ACTA AGRARIA ET SILVESTRIA
Transkrypt
ACTA AGRARIA ET SILVESTRIA
POLSKA AKADEMIA NAUK — ODDZIAŁ W KRAKOWIE KOMISJA NAUK ROLNICZYCH I LEŚNYCH ACTA AGRARIA ET SILVESTRIA SERIES AGRARIA SEKCJA EKONOMICZNA Vol.XLVI/2, 2006 AGROBIZNES, JEGO OTOCZENIE INSTYTUCJONALNE I PRZEMIANY WYDAWNICTWO ODDZIAŁU POLSKIEJ AKADEMII NAUK KRAKÓW KOMITET REDAKCYJNY Władysław Filek, Andrzej Jaworski, Janusz Rząsa, Jerzy Starzyk, Kazimierz Zarzycki — przewodniczący REDAKTOR SERII Władysław Filek REDAKTOR TOMU Wiesław Musiał SEKRETARZ Jarosław Mikołajczyk RECENZENCI PRAC Prof. dr hab. Karol Kukuła Dr hab. Andrzej Kotala, prof. AR Prof. zw. dr hab. Janusz Żmija Dr inż Ewa Tyran Prof. dr hab. Antoni Kożuch Prof. dr hab. Jan Siekierski Prof. zw. dr hab. Stanisław Kopeć Dr hab. Andrzej Radwan, prof. AR Dr hab. Wiesław Musiał, prof. AR Dr inż. Jacek Kożuch Dr inż. Zofia Kmiecik-Kiszka Dr inż. Jarosław Mikołaczyk Doc. dr hab. Wincenty Kołodziej Dr inż. Bronisław Brzozowski Dr inż. Józef Kania Dr inż. Danuta Bogocz Dr inż. Tomasz Wojewodzic Dr inż. Andrzej Krasnodębski ADRES REDAKCJI Katedra Fizjologii Roślin Akademii Rolniczej w Krakowie 0-239 Kraków, ul. Podłużna 3 SPONSORZY KONFERENCJI Małopolska Hodowla Roślin HBP — Sp. z o.o. Kraków, ul. Zbożowa 4 Agencja Restrukturyzacji i Modernizacji Rolnictwa Oddział w Krakowie Kraków, ul. Lubicz 25 Krakowski Bank Spółdzielczy Kraków, Rynek Kleparski 8 © Copyright by Autorzy, Polska Akademia Nauk — Oddział w Krakowie Kraków 2006 ISBN 83-88549-36-7 REDAKTOR WYDAWNICTWA Teresa Czerniejewska-Herzig Wydawnictwo Oddziału Polskiej Akademii Nauk 31-018 Kraków, ul. św. Jana 28 tel.: (012) 422-64-34, fax: (012) 422-27-91 Objętość ark. wyd. 21,5; ark. druk. 21 Druk i oprawa: Poligrafia Kurii Prowincjalnej Zakonu Pijarów w Krakowie ACTA AGRARIA ET SILYESTRIA Series Agraria Vol. XLVI/2, 2006 Sekcja Ekonomiczna ISSN 0065-0919 ISBN 83-88549-36-7 ELEMENTY STATYSTYCZNEJ I SYSTEMOWEJ ANALIZY POTENCJAŁU ROZWOJU INŻYNIERII ROLNICZEJ Ray Lapin Katedra Energetyki Rolniczej Akademia Rolnicza ul. Balicka 104 PL 31-149 Kraków Małgorzata Buda-Liapin Instytut Geografii Uniwersytet Jagielloński ul. Grodzka 64 PL 30-021 Kraków ABSTRACT R. Lapin, M. Buda-Liapin 2006. Elements of statistic and system analysis of agriculture production potential developtnent. Acta Agr. Silv. ser. Agr., Section of Economy 46(2): 185-192. We have analysed a meaning and position of some agro engineering branches in the Polish industrial economy structure. We have used statistical methods in this aim, allowing analysing the impact of many different structural variables on the agro engineering potential development. KEY WORDS: agro engineering, agricultural industry branches, development potential and position, statistical methods, standardized manufacturing value SŁOWA KLUCZOWE: inżynieria rolnicza, branże rolnicze, potencjał i poziom rozwoju, meto dy statystyczne, standaryzowana wielkość produkcji I. WSTĘP Istnieje ścisła współzależność między ogólnym rozwojem gospodarczym danego kraju, a potencjałem rozwoju rolnictwa — włączając w to pojęcie 'inżynieria rolnicza' — przy czym rozwój gospodarczy stwarza możliwości i szansę dla rozwoju rolnictwa i inżynierii rolniczej. W obecnych warunkach transformacji gospodarki z planowej na rynkową, najkorzystniejszym dla Polski scenariuszem jest rynek regulowany, gdzie przy jego autonomii dopuszcza się interwencję państwa (Michałek 2002). Aby była ona dokładna i skuteczna konieczna jest systemowa analiza miejsca i potencjału rozwoju inżynierii rolniczej jako niezbędnego łącznika pomiędzy przemysłem a rolnictwem. Taka analiza nie może być dokonana w oderwaniu od szerszego kontekstu strukturalno-ekonomicznego. Nasza droga badania jest zgodna z metodami statystycznymi, sprawdzonymi np. w fizyce statystycznej (Prigogine 1980, 2000) i dotyczy funkcjonowania elementu, którym jest dla nas inżynieria rolnicza, w otoczeniu systemowym polskiej gospodarki. 186 Celem jest uzyskanie informacji o potencjale i kierunkach rozwoju inżynierii rolniczej i całego rolnictwa, będącego polem jej działania. To „syntetyczne" podejście jest ukierunkowane przeciwnie do tradycyjnej analitycznej drogi nauk inżynieryjnych, która nakazywała, by wyodrębnić i izolować element z systemu, a następnie dzielić go na coraz mniejsze „cząstki elementarne". Takie przesadne analizowanie doprowadziło obecnie do kryzysu pojęciowego, dlatego w uzupełnieniu powinniśmy zadbać o metody syntetyczne, pozwalające badać funkcjonowanie elementów jako części składowych całego systemu (Prigogine 1980, 2000). Inżynieria rolnicza jest pośrednikiem między branżami tradycyjnymi, powiązanymi z tradycyjnie pojętymi rolnictwem, przetwórstwem produktów rolnych i hodowlanych, jak również z przemysłem maszyn oraz z najnowocześniejszymi branżami (np., informatyką, elektroniką, biotechnologią, biopaliwami). Aktualnie konieczna jest skoordynowana polityka ekonomiczna na poziomie państwa, gmin i poszczególnych producentów, w które dziedziny opłaca się inwestować. II. MATERIAŁ I METODYKA Celem pracy jest określenie potencjału rozwoju inżynierii rolniczej poprzez zbadanie wpływu wielkości produkcji w branżach z nią związanych na obraz struktury polskiego przemysłu. Porównaliśmy dane bazowe i wykresy strukturalne przemysłu przetwórczego Polski i 7 nowych członków Unii Europejskiej. Analizę wykonano pod kątem znaczenia intensywności produkcji wyrobów pochodzenia rolnego, leśnego i hodowlanego w kształtowaniu obrazu struktury przemysłowej państw w celu określenia, czy zmiany wielkości produkcji przyczyniły się do modernizacji struktury, czy do jej „utradycyjnienia". W opracowaniu zajęto się wybranymi produktami-reprezentantami — wyłonionymi w wyniku badań nad 40 państwami w przeciągu 30 lat (Paszkowski 1988, 1993) — bezpośrednio powiązanymi z inżynierią rolniczą, tj.: traktorami, mąką pszenną, masłem, margaryną, papierosami, piwem, mięsem, tkaninami lnianymi, papierem i tekturą, nawozami azotowymi wpływającymi na efektywność gospodarowania i wydajność plonów. Na początkowym etapie naszej pracy, zaprezentowanym w danym artykule, wybraliśmy analizę głównych składowych — metodę statystyczną, która była zalecana do stosowania w naukach rolniczych przez prof. Janusza Hamana i wykorzystana w pracy habilitacyjnej prof. Jerzego Dąbkowskiego, dotyczącej m.in. redukcji liczby wymiarów w analizach wielozmiennej przestrzeni cech, opisujących wyposażenie techniczne gospodarstw indywidualnych (Dąbkowski 2000). Ta metoda pozwoli przewidywać, w które branże opłaca się aktualnie inwestować. Została oparta na zmiennych standaryzowanych intensywności produkcji na mieszkańca (Norcliffe 1986). Dane wielkości produkcji pochodzą z rocznika statystycznego Industrial Commodity Statistks Yearbook 2001, opublikowanego przez ONZ. 187 Analiza informacji wyrażonej przez wektory wag statystycznych pierwszej i drugiej branżowej składowej głównej pozwala na określenie i uporządkowanie zbioru wyrobówreprezentantów w sensie ich tradycyjności i nowoczesności. W następstwie powstaje nowy układ współrzędnych. Oś X przedstawia uszeregowanie produktów w sekwencji od tradycyjnych do nowoczesnych, zamieszczone w tabeli l (Paszkowski 1988, 1993). Na osi Y odkładamy wartości standaryzowanej intensywności produkcji, wyrażonej w jednostkach odchylenia standardowego. Wartość współrzędnej Y informuje o odchyleniu zmiennej standaryzowanej intensywności produkcji na mieszkańca w danym kraju od średniej produkcji światowej tego wyrobu na mieszkańca. Powyższe zmienne standaryzowane produkcji wyrobów reprezentantów posłużyły do konstrukcji krzywej strukturalnej przemysłu przetwórczego państwa (parabola na wykresach, ryć. l—4). Porównanie kształtu krzywych i wartości zmiennych produkcji wyrobów rolniczych z kilku przedziałów czasowych umożliwia badanie transformacji strukturalnej gospodarki danego kraju. Wysoki wzrost intensywności produkcji ujawnia wyroby, których konkurencyjność zwiększyła się. Natomiast badanie odchyleń poniżej średniej produkcji światowej określa, w których sektorach nastąpił regres produkcji. Branże najsilniej oddziałujące na przekształcenie strukturalne danego państwa posiadają zmienne o dużych różnicach wartości. Tabela l — Table Uszeregowanie wyrobów reprezentantów na osi X od tradycyjnych do innowacyjnych Products - reprezentants arranging on X axis from the traditional to the innovative ones 1. tkaniny lniane 15. mięso 28. margaryna 2. mąka 16. nawozy azotowe 29. statki wodowane 3. mydło 17. szkło okienne 30. piwo 4. masło 18. stal 31. aluminium 5. przędza wełniana 19. tkaniny jedwabne 32. samochody ciężarowe 6. cukier 7. traktory 20. tkaniny celulozowe 21. papierosy 33. odkurzacze 34. proszki piorące 8. obuwie 22. miedź 9. konserwy rybne 23. kwas siarkowy 35. środki chemiczne do produkcji proszków piorących i detergentów 36. telefony 10. tarcica 24. produkty z rafinerii ropy naftowej 37. opony 11. przędza bawełniana 25. produkcja energii elektrycznej 38. samochody osobowe 12. zegarki 26. papier gazetowy 13. koks 27. radio 14. cement 39. papier niegazetowy i tektura 40. włókna niecelulozowe l 188 III. WYNIKI BADAŃ W celu zwiększenia potencjału rozwoju przemysłu przetwórczego inżynieria rolnicza może i powinna być efektywnie wykorzystywana do uzyskania korzystnej synergii rozwojowej, polegającej między innymi na tym, że branże innowacyjne napędzają rozwój gospodarczy, natomiast powiązanie z branżami bardziej tradycyjnymi (rolniczymi) pozwala utrzymywać stabilność gospodarczą i poziom zatrudnienia w okresach kryzysu. Poza tym branże tradycyjne mogą posłużyć do zdobywania kapitału na rozwój branż nowoczesnych, jak to .pokazuje historia gospodarcza np. Japonii, Korei Płd. i Chin (Paszkowski 1993). Rozpatrując oś X tradycyjność —> nowoczesność, możemy w uproszczeniu powiedzieć, że prawa strona krzywej strukturalnej pokazuje innowacyjny potencjał rozwojowy danego państwa. Natomiast lewa strona wykresu przedstawia stabilność gospodarki. Intensywność produkcji w pierwszych 15-20 branżach — w przeważającej części rolniczych i zaliczanych do tradycyjnych — w dużym stopniu reprezentuje sytuację w całym rolnictwie. W poniższej analizie uwzględniano 2 rodzaje danych: — pierwotne, tj. średnią krajową wielkość produkcji wyrobu na mieszkańca wyrażoną w jednostkach mianowanych, odpowiednich dla danych produktów, np. t/osobę, — wtórne, możliwe do odczytu z zamieszczonych wykresów na rycinach 1- 4, tj. intensywność produkcji wyrobów w odniesieniu do średniego poziomu światowego, wyrażoną w jednostkach odchylenia standardowego [j.o.s.]. Analizując dane wielkości produkcji na mieszkańca w Polsce w latach 1993-2001 widzimy, że do zmian jej krzywej strukturalnej (ryć. l i 2) przyczyniał się wyraźny wzrost intensywności wytwarzania mąki (pkt 2), który spowodował znaczące zbliżenie intensywności jej produkcji do średniego poziomu światowego (z -1,3 do -0,02 j.o.s.). Dynamika wzrostu średnich krajowych wielkości produkcji — choć stosunkowo nieduża (wzrost z 0,04 do 0,06 t/osobę) — była większa w porównaniu z obniżającym się średnim światowym poziomem produkcji mąki, co zaznaczyło się podniesieniem położenia zmiennej intensywności produkcji na wykresie o l j.o.s. Widoczny wpływ na zmianę krzywej strukturalnej miał również 2-krotny wzrost średniej krajowej produkcji margaryny (z 0,007 do 0,012 t/osobę) i półtora krotny wzrost produkcji piwa (z 0,442 do 0,651 hl/osobę). Z kolei podążanie za tendencją światową przez zwiększanie lub ograniczanie w tym samym tempie średniej krajowej wielkości produkcji nie powoduje znaczącej zmiany zmiennych intensywności wytwarzania i odkształcenia struktury, co możemy zaobserwować w Polsce na przykładzie tkanin lnianych (spadek średniej krajowej wielkości produkcji z 0,57 do 0,23 m2/osobę, poziom intensywności -0,54 do -0,47 j.o.s. Natomiast pozostawanie przy niższej dynamice średniej krajowej wielkości produkcji i przy jednocześnie szybciej postępującym średnim wzroście produkcji światowej wywołuje efekt „zacofania" strukturalnego, co zaobserwowaliśmy dla danych dotyczących tektury (wzrost średniej krajowej wielkości produkcji z 0,056 189 wyroby-reprezentanty products-representatives Ryć. 1. Krzywa strukturalna Polski w 1993 roku — typ małych krajów europejskich o średnim światowym poziomie produkcji Fig. 1. The structure curve of Poland in 1993 — the type of the small European countries with medium world production level wyroby-reprezentanty products-representatives Ryć. 2. Krzywa strukturalna Polski w 2001 roku — typ małych krajów europejskich o średnim światowym poziomie produkcji Fig. 2. The structure curve of Poland in 2001 — the type of the small European countries with medium world production level Ryć. 3. Krzywa strukturalna Republiki Słowacji w 1993 roku — typ małych krajów europejskich o średnim światowym poziomie produkcji Fig. 3. The structure curve of the Republic of Slovakia in 1993 — the type of the small European countries with medium world production level 190 Ryć. 4. Krzywa strukturalna Republiki Słowacji w 2001 roku — typ krajów intensywnie wdrażających postęp techniczny Fig. 4. The structure curve of the Republic of Slovakia in 2001 — the type of the countries intensively implementing of technical progress do 0,073 ton/osobę, spadek intensywności produkcji z -0,67 do -0,81 j.o.s (pkt 39). Przeciwnie kształtowała się sytuacja w Republice Słowacji, gdzie przesunięcie m.in. zmiennej intensywności tej produkcji z -0,5 do 1,5 j.o.s. przy jednocześnie dużo większej dynamice wzrostu średniej krajowej produkcji niż dynamika średniej produkcji światowej — spowodowało przemianę krzywej strukturalnej z typu charakterystycznego dla małych państw europejskich na typ krajów intensywnie wprowadzających industrializację (prawe ramię spłaszczonej paraboli przechodzące przez obszar wartości zmiennych intensywności produkcji wyrobów nowoczesnych leży znacznie wyżej niż ramię przeciwne) (ryć. 3, 4). W tym okresie ważnym pozytywnym czynnikiem wyprostowania krzywej strukturalnej Polski i zbliżenia do średniego poziomu światowego była prawie czterokrotnie większa średnia krajowa produkcji konserw rybnych (wzrost z 0,00078 do 0,003 t/osobę), odwzorowująca się wzrostem intensywności produkcji z -0,6 do 1,2 j.o.s (pkt 8), podążająca za wzrostową tendencja w produkcji światowej. Wielkość średniej krajowej produkcji traktorów w Polsce spadła z 0,0003 do 0,00015 szt./osobę, znacznie gwałtowniej niż przebiegająca tendencja światowa. Również w Republice Słowacji zmiana ta była tak duża, że wpłynęła na obniżenie wykresu w lewej części krzywej poniżej średniego poziomu światowego. Zauważamy ogólną tendencję spadkową produkcji w tej branży, związaną prawdopodobnie z łączeniem gospodarstw w wielohektarowe przedsiębiorstwa. W okresie 1993-2001 wśród badanych 8 krajów można zaobserwować pewną specjalizację niektórych państw, tj. Republiki Słowacji, Łotwy, Litwy, w utrzymywaniu lub podnoszeniu intensywności produkcji nawozów azotowych (np. w Republice Słowacji z 0,04 do 0,15 t/mieszkańca), przy spadku intensywności tej produkcji wśród pozostałych krajów. 191 IV. WNIOSKI 1. W analizowanym okresie 1993-2001 pozytywny wpływ na obraz struk tury przemysłowej Polski i jej zbliżenie do średniego poziomu światowego od wartości ujemnych miał wzrost intensywności produkcji mąki, mięsa i konserw rybnych. 2. Zastosowana metoda pozwala na prognozowanie, w których branżach rolniczych należy zintensyfikować wdrożenie osiągnięć inżynierii rolniczej w celu zwiększenia wielkości produkcji rolniczej, by uzyskać najkorzystniejszą strukturę przemysłową danego kraju. 3. Wdrażanie nowoczesnych technologii w rolnictwie jest korzystne, ponie waż integruje gałęzie tradycyjne i nowoczesne, stwarza większe możliwości eksportu i wypromowania marek oraz przyciągnięcia do kraju inwestycji zagranicznych. LITERATURA Dąbkowski J. 2000. O problemie redukcji wymiarów. Polskie Towarzystwo Inżynierii Rolniczej, Kraków. Industrial Commodity Statistics Yearbook 2001. 2002. United Nation, Geneva. Michałek R. 2002. Uwarunkowania naukowego rozwoju w inżynierii rolniczej. Polskie Towarzystwo Inżynierii Rolniczej, Kraków. Norcliffe G.B. 1986. Statystyka dla geografów. PWN, Warszawa. Paszkowski M. 1988. Ewolucja poziomu rozwoju przemysłowego wybranych krajów świata w latach 1953-1978. Zeszyty Naukowe UJ, Prace Geograficzne 72, Kraków. Paszkowski M. 1993. Zmiany strukturalne przemysłu. PAN, Warszawa. Prigogine I. 1980. From being to becoming: time and complexity in the physical sciences. W. H. Free-man and Company, Boston. Prigogine I. 2000. Kres pewności. Czas, chaos i nowe prawa natury. Wyd. W.A.B. i Wyd. Cis, Warszawa. Rocznik statystyczny 1993, 1997, 2001. 1994, 1998, 2002. GUS, Warszawa. Summary Ray Lapin*, Małgorzata Buda-Liapin** Elements of statistic and system analysis of agriculture production potential development The study aims to provide information about directions and development potential of agriculture branches within the polish manufacturing structure to create that that will support its development into innovation. The method of structural curves, created with using the least square function, and based on standardized, normalized and diagonalysed manufacturing intensity regarding to world average one was proposed, to make prognosis of a value of agricultural standardized variables, which create a type of structure that is characteristic for a country with an innovative industrial structure. 192 The agricultural manufacturing values were used from published statistical data of UNIDO Surveys of UN 1993-2001. The variability of the most impacted agricultural manufacturing indicators on the Polish industry structural type change in comparison with Slovakish one was found out and analysed in due to show branches which introducing the agro engineering solutions allows to achieve more innovative industrial structure in. * Faculty of Engineering and Energetics in Agriculture Department of Energetics in Agriculture Agricultural University in Kraków **Faculty of Biology and Earth Sciences Institute of Geography Jagiellonian University in Kraków