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