rolniczego.

Celowe jest ro zp atrzen ie, czy w naszych w a ru n k a c h ekonom iczno-pro- d u k c y jn y c h są m ożliw ości racjo naln eg o gospodarow ania. W dotychczaso­ w ych bad aniach w skazyw ano n a w ystępow anie zw iązków su b s ty tu c y j­ n y c h 2 jako w a ru n k u racjo naln o ści gospodarow ania. O becne zm iany sy ­ stem ow e oraz b ra k a k tu a ln y c h b adań 3 w tym zakresie w sk azu ją n a po­ 1 D. L a i d 1 e r, S. E s t r i n, W s tę p do mikroekonomii. G ebethner i Ska, War­ szaw a 1991.

2 D. N i e z g o d a , H. P ł u d o w s k i , Relacja i su b sty tu c ja m ię d zy nakładam i

p ra c y a środkam i t r w a ły m i w gospodarstwach in dyw idualnych . Ann. Univ. Mariae

C urie-Skłodow ska, vol. XVII, 34 sec. H, 1983.

3 M. in., badanie niektórych czynników' dochodotwórczych przedstawia: A. Ro­ mańczuk: O kreślenie poziomu dochodu rolniczego w gospodarstw ach indyw idual­ nych za pomocą funkcji f (x1? x*, x n). „Zagadn. Ekonomiki R olnej” 1976, nr 6.

452 Jan ZwolaK

trzebę oceny ty ch związków. Są one niezbędne w w a ru n k ach gospodarki rynkow ej, k tó ra w ym usza racjo n alizację gospodarow ania a więc określa m. in. efek t dochodowy su b sty tu c ji nak ładó w p racy żyw ej trw ały m i ś ro d ­ kam i produkcji.

Celem tego opracow ania jest określenie e fe k tu dochodowego w zależ­ ności od kom binacji czynników p ro d uk cji w y rażającej się stosow anym i tech n ik am i w ytw arzania. A nalizy te j zależności dokonano przy pom ocy m etody fu n k cji p rod u k cji ty p u C obba-D ouglasa. W ychodzim y bow iem z założenia że, sum a uzyskanego dochodu rolniczego w gospodarstw ie d e ­ cyduje o jego pozycji na ry n k u i m ożliw ościach rozw ojow ych.

MATERIAŁY ŹRÓDŁOWE I METODA BADAŃ

M ateriał em piryczny stanow iły dane liczbowe zaw arte w k siążkach r a ­ chunkow ych prow adzonych przez rolników m akroregion u środkow o­ wschodniego, dla IERIG Ż w W arszaw ie w ro k u 1990 i 1991. D ochody rolnicze uzyskane w ty ch gospodarstw ach w zw iązku z prow adzoną r a ­ chunkow ością są lepsze niż w pozostałych. W yniki tych gospodarstw t r a k ­ tu je się jako swego rodzaju w ykładnię dla w zrostu dochodu rolniczego w całej populacji fu n k cjo n u jący ch gospodarstw w m akroregionie.

W badaniach uw zględniliśm y 164 go spodarstw a w 1990 ro ku oraz 62 gospodarstw a w 1991 roku. K ształtow anie się poziom u dochodu w po w ią­ zaniu ze stopą su b sty tu c ji pracy żyw ej trw a ły m i środkam i p ro d u k cji określono w oparciu o fu n k cje produkcji. W ty m celu w yznaczono m odel fu n k cji liniow ej, kw ad rato w ej, sześciennej oraz potęgow ej, ty p u Cob­ ba-D ouglasa. W spółczynniki d e te rm in a cji ustalon e dla tych fu n k cji po­ zwoliły w ybrać m odel fu n k cji o najw yższej ścisłości zw iązku. O kazał się nim m odel fu n k cji potęgow ej.

Do oceny u zyskanych w yników w ykorzy stano m etodę porów naw czą. O bliczenia w ykonano w In sty tu cie Ekonom iki i O rganizacji A grobiznesu AR w Lublinie.

WYNIKI BADAN

S T A T Y S T Y C Z N A C H A R A K T E R Y S T Y K A Z M IE N N Y C H

O ceny sta ty sty c z n ej w y k o rzy stan y ch tu zm iennych dokonaliśm y w oparciu o średnie ary tm ety czn e, obszary zm ienności oraz w spółczynniki zmienności. Zestaw ione dane liczbowe przedstaw iono w tab. 1.

Z danych tej tabeli w ynika, że zm ienność ro zp a try w a n y ch cech w obu latach była bardzo duża i w ahała się od 33,02 do 81,31%. Na u w agę za­ sługuje istotne zm niejszenie zm ienności dochodu rolniczego na

gospodar-M ożliwości wzrostu dochodu.. ₄₅₃ Tab. 1. Statystyczna charakterystyka zm iennych

Statistical characteristics of the variables Określenie zmiennej Jedn. m iary IRoJc Średnia arytm e­ tyczna W spół­ czynnik zm ien­ ności w % Obszar zmienności od—do Dochód rolniczy 1990 20330,90 81,32 893 — 171936,00

(yi) tys. zł/gosp. 1991 21867,60 72,10 1521 — 75703,00

Użytki rolne 1990 7,69 52,81 1,85— 24,76 (Xj) ba/gosp. 1990 8,23 58,25 1,85— 26,31 Nakłady pracy 1990 480,70 33,35 117,50— 1000,00 żywej (x2) rbd/gosp. 1990 491,96 33,02 117,50— 866,38 Trwałe środki 1991 211898,00 67,63 18175,00— 803715,0 produkcji (xs) ly s. zł/gosp. 1991 391012,00 72,87 33610,00—1457350,0 Obrotowe środki 1991 25708,20 57,58 3940,00— 97420,0 produkcji (x<) tys. zł/gosp. 1991 35612,50 57,27 5059,00— 91869,0

Źródło: D ane IER i GZ. Obliczenia w łasn e.

stw o w 1991 ro k u (9,22%), p rzy jednoczesnym w zroście zm ienności u ż y t­ ków ro ln ych o 5,44% i trw ały c h środków p ro du kcji o 5,24%. N akłady p ra ­ cy żyw ej (x2) oraz obrotow e śro d k i p ro d u k cji (x*) praw ie się nie zm ieniły w obu analizow anych latach.

P o ró w n u jąc średnie w ielkości zm ienności m ożem y stw ierdzić, że w 1991 ro ku zm ienność dochodu rolniczego zm niejszyła się o 11,34% *, n a to ­ m iast n a stą p ił w zrost zm ienności użytków ro ln ych o 10,30% oraz trw ały ch środków p ro du kcji o 7,75%. W zrost zm ienności użytków roln ych oraz trw ały c h środków pro d u kcji odeg rał isto tn ą rolę w kształtow aniu się użyteczności dochodow ej gospodarstw w 1991 roku.

Z A L E Ż N O Ś Ć E F E K T U D O C H O D O W E G O W Z G L Ę D E M T E C H N I K W Y T W A R Z A N IA

W szystkie g ospodarstw a ro ln e w ty m sam ym czasie p o d ejm u ją decy­ zje o wielkości po p y tu na czynniki w ytw órcze. D ecyzje te ogranicza jed ­ n a k istn iejąca s tru k tu ra ry n k u oraz stosow ana technika w y tw arzan ia. Ta pierw sza w ym usza procesy dostosow aw cze w zględem zm ian cen, d rug a n ato m iast różn icuje ich m ożliwości dostosow aw cze. Zależność pom iędzy dochodem rolniczym a o k reślającą go tech n ik ą w ytw arzan ia dla analizow a­ n y ch la t p rze d staw ia ją niżej podane fu n k cje:

1990 r.:

y/i = -J.5fi70a:?4393 x 067'1:ł _{2 •'} ,o « i m 1 i •_>.'? I — 0, 6 8 81

4 O bserw ujem y także zm niejszenie się dochodu rolniczego w 1990 roku: J. R e i n s t e i n, Z. N a ł ę c z , D. I w o n , E. P a z i a k, K o s z ty jednostkow e, docho­

dow ość i opłacalność produ kcji rolniczej w gospodarstwach in dyw idualnych w 1990 roku. „Zagadn. Ekonomiki R olnej”, 1991, nr 6.

454 Jan Zwoiak

1901 r •

‘ 0 .) r Q ~ 0ł>171 0 8 5 7 5 0311!) 0 5 700

!)\ ^ 3,368 / xi x-> J 3 z 4

^U234 = <8U)

P a ra m e try p rzedstaw ionych tu fu n k cji są isto tne przy poziomie a = 0 .0 5 . U zasadnia to, celowość posłużenia się nim i p rzy analizie in te resu jąc y c h nas zjaw isk.

Aby zobrazować jak zarysow ały się zm iany tech n ik w y tw arzan ia a n a ­ lizow anych gospodarstw i lat, uw zględnim y różnice m iędzy w spółczynni­ kam i elastyczności. W ty m celu odniesiem y fu n k cję w yznaczoną dla ro k u 1991 do te j z 1990 roku:

„ 0 6 1 7 J 0 8 5 7 5 0 3 1 1 9 057CK / / l ( l 991 j ' ' j O u O I X j .7:2 X :i X 4 Z ~ , 0 4 3 9 3 0 5 7 4 3 0 0 9 4 2 04338*

,7 1 ( 19U0) 1, •)() / O./ ', X 2 X :i X Ą

O znaczając, w zględny p rzy ro st dochodu rolniczego

^ 1_(i990) P1*2 6 2 ^ * w yk o nu jąc dzielenie po p raw ej stro nie rów nania otrzy m u jem y : p _ y 7 3 778r 01832 T,m7~ r 01 i- 8

Z rów nania tego w ynika, że elastyczność dochodu rolniczego w zrosła w 1991 roku praw ie rów nocześnie w zględem użytków ro lny ch oraz n a k ła ­ dów pracy żywej, a także obrotow ych środków produkcji. O dbyw ało się to, w w aru n k ach pow iększenia obszaru oraz w artości trw ały c h środków produkcji przy praw ie niezm ienionych n ak ład ach p racy żyw ej i o broto­ w ych środków p ro d u kcji (tab. 1).

Z porów nania analizow anych rów nań w zględem in teresu jący ch nas zm iennych (w ynika, że uw zględnione w nich czynniki przyczyniały się w różnym stopniu do w zrostu dochodu rolniczego. Ogólnie należy s tw ie r­ dzić, że w 1991 roku n astąpił w zrost elastyczności dochodu rolniczego względem in te resu jąc y c h nas zm iennych.

Sum a elastyczności dochodu w analizow anych latach była większa od jedności, co oznacza, że dochód rolniczy w zrastał szybciej niż in teresu jące nas czynniki razem wzięte. Różnica sum elastyczności względem 1990 roku w ynosiła 0,2861 i była w iększa w 1991 roku o ok. 19,69%.

M ożliwości wzrostu dochodu.. ₄₅₅

E F E K T D O C H O D O W Y S U B S T Y T U C J I N A K Ł A D Ó W P R A C Y Ż Y W E J T R W A Ł Y M I Ś R O D K A M I P R O D U K C J I

K ształto w an ie się dochodu rolniczego w zależności od stopy su b sty ­ tu cji nakładó w pracy żyw ej trw a ły m i śro dkam i p rodu kcji, p rzy średnim poziom ie UR i obrotow ych środków p rod u kcji dla analizow anych gospo­ d a rstw i lat, przed staw iam y w oparciu o cząstkow e rów n an ia reg resji, z k tó ry ch w yprow adziliśm y in te resu jąc e nas rów n ania izokw ant:

1990 r.: / y \ 6,c7.ł3

~ \916,02545zS°942 J 1991 r.:

(

P o dstaw iając do rów n an ia izok w an ty różnej wielkości, m ieszczące się w zasięgu zm ienności trw ały c h środków p ro du kcji, w yznaczyliśm y od­ pow iadające im n a k ła d y p racy p rzy śred n im (obliczonym z funk cji) po ­ ziomie dochodu rolniczego. O bliczone w yniki zestaw iono w tab. 2, a izo­ k w an ty w ykreślono n a ryc. 1.

W ykreślone niedorzeczne izokw anty (ryc. 1) w sk azu ją na b rak w ym ień - ności pom iędzy p racą a trw ały m i środkam i prod u k cji w b ad an y ch

gospo-Rye. 1. Zależność pomiędzy nakładam i pracy żyw ej a trw ałym i środkami produkcji The relation betw een the expenditures of live work and the durable production

456 Jan Zwolak

Tab. 2. K ształtow anie się nakładów pracy i przyrostów trw ałych środków pro­ dukcji niezbędnych do zastąpienia i 1 rbd pracy w mian; wzrostu zaangażowanego kapitału i przy stałym (średnim) dochodzie rolniczym, w tys. zł/gospodarstwo The structure of labour expenditures and increase of the durable production means necessary to substitute 1 m an-hour together w ith an increase of the involved

capital and w ith constant (average) income, in thousands zloty/farm

1990 1991 Trwałe środki produkcji w tys. zł/gospod. x* Nakłady pracy w rbd/gosp. x 2 A x n < - 1xg) w tys. zł Trwałe środki produkcji w tys. zł/gospod. Nakłady pracy w rbd/gosp. x t f a s ( ~ 1x2) w tys. zł 100000 432,83 1653,56 150000 347,20 1187,76 200000 476,83 4255,58 300000 446,76 1846,14 300000 504,62 3002,40 450000 517,75 2389,52 400000 525,32 5450,52 600000 574,87 2869,46 500000 541,95 6604,09 750000 623,47 3307,23 600000 555,93 7725,62 900000 666,22 3714,01 700000 568,03 8821,23 1050000 704,64 4096,76 800000 578,73 9895,01 1200000 739,71 4460,04 Źródło: Dane IER i GZ. Obliczenia w łasne.

darstw ach. Izokw anty przecięły się, choć w ykreślono je dla różnych w iel­ kości dochodu rolniczego. Było to spow odow ane zm ianą elastyczności do­ chodu względem o m aw ianych czynników p ro du kcji. B rak zw iązków su b ­ s ty tu c y jn y c h pom iędzy p racą, a trw a ły m i środkam i p ro d u k cji w skazuje na pogorszenie się w a ru n k ó w ekonom icznych b adan ych gospodarstw w obu analizow anych latach.

W spom niane zjaw isko bard ziej w nikliw ie m ożem y zin terp reto w ać na podstaw ie w yznaczonych k rańców stóp sub stancji {tab. 2), k tóre są p ierw ­ szymi pochodnym i w y k reślo n y ch izokw ant. W yrażają je n astęp u jące wzory:

0

,

*;,

1 9 9 0 r " & Ę “ ” ( —0 , 0 9 4 2 ).t?7

A ./-3 __ 0,8575.7;-;

1991 r-:

" ppIToT^'

Z wzorów ty ch w ynika, że krańcow e stopy su b sty tu c ji są dodatnie w obu analizow anych latach , co potw ierdza b rak w ym ienności pom iędzy in ­ teresującym i nas czynnikam i. O bserw ow any (tab. 2), w zrost zarów no p ra ­ cy, jak i trw ały ch środków p ro d u k cji w obu latach , w skazuje na niedo­ rzeczność. R elacje pom iędzy nim i w y rażają dodatnie krańcow e stopy su b ­ stytu cji. Są one duże i p ro g resy w n e w 1990 roku niż w 1991 roku. Na

M ożliwości wzrostu dochodu.., ₄₅₇

uw agę zasłu g uje zm niejszenie krań cow y ch stóp su b sty tu c ji i zawężenie ich zasięgu w 1991 roku. Zjaw isko to spraw ia, iż w tak ich w aru n k ach ekonom icznych tru d n o o możliwości racjo n alneg o gospodarow ania i w zrost e fek tu dochodow ego gospo darstw rodzinnych. M aleje on w raz ze w zro­ stem u d ziału p racy . D oprow adziło to, do zaham o w ania w zro stu efektu dochodow ego u niem ożliw iło su b sty tu c ję czynnika p rac y żyw ej trw a ły ­ mi środkam i p ro d u k cji.

P R Z Y C Z Y N Y R Ó Ż N IC U J Ą C E E F E K T D O C H O D O W Y G O S P O D A R S T W R O D Z IM Y C H

K iedy uzn am y , że gospodarstw o działa w sy stem ie o dużym stopniu niepew ności, nie je st w ted y jasne, k tó ra z p o d jęty c h decyzji absolutnie przyczynia się do m ak sy m alizacji dochodu rolniczego, k tó ra zapew nia bezpieczeństw o, a k tó ra obniża koszty procesów p ro d u k cy jn y ch . Jed n ak, niezależnie od m oty w acji ro ln ik a m usi on w w a ru n k a c h gospodarki r y n ­ kowej osiągać dochody pozw alające m u w p ierw szej kolejności zachować gospodarstw o. U proszczenie analizy jedynie do m o ty w u m aksym alizacji dochodu m oże być uspraw ied liw io n e w zw iązku z tak określonym celem m inim um . Oczyw iście zap rezen to w any m a te ria ł nie stanow i całościowego stud iu m zachow ania się g ospodarstw a rodzinnego a jed yn ie gospodarstw a dążące do m ak sy m alizacji dochodu rolniczego.

P rzy czy n y zróżnicow ania e fek tu dochodow ego w analizow anych la ­ tac h określiliśm y na podstaw ie dochodowości ziem i oraz trw ałeg o m ajątk u p ro du k cji i obro to w y ch środków produ k cji, tab. 3.

Dochodowość ziem i (UR) w analizow anych ła ta c h (tab. 3) na ogół kształto w ała się na podobnym poziomie na 1 ha UR. Je d n ak , względem

Tab. 3. U żyteczność alokacji czynników w analizow anych technikach wytwarzania (na 1 ha UR)

U sefulness of allocation of the factors in the analyzed techniques of production (per 1 ha of arabie lands)

Rok Dochód rolniczy

w tys. zł/ha

UR

Dochodowość trw ałego m ajątku produkcji i obrotowych środków

produkcji Wartość obroto­ wych środków produkcji w zł na 1 zł wartości trw ałych środ­ ków produkcji zł/zł dochód rolniczy dochód rolniczy przy-

na 1 zł w ar- padający na 1 zł w ar­ tości obrotowych tości sumy posiada-

^ o d k ó w pro- nych trw ałych środ- dukcji zł/zł ków produkcji i po­

niesionych nakładów obrotowych środków produkcji zł/zł 1990 1991 2657,062643, 1 0,79 0,051 0,61 0,086 0 , 1 2 0,09 Źródło: Dane 1ER i GŻ. Obliczenia w łasne.

458 Jan Z wolak

roku 1990, w 1991 roku n astąp ił w zrost przeciętnego gospodarstw a w m akroregionie o ponad 0,5 ha UR (tab. 1). O dbyw ało się to w w a ru n k ach pogorszenia się dochodowości obrotow ych środków w 1991 rok u o ok. 22,78%. W parze z tym następow ało, obniżanie się dochodu rolniczego p rzypadającego na 1 zł w artości posiadanych trw ały c h środków p rodu k cji i poniesionych nakładów obrotow ych środków produkcji. J e s t to w skaźnik zbliżony do k ategorii stopy dochodu rolniczego (stopy zysku). Z m n iejsze­ nie się jego w artości n astąp iło w 1991 roku o około 40,70%. P rzy czyn y tak poważnego zm niejszenia się stopy dochodu rolniczego (nie uw zględnia ona w artości ziemi) należy u p a try w a ć we wzroście trw a ły c h środków p ro ­ dukcji 3 w 1991 roku , przy u trz y m an iu się zm ienności obrotow ych ś ro d ­ ków pro d u kcji na ty m sam ym poziom ie w obu analizow anych latach (tab. 1). W konsekw encji obserw ujem y obniżenie się w skaźnika relacji obrotow ych środków pro d u k cji względem trw a ły c h środków p rod u k cji 0 ok. 25%. Zatem , przyczyn obniżenia się dochodowości środków prod u k cji w 1991 roku należy szukać w rela cja c h m iędzy w artością obrotow ych środków i trw ały c h środków produkcji. O bserw ujem y, że w raz ze w zro­ stem u zbrojenia technicznego ziem i (1990 r. — 27 555,01 tys. zł/ha UR 1 1991 r. — 47 510,57 tys. zł/ha UR) przy jednoczesnym w zroście ziemi (o 0,53 ha UR) w zrastała w artość obrotow ych środków na ha UR (1990 r. — 3343,07 tys. zł/ha UR i 1991 r. — 4327,16 tys. zł/ha UR), jed n ak w zrost ten następow ał w olniej niż w yposażenie w trw ałe środki p ro d u k cji (tab. 3).

Z p rzedstaw ionej analizy w ynika, że dochodowość środków p ro d u k cji zależy od ich poziom u oraz w zajem nych relacji. W związku z tym , do­ chodowość posiadanego p o tencjału trw ały c h środków p ro d u k cji, należy zwiększać na podstaw ie dostosow ania poziom u i relacji obrotow ych śro d ­ ków produkcji, aż do optym alnego uzyskania efek tu dochodowego w a k ­ tu aln y ch w a ru n k a ch ekonom icznych. Dopiero wówczas należy dążyć do w zrostu poziomu trw ały c h środków produkcji. J e s t to rów nocześnie w a­ runk iem w zrostu alokacji k ap itału (kredytu bankow ego) w gospodarstw ie w związku z przy ro stem dochodu rolniczego.

WNIOSKI

1. A nalizę efek tu dochodowego su b sty tu c ji m ożem y zastosow ać do

w skazania m ożliwości obniżenia kosztów w gospodarstw ie rodzinnym , co jest istotne w w a ru n k a ch gospodarki ry n k o w ej. B rak w ym ienności

po-5 Zob. A. Be r n a c k i, Efektyw ność różnych •poziomów koncentracji środków

produkcji w gospodarstwach in dyw id ualnych. W ydawnictw o SGGW -AR, Warszawa

M ożliwości wzrostu dochodu... ₄₅₉

m iędzy pracą a trw a ły m i śro d k am i p ro d u k cji powodowrał obniżenie e fe k ­ tu dochodowego analizow anych gospodarstw .

2. Zaw ężenie zasięgu krań cow ych stóp su b sty tu c ji w 1991 roku, w skazuje w w a ru n k a ch reg resu dochodu rolniczego b adanych la t na pew ­ nego rodzaju ten d e n c je p rzyw ró cenia m ożliw ości su b sty tu cji.

3. G ospodarstw a rodzinne p osiadające odpow iedni po tencjał ziemi (UR) i trw ały c h środków p ro d u k cji pow inny dążyć do zachow ania wzglę­ dem nich odpow iedniej relacji obrotow ych środków p ro du k cji w zm aga­ jących m ak sy m aln ą ich efektyw ność. Pozw oli to, dopiero wówczas, na w zrost poziom u trw ały c h środków p rod u k cji w gosopdarstw ie rodzinnym .

4. W aru n k iem słuszności alok acji k a p ita łu w gospodarstw ie rodzin­ nym w zw iązku ze w zrostem e fe k tu dochodowego, jest o ptym alne w yko­ rzy sta n ie posiadanego p oten cjału pro d u k cy jn eg o w ak tu a ln y ch w arun k ach ekonom icznych.

S U M M A R Y

The paper presents an analysis of the incom e effect of substitution which is n ecessary to indicate the possibilities of low ering the costs in fam ily farms.

This analysis points to the need of rational u tilisation of the production po­ ten tial in the present econom ic conditions, and on ly then to the increase of the le v el of the production property in fam ily farms. Besides, the paper shows the p rofit-yield in g possibilities of fam ily farms in relation to the substitution conditions b etw een live labour and production property. At th e sam e time, it points to the causes w hich d ifferentiate the incom e effect of the exam ined fam ily farms.