przyczyny procesu ograniczania produkcji rolniczej w - 18-5
Transkrypt
przyczyny procesu ograniczania produkcji rolniczej w - 18-5
224 EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU R. STOWARZYSZENIE Lusawa Roczniki Naukowe l tom VII l zeszyt 4 Roman Lusawa Mazowiecki Orodek Doradztwa Rolniczego w Warszawie, Oddzia³ Powiêtne w P³oñsku PRZYCZYNY PROCESU OGRANICZANIA PRODUKCJI ROLNICZEJ W WOJEWÓDZTWIE MAZOWIECKIM CAUSES OF THE PROCESS OF LIMITING AGRICULTURAL PRODUCTION IN MAZOWIECKIE PROVINCE S³owa kluczowe: rolnictwo, konkurencja, trwa³oæ rozwoju Key words: agriculture, competition, stability of development Synopsis. Omówiono przyczyny obserwowanego w województwie mazowieckim zjawiska ograniczenia produkcji rolniczej. Ma ono zwi¹zek z nisk¹ konkurencyjnoci¹ rolnictwa, które przegrywa walkê o podstawowe zasoby: ziemiê i si³ê robocz¹. Uzyskane wyniki wiadcz¹, ¿e na kondycjê rolnictwa wp³ywaj¹ równie¿ czynniki o charakterze spo³ecznym, a g³ównie poziom us³ug zbiorowych wiadczonych przez jednostki samorz¹du terytorialnego. Wstêp Proces ograniczania produkcji rolniczej na Mazowszu widoczny by³ ju¿ na podstawie danych statystycznych z lat 1998-2001. Jednak dopiero Powszechny Spis Rolny (PSR) z 2002 r. ujawni³ skalê tego zjawiska. Okaza³o siê, ¿e 225,8 tys. ha gruntów, wykazywanych uprzednio jako u¿ytki rolne, zmieni³o przeznaczenie. Ponadto 238 tys. ha, czyli 15,5% zasobów gruntów ornych regionu nie zosta³o w tym roku obsiane. Na 98 000 okrelono liczbê gospodarstw, które zaniecha³y dzia³alnoci rolniczej. Du¿y odsetek wy³¹czonych z produkcji gruntów oznacza, ¿e ich w³aciciele nie s¹ zainteresowani dochodami z rolnictwa. Zjawisko to ma zatem pod³o¿e ekonomiczne. Wi¹¿e siê ono tak¿e z migracj¹ ludnoci, o czym wiadczy prawie czterdziestotysiêczna grupa w³acicieli gospodarstw rolnych zamieszkuj¹cych Stolicê i wiêksze miasta regionu [Lusawa 2004]. Skala i zasiêg ograniczania produkcji rolnej na Mazowszu Nasilenie ograniczania produkcji rolniczej w poszczególnych powiatach regionu zmierzono za pomoc¹ Wskanika ograniczania produkcji rolnej (WOPR), obliczonego z wykorzystaniem wzoru zaczerpniêtego z metody unitaryzacji zerowanej [Kuku³a 2000]. Podstaw¹ obliczeñ by³y cztery miary wiadcz¹ce o sile procesu: odsetek u¿ytków rolnych przeznaczonych w latach 1999-2002 na cele nierolnicze, procent gruntów ornych nieobsianych w czerwcu 2002, odsetek gospodarstw, które w dniu PSR nie prowadzi³y dzia³alnoci lub prowadzi³y wy³¹cznie dzia³alnoæ nierolnicz¹. Poniewa¿ wielkoci te mo¿na traktowaæ jako stymulatory procesu wzór przyjmuje postaæ: :235 M ; LM 0LQL ¦ 0D[ 0LQ L L L Przyczyny procesu ograniczania produkcji rolniczej w województwie mazowieckim gdzie: WOPRj Wskanik Ograniczania Produkcji Rolnej obliczony dla j-tego powiatu, Xij wartoæ i-tego stymulatora dla j-tego powiatu, Min.i minimalna wartoæ i-tego stymulatora, Maxi maksymalna wartoæ i-tego stymulatora, i numer kolejny stymulatora, j numer kolejny powiatu. 26752à 225 .$ 35=$61<6= 8520,1 0à$:$ 0$.Ï: Poszczególne elementy wektora WOPR przyjmuj¹ wartoci z przedzia³u <0;4>. Zero oznacza brak symptomów ograniczania produkcji rolniczej w powiecie, liczba cztery maksymalne ich nasilenie. Pozwala to na przeledzenie przestrzennego zró¿nicowania opisywanego zjawiska, a tak¿e poszukiwanie przyczyn, które je wywo³uj¹. Najwiêkszej presji rolnictwo poddane jest w granicach powiatów grodzkich, gdzie WOPR osi¹ga³ wartoæ: Warszawa 3,8, Ostro³êka 3,2, Radom 3,0, P³ock 2,5 i Siedlce 2,3. Tym ostatnim dorównywa³y granicz¹Rysunek 1. Rozk³ad wskanika WOPR w powiatach ce ze stolic¹ powiaty ziemskie: pruszwojewództwa mazowieckiego kowski 2,9, legionowski 2,4 i piaseród³o: opracowanie w³asne. czyñski 2,1. Mo¿na zatem mówiæ o nasileniu procesu ograniczania produkcji rolnej wzd³u¿ linii Legioniowo Warszawa Piaseczno (rys. 1). Ulega ono os³abieniu zarówno na wschód, jak i na zachód od tego odcinka. Powiaty grodzkie: miñski, nowodworski, otwocki, sochaczewski, warszawski-zachodni, wo³omiñski, wyszkowski i ¿yrardowski cechowa³y siê wartoci¹ WOPR wiêksz¹ od 1, ale nie przekraczaj¹c¹ 2. Do tej grupy nale¿a³ tak¿e po³o¿ony na po³udniowym koñcu województwa powiat szyd³owiecki. Powiaty o wskaniku wiêkszym od 0,5 tworzy³y zwarty obszar w po³udniowej czêci regionu oraz ogranicza³y zasiêg analizowanego zjawiska od zachodu (powiat gostyniñski) i wschodu (wêgrowski). Mo¿na zatem stwierdziæ, ¿e zjawisko dostrzegalne jest na obszarze przypominaj¹cym swym kszta³tem trapez, którego umownymi wierzcho³kami s¹: Gostynin, Szyd³owiec, Wêgrów i Wyszków. Jednostki go tworz¹ce zajmuj¹ ³¹cznie 48,5% terytorium województwa. Po³owê tej powierzchni zajmuj¹ tereny wiejskie o gêstoci zaludnienia nie przekraczaj¹cej 100 osób na 1 km2. Porównanie miar charakteryzuj¹cych powiaty wskazuje na zwi¹zek kondycji rolnictwa z sytuacj¹ na rynku pracy. Sporód 11 powiatów o stopie bezrobocia ni¿szej od redniej w regionie, 7 wchodzi³o w sk³ad obszaru, na którym dostrzegalne jest odchodzenie rolników od zawodu. By³y to: Warszawa 6% oraz powiaty ziemskie: piaseczyñski 8,3%, grójecki 9,7%, pruszkowski 11,4%, grodziski 11,5%, warszawski-zachodni 11,8 i miñski 13,6%. Zwraca uwagê fakt, ¿e pozosta³e cztery jednostki o niskim poziomie bezrobocia, to s¹siaduj¹ce ze sob¹ powiaty: garwoliñski, siedlecki, ³osicki i soko³owski. Mimo relatywnie lepszej sytuacji na rynku pracy wartoæ WOPR dla tych czterech jednostek by³a równa redniej obliczonej dla grupy powiatów o najni¿szej wielkoci wskanika. Mo¿na zatem stwierdziæ, ¿e w tym przypadku ³atwoæ zarobkowania poza gospodarstwami rolnymi nie decydowa³a o ograniczeniu prowadzonej w nich produkcji. Istotne znaczenie mia³a natomiast wysokoæ p³ac, jakie mo¿na uzyskaæ poza rolnictwem. Niemal wszystkie powiaty cechuj¹ce siê WOPR mniejszym od 1, wykazywa³y redni¹ p³acê ni¿sz¹ od redniej wojewódzkiej. Wyj¹tek stanowi³y powiaty: grójecki i kozienicki, które doæ znacznie odbiega³y na plus. Jedynie trzy jednostki z grupy o wiêkszym nasileniu procesu ograniczania produkcji rolniczej (powiaty: miñski, szyd³owiecki, otwocki) oferowa³y p³ace ni¿sze od redniej w regionie. 0$= &,(&+$1Ï: 6,(53& 2675Ï: 0$= 38à786. 3à2 :<6=.Ï: 6. 3à2&. 62.2àÏ: /(*,212:2 12:<':Ï5 *267<1,1 32'/ :2à20,1 à26,&( :$56=$:$ 0, :DUWR üZVND QLND:235 *52'=,6. 0$= 3,$6(&=12 <5$5'Ï: 6. 0$= 3586=.Ï: 27:2&. *$5:2/,1 *5Ï-(& %,$à2%5=(*, .2=,(1,&( 5$'20 *5Ï: 0$= 62&+$&=(: : 35=<68&+$ =:2/( 6=<'à2:,(& /,36.2 6,('/&( 226 R. Lusawa W celu znalezienia przyczyn zró¿nicowania w poszczególnych powiatach Mazowsza wektor wskaników WOPR dopisano do zestawu 161 zmiennych charakteryzuj¹cych region pod oznaczeniem X162. Nastêpnie, metod¹ krokow¹ zbudowano model regresji wielorakiej, który oprócz zmiennej zale¿nej tworzy³o 5 zmiennych objaniaj¹cych (tab. 1) Model wyjani³ 93% ca³kowitej zmiennoci zmiennej objanianej (R-kwadrat = 93,85%,). Wartoæ statystyki Durbina-Watsona (2,02) wiadczy o braku zjawiska autokorelacji. Mo¿na go zatem uznaæ za prawid³owy [Luszniewicz, S³aby 1997]. Z powy¿szego zestawu najwiêksze znaczenie mia³y wskaniki dotycz¹ce edukacji. Wybierane by³y przez program w pierwszej kolejnoci. Dodanie do modelu zmiennej X101 (obszar obs³ugiwany rednio przez gminn¹ placówkê owiatow¹) wyjani³o 73% ca³kowitej zmiennoci analizowanego wskanika (R-kwadrat=73,92%, skorygowane R-kwadrat = 73,18%), a zmiennej X102 (liczba dzieci w placówce owiatowej) dalsze 10%, w zwi¹zku z czym R-kwadrat wzros³o do 83,94%. Korelacje w obydwu przypadkach s¹ istotne, o czym wiadcz¹ modele regresji prostej zbudowane oddzielnie dla ka¿dej zmiennej niezale¿nej (rys. 2 i 3). Wyjani³y one odpowiednio: zmienna X101 79% ca³kowitej zmiennoci wskanika WOPR, zmienna X102 prawie 58%. Zwraca uwagê krzywoliniowy charakter zwi¹zku pomiêdzy obszarem obs³ugiwanym przez jedn¹ placówkê podTabela 1. Analiz a regresji wielorakiej Wska nika Ogranicz ania Produkcji R olnej (z mienna: X 1 62) Parametr Sta³a X 91 X 10 1 X 10 2 X 12 6 X 15 0 C ech a Obsada trzody na 100 ha UR Obszar obs³ugi wany redni o przez gmi nn¹ placówkê owi atow¹ redni a wi elkoæ gmi nnej placówki owi atowej (li czba dzi eci ) Li czba mi eszkañców na ³ó¿ko szpi talne Udzi a³ wydatków na bezpi eczeñstwo publi czne Ocena B ³¹d Staty sty ka esty matora standardowy t p 1,59766 0,00426 0,25736 0,00090 6,20799 0,0000 4,7882 0,0000 0,13112 0,01655 7,92017 0,0000 0,00690 0,00053 0,00126 0,00016 5,49157 3,36805 0,0000 0,0020 0,01448 0,00424 3,41265 0,0018 R2 = 93,8497%, R -kwadrat (skoryg. dla d.f.) = 92,8577%, Standardowy b³¹d predykcji = 0,195737, Odchyleni e przeci êtne = 0,140085, Statystyka D urbi na-Watsona = 2,01957 ród³o: obli czeni a w³asne. Rysunek 2. Wykres dopasowanego modelu regresji prostej pomiêdzy rednim obszarem obs³ugiwanym przez gminn¹ placówkê owiatow¹ (zmienna X101) a wskanikiem ograniczania produkcji rolnej (zmienna X162) X162 = 5,58662,061041n(X101) R2 = 57,6275% Rysunek 3. Wykres dopasowanego modelu regresji prostej pomiêdzy rednim obszarem obs³ugiwanym przez gminn¹ placówkê owiatow¹ (zmienna X102) a wskanikiem ograniczania produkcji rolnej (zmienna X162) X162=0,0154915, X1021,04784 R2 = 57,6275% Przyczyny procesu ograniczania produkcji rolniczej w województwie mazowieckim 227 leg³¹ gminie, a narastaniem zjawiska ograniczania produkcji przez gospodarstwa rolnicze. Oznacza ona, ¿e ka¿da nastêpna szko³a w gminie oddzia³uje na ten proces z wiêksz¹ si³¹. Na tej podstawie mo¿na postawiæ tezê, ¿e utrzymywaniu siê rolnictwa sprzyja ni¿szy potencja³ demograficzny i prawdopodobnie gorszy poziom kszta³cenia m³odzie¿y. Pierwsza czêæ twierdzenia wynika z ujemnej korelacji pomiêdzy zmiennymi X101 i X102, która oznacza mniejsz¹ liczbê dzieci w placówkach o wiêkszym zasiêgu. Druga jest konsekwencj¹ pierwszej. Liczba uczniów w szkole wyznacza liczbê klas (przepisy owiatowe). To determinuje liczbê godzin dydaktycznych (program nauczania), a w konsekwencji liczbê nauczycieli, z których ka¿dy musi przepracowaæ pensum. Wp³ywa równie¿ na wysokoæ zarobków pedagogów (liczba godzin ponadnormatywnych, dodatków za wychowawstwo itp.). Ma³e szko³y maj¹ niewielkie mo¿liwoci prowadzenia polityki kadrowej. Nauczyciele takich placówek czêsto pracuj¹ w innych szko³ach, na ró¿nym poziomie nauczania (np. ³¹cz¹c nauczanie pocz¹tkowe z prac¹ w klasach 3-6 lub etat w szkole podstawowej z prac¹ w gimnazjum lub nawet liceum). Nie sprzyja to ich specjalizacji. Zwiêkszenie odleg³oci jak¹ maj¹ do przebycia uczniowie podnosi wydatki gmin na ich dowóz i ogranicza nak³ady na inne cele (np. wyposa¿enie, pomoce naukowe). Jest to dotkliwe, poniewa¿ ostatnia reforma owiaty wprowadzi³a podzia³ szkolnictwa podstawowego na dwa stopnie, w zwi¹zku z czym wzros³y koszty funkcjonowania owiaty ze wzglêdu na koniecznoæ rozbudowy administracji. Dowo¿ona m³odzie¿ ma ograniczony dostêp do pozalekcyjnych form edukacji, co jeszcze bardziej obni¿a poziom edukacji. Opisany mechanizm sprawia, ¿e niepo¿¹dany ze wzglêdów ekologicznych i spo³ecznych proces wy³¹czania gruntów z uprawy ulega os³abieniu g³ównie tam, gdzie ludnoæ, ze wzglêdu na ni¿szy poziom owiaty ma mniejsze szanse na zdobycie zawodu innego, ni¿ profesja rolnika, czyli niejako z przymusu. Przyczyna mo¿e byæ tylko jedna: niedostateczny poziom dochodów z ziemi. Ze wzglêdu na znaczenie zagadnienia podjêto próbê oceny przestrzennego rozk³adu ró¿nych modeli organizacyjnych owiaty. Wykorzystano w tym celu zmodyfikowany wzór unitaryzacji zerowanej: :.2 M ; M 0LQL 0LQ ; M 0D[ 0LQ 0D[ 0LQ gdzie: WKOj wskanik koncentracji owiaty w j-tym powiecie, X101, X102j wartoæ zmiennych X101 i X102 dla j-tego powiatu, Min.(Max.)101 minimalna (maksymalna) wartoæ zmiennej X101, Min.(Max)102 minimalna (maksymalna) wartoæ zmiennej X102, j numer kolejny powiatu. Wartoæ wskanika teoretycznie zawiera siê w przedziale <1;1>. Górna wartoæ pojawiæ siê mo¿e, gdy dany powiat cechuje najwy¿sza w województwie liczba dzieci uczêszczaj¹ca rednio do jednej, podleg³ej gminie szko³y i jednoczenie placówki te obs³uguj¹ rednio najwiêkszy obszar. Upraszczaj¹c mo¿na powiedzieæ, ¿e dzia³a tam ma³o du¿ych szkó³. Wartoæ wskanika równ¹ zero cechowaæ mo¿e powiat, w którym szko³y podstawowe i gimnazja przyjmuj¹ rednio najmniej uczniów w regionie i jednoczenie jest ich tak du¿o, ¿e przeciêtny zasiêg ka¿dej z nich jest najni¿szy. Wartoæ 1 wskanika oznacza, ¿e w danym powiecie przy najni¿szej w województwie liczbie uczniów, szko³y zbieraj¹ ich z najwiêkszego w regionie obszaru (niewiele ma³ych szkó³). W rzeczywistoci przedzia³ zmiennoci wskanika zawiera³ siê pomiêdzy 0,71 (powiat soko³owski) i 1 (powiat pruszkowski). Wskaniki najbli¿sze zeru wyst¹pi³y w powiatach: radomskim (0,06), nowodworskim (-0,03), miñskim (0,04) i sochczewskim (0,08). Natê¿enie ograniczania produkcji rolniczej w powiatach po³o¿onych w pó³nocno-zachodniej czêci województwa by³o ni¿sze ni¿ mo¿na by³o tego oczekiwaæ na podstawie WKO. Obszar ten tworzy³o siedem sporód dziesiêciu jednostek o najwy¿szej w regionie obsadzie trzody chlewnej na 100 UR: (¿uromiñski 208 szt./100 ha, sierpecki 162 szt., ciechanowski 141, gostyniñski 135, p³ocki 131, pu³tuski 125, p³oñski 123). Wysokie pog³owie wiñ wystêpowa³o ponadto w powiatach: ³osickim, siedleckim, garwoliñskim i kozienickim, czyli tam, gdzie przy stosunkowo niskim bezrobociu rolnictwo by³o interesuj¹cym ród³em dochodów ludnoci. W omawianym modelu 228 R. Lusawa regresji wielorakiej obsada wiñ na 100 ha UR dodana zosta³a jako trzecia z kolei zmienna objaniaj¹ca. Wyjani³a dalsze 5,5% zmiennoci. Prawdopodobnie zwi¹zek ten by³by silniejszy, gdyby uwzglêdniæ jego krzywoliniowy charakter, co pokazuje równanie regresji prostej pomiêdzy zmiennymi: ^ OQ ; ; R2 = 63,2117% gdzie: ^ X162 wskanik obni¿ania produkcji rolnej, ^ obsada trzody chlewnej (szt./100 ha UR). X91 Pozosta³e dwie zmienne (X150 udzia³ wydatków na bezpieczeñstwo publiczne i X126 liczba mieszkañców na ³ó¿ko szpitalne) nie mia³y ju¿ takiego znaczenia. £¹cznie wyjani³y zaledwie 4,3% ca³kowitej zmiennoci wskanika WOPR. Ich obecnoæ w modelu wskazuje, ¿e na decyzje producentów rolnych wp³ywaj¹ w pewnym stopniu warunki ¿ycia tworzone przez samorz¹d na szczeblu powiatu. Wnioski W wietle uzyskanych wyników mo¿na stwierdziæ, ¿e proces wy³¹czania ziemi z produkcji rolnej powstrzymaæ mog¹ dzia³ania zwiêkszaj¹ce dochody rolnicze w wyniku zmian strukturalnych, obni¿ania wielkoci kosztów transakcyjnych ga³êzi oraz wsparcie inwestycji. Przydatne okazaæ siê tu mog¹ liczne instrumenty Wspólnej Polityki Rolnej oraz krajowe programy wsparcia. Nie bez znaczenia bêd¹ te¿ dzia³ania w³adz samorz¹dowych, g³ównie na polu edukacji i zaspokajania zbiorowych potrzeb ludnoci wiejskiej (owiata, ochrona zdrowia, bezpieczeñstwo publiczne itp.). Literatura Kuku³a K 2002: Metoda unitaryzacji zerowanej. PWN, Warszawa. Lusawa R. 2004: Wp³yw procesów migracyjnych na warunki rozwoju rolnictwa województwa mazowieckiego. Roczniki Nauk Rolniczych, Seria G Ekonomika Rolnictwa Tom 91, Zeszyt 1. Luszniewicz A. S³aby T. 1997: Statystyka stosowana. Polskie Wydawnictwo Ekonomiczne, Warszawa. Summary This study has been devoted to the causes of limiting agricultural production which may be observed in mazowieckie province. It is related to low competitiveness of agriculture in its struggle for basic resources: land and labour. The study results reveal that agriculture is also influenced by factors of social nature and in particular by the level of community services performed by institutions of the local government. Adres do korespondencji dr in¿. Roman Lusawa Mazowiecki Orodek Doradztwa Rolniczego w Warszawie Oddzia³ Powiêtne w P³oñsku ul. Sienkiewicza 11 09-100 P³oñsk tel. (0 23) 6630733 e-mail: [email protected]