IDENTIFIKACE KLÍČOVÝCH FAKTORŮ OVLIVŇUJÍCÍCH VÝVOJ CEN V KOMODITNÍ VERTIKÁLE KRMNÉHO OBILÍ IDENTIFICATION OF KEY FACTORS INFLUENCING PRICE DEVELOPMENT IN COMMODITY CHAIN OF FEED GRAINS Iva Lechanová Anotace: Cílem příspěvku je na základě analýzy cenového vývoje prostřednictvím analýzy časových řad identifikovat klíčové faktory ovlivňující cenový vývoj na všech parciálních trzích v komoditní vertikále navazující na produkci krmných obilovin. K vyrovnání časových řad trendovou funkcí byla využita tradiční metoda nejmenších čtverců a pro odhad sezónní složky byl zvolen triviální model sezónnosti používající empirické sezónní indexy. Klíčová slova: analýza časových řad, cena, krmné obilí, sezónnost, trend. Abstract: Based on the analysis of the price development by means of time series analysis the paper aims to identify key factors influencing price development on all partial markets in commodity chain following the production of feed grains. For the estimation of trend function, the least square method is used, the seasonal component is estimated by means of trivial model of seasonality using empiric seasonal indices. Key words: feed grains, price, seasonal component, time-series analysis, trend. ÚVOD Je obecně známo, že ceny zemědělských produktů jsou charakteristické vysokou mírou fluktuace. Pokud chceme analyzovat cenové změny, musíme rozlišovat alespoň tři komponenty cenové časové řady (Henrichsmeyer, 1991). Tržní cena je potom výsledkem spolupůsobení těchto tří komponent, které vzájemně oslabují, příp. zesilují své účinky. Jedná se o krátkodobé a střednědobé cenové fluktuace a dlouhodobé cenové trendy. Krátkodobé cenové změny souvisí procesem kontinuálního vyhodnocování současných a očekávaných změn faktorů, jež mají vliv na cenu. Mezi tyto faktory patří změny v aktuálním množství produktu nabízeném na trhu nebo změny v očekávaném množství nabízeného produktu na trhu v důsledku např. nepříznivého počasí, očekávaných změn v agrárněpolitických opatřeních, nebo v důsledku jiných neočekávaných událostí. Krátkodobé cenové fluktuace se u některých komodit daří tlumit, či eliminovat prostřednictvím institucionálních opatření, jako jsou např. kontrakty. Vliv počasí je jeden z nejdůležitějších faktorů způsobujících kolísání ceny/produkce u zemědělských komodit. Intenzita tohoto kolísání závisí na tom, zda jsou zemědělci schopni přizpůsobit svou produkci momentální situaci na trhu, např. prostřednictvím skladování nebo spotřebou vlastní produkce. Sezónní cenové fluktuace jsou způsobeny sezónním rozdělením nabízeného a poptávaného množství zemědělských produktů. Rostlinná výroba, tudíž i nabídka zemědělských produktů, je úzce spojená s vegetačním obdobím, většina plodin je sklízena v průběhu velice krátkého období.
180
Rovněž poptávka po potravinách (a tudíž i po zemědělských produktech) vykazuje některé typické sezónní výkyvy v obdobích jako jsou např. Vánoce či Velikonoce, jež jsou charakteristické vyšší spotřebou potravin (a tudíž i vyšší poptávkou po zemědělských produktech). Střednědobé cenové fluktuace zahrnují například fluktuace způsobené poklesem či růstem nabídky či poptávky v souvislosti s určitou fází ekonomického cyklu, případně fluktuace způsobené náhodnými faktory. Patří sem i cyklické kolísání ceny/produkce, jež je typické právě pro zemědělství, a je známo po pojmem pavučinový teorém - Cobweb teorém. Dlouhodobý trend ve vývoji cen zemědělských výrobků je spojen s vývojem cenové úrovně národní ekonomiky (inflace/deflace) a s faktory charakteristickými pro zemědělské výrobky/potraviny jako je např. změna spotřebitelských preferencí, růst počtu obyvatelstva nebo jejich příjmu a technologické změny ve výrobě. CÍL A METODY Cílem tohoto příspěvku je na základě analýzy cenového vývoje prostřednictvím analýzy časových řad identifikovat klíčové faktory ovlivňující cenový vývoj na všech parciálních trzích v komoditní vertikále navazující na produkci krmných obilovin. Vzhledem k tomu, že v ČR je Analýza cenového vývoje v komoditní vertikále převážná většina krmných směsí navazující na produkci krmných obilovin (77,2% v roce 2003) určena pro větev drůbežářská větev vepřového masa monogastry (drůbež a prasata), je měsíční ceny měsíční ceny zvolená vertikála pro účely běžné ceny srovnatelné ceny běžné ceny srovnatelné ceny výzkumu zúžena: Ceny zemědělských výrobců (CZV) - krmné obiloviny ve směru produkce Ceny průmyslových výrobců (CPV) Ceny průmyslových výrobců (CPV) drůbeže - větev drůbežářská, a - Krmiva pro drůbež - Krmiva pro prasata ve směru produkce prasat Ceny zemědělských výrobců (CZV) Ceny zemědělských výrobců (CZV) větev vepřového masa. - jatečná kuřata - jatečná prasata Schéma na Obr. 1 znázorňuje strukturu datové báze použité pro analýzu cenového vývoje na jednotlivých tržních úrovních.
Ceny průmyslových výrobců (CPV) - jatečná kuřata
Ceny průmyslových výrobců (CPV) vepřový bok
Spotřebitelské ceny (SC) - jatečná kuřata
-
Spotřebitelské ceny (SC) - vepřový bok
Obr. 1: Struktura datové báze pro účely analýzy cenového vývoje
Na základě dekompozičního přístupu (Minařík, 1996) je proveden odhad systematické složky časové řady – tj. odhad trendu a periodické (sezónní) složky. Izolované komponenty časové řady jsou následně složeny na základě aditivního přístupu, který předpokládá vysvětlení skutečné hodnoty zkoumaného znaku pomocí součtu trendu (T), periodické (P) a náhodné složky (ε). yt = Tt + Pt + εt = Yt + εt, (1) Ke stanovení parametrů trendové funkce je použita metoda nejmenších čtverců. Výstižnost trendové funkce je hodnocena prostřednictvím indexu determinace (I2). Z periodického kolísání je posuzován vliv sezónní složky, pro zjištění míry významnosti tohoto faktoru je použit triviální model sezónnosti, který sezónnost hodnotí prostřednictvím sezónních empirických indexů. Empirické sezónní indexy jsou určeny vztahem (2): Ij = 1/k · Σ yij/ Tij pro j = 1, 2, … , m (2) Vyrovnané hodnoty Yij časové řady jsou vypočteny podle vztahu (3),
Yij = Ij ·Tij
181
(3)
přičemž vyrovnávání časové řady se zaměřuje pouze na odhad systematické složky, vliv náhodné složky je opomíjen.11 VÝSLEDKY A DISKUSE Prostřednictvím analýzy časových řad je analyzován cenový vývoj na parciálních trzích zkoumané komoditní vertikály, což představuje dekompozici cenové časové řady na jednotlivé její komponenty: trend a sezónnost. Pro vyrovnání skutečných hodnot cenové časové řady trendem byla použita trendová funkce (polynom 3. stupně). Rovnice trendových funkcí pro jednotlivé druhy cen včetně indexu determinace, který zachycuje výstižnost použité trendové funkce (Tab. č. 1). Tab. 1: Vyrovnání trendem (trendová funkce, index determinace) – větev drůbežářská 2
Rovnice trendové funkce CZV - Krmné obiloviny CPV - Krmiva - drůbež CZV - Jatečná kuřata CPV - Jatečná kuřata SC - Jatečná kuřata
3
2
T = 0,1194 t - 9,6659 t + 214,45 t + 1953,6 3 2 T = 0,1086 t - 9,3811 t + 226,29 t + 3 2 T = 0,4717 t - 42,82 t + 1037,9 t + 17702 3 2 T = 1,4341t - 136,47 t + 3456,1 t + 35358 3 2 T = 1,9192 t - 164,09 t + 3658,7 t + 39662
78% 81% 77% 81% 83%
I2
Rovnice trendové funkce
I
CZV - Krmné obiloviny CPV - Krmiva - prasata CZV - Jatečná prasata CPV - Vepřový bok SC - Vepřový bok
3
2
T = 0,1194 t - 9,6659 t + 214,45 t + 1953,6 T = 0,1069 t3 - 9,3424 t2 + 224,58 t + 4734,8 3 2 T = 1,3198 t - 122,54 t + 2912,6 t + 31292 3 2 T = 1,4341t - 136,47 t + 3456,1 t + 35358 3 2 T = 1,5213 t - 146,49 t + 3822,4 t + 44795
78% 80% 66% 81% 77%
Souhrnně můžeme konstatovat, že trend zachycený pomocí jednotlivých trendových funkcí vykazuje obdobný vývoj. Ceny na většině zkoumaných tržních úrovních na počátku sledovaného období rostly a vrcholu dosahují zhruba v polovině roku 2001. Poté začnou klesat a svého minima dosahují v 2. polovině roku 2003. Od tohoto okamžiku opět pokračují v růstu až do konce sledovaného období. Pro posouzení vlivu sezónnosti byly podle vztahu (2) pro každou tržní úroveň vypočteny empirické sezónní indexy (měsíční). Graficky je jejich vývoj znázorněn na Obr. č. 2 pro větev drůbežářskou a vepřového masa. Sezónní složku lze považovat za statisticky významnou, pokud se hodnota sezónních indexů v jednotlivých dílčích obdobích (měsících) blíží k určité hodnotě. V tomto ohledu nelze za statisticky významnou označit žádnou sezónní složku. Vývoj empirických sezónních indexů ve zkoumané komoditní vertikále (větev vepřového masa)
Vývoj empirických sezónních indexů ve zkoumané komoditní vertikále (drůbežářská větev)
1,15 1,05
1,10
1,03
1,01
1,05
0,99
1,00 0,97
0,95
0,95
0,93
0,90
leden
únor
CZV krmné obiloviny
březen
duben
květen
CPV - Krmiva - prasata
červen
červenec
srpen
CZV - Jatečná prasata
září
říjen
CPV - Vepřový bok
listopad
prosinec
SC - Vepřový bok
leden
únor
CZV krmné obiloviny
březen
duben
květen
CPV - Krmiva - drůbež
červen
červenec
CZV - Jatečná kuřata
srpen
září
říjen
CPV - Jatečná kuřata
listopad
prosinec
SC - Jatečná kuřata
Obr. 2: Vývoj empirických sezónních indexů ve zvolené vertikále - větev drůbeže a vepřového masa
Na základě předcházející analýzy vývoje trendu a sezónnosti lze vyvodit několik obecnějších závěrů týkající se charakteru cenového vývoje na jednotlivých typech trhů: Na trhu se zemědělskými komoditami je třeba rozlišovat, zda se jedná o rostlinnou či živočišnou produkci, a to zejména v souvislosti se sezónností:
11
Yt je systematická složka časové řady, Ij je empirický sezónní index j-tého období, Tij je trendová složka časové řady v příslušném období, yij je skutečná hodnota časové řady, i je perioda (i = 1, 2, …, k, kde k je počet period), j je dílčí období uvnitř periody (j = 1, 2, … , m, kde m je počet dílčích období uvnitř periody) a n je délka časové řady se sezónní složkou, přičemž n = k · m.
182
U rostlinných komodit (ve zkoumané vertikále se jedná o CZV krmné obiloviny) byl předpokládán charakteristický vývoj cen, tj. pokles cen v posklizňovém období a jejich následný nárůst v období před sklizní. Graf na Obr. 3 graficky znázorňuje vývoj cen krmných obilovin ve sledovaném období, křivku trendové funkce a vývoj vyrovnaných hodnot vypočtených podle vztahu (3). Analýza časové řady: nominální CZV - krmné obiloviny 4 800 4 600 4 400 4 200
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 0,1194 t - 9,6659 t + 214,45 t + 1953,6 2 I = 0,7786
4 000 3 800 3 600 3 400 3 200 3 000 2 800 2 600
I.00 II I.00 V .-0 0 V II .-0 0 XI .- 0 0 X I .00 I.01 II I.01 V .-0 1 V II .-0 1 X I .01 X I.01 I.02 II I.02 V .-0 2 V II .-0 2 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V ./0 3 V II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03 I./ 04 II I ./ 04 V ./0 4 V II ./0 4 X I./ 04
2 400
CZV - Krmné obiloviny
Vyrovnaná hodnota CZV Krmné obiloviny
Polynomický (CZV - Krmné obiloviny)
Obr. 3: Analýza časové řady – CZV Krmné obiloviny
Tento předpoklad byl potvrzen a bez ohledu na to, zda bylo ve sledovaném roce dosaženo dobré či špatné sklizně, vývoj sezónnosti byl následující: posklizňové období charakteristické cenovým poklesem trvá v našem případě (u CZV Krmné obiloviny) červenec až prosinec, posklizňové období charakteristické cenovým růstem leden až červen. U komodit živočišného původu (ve zkoumané vertikále se jedná o CZV Jatečná kuřata a CZV Jatečná prasata) je situace poněkud odlišná. Graf na Obr. 4 graficky znázorňuje vývoj cen CZV jatečných prasat a kuřat ve sledovaném období, vývoj trendu a vyrovnaných hodnot cenové časové řady. Analýza časové řady: nominální CZV - jatečná prasata
Analýza časové řady: nominální CZV - jatečná kuřata 27 000
59 000
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 0,4717 t - 42,82 t + 1037,9 t + 17702 2 I = 0,7662
26 000
54 000
25 000
49 000 24 000
44 000 23 000
39 000
22 000
34 000
21 000
20 000
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 1,3198 t - 122,54 t + 2912,6 t + 31292 2 I = 0,6641
CZV - Jatečná kuřata
Vyrovnaná hodnota CZV jatečná kuřata
Polynomický (CZV - Jatečná kuřata)
CZV - Jatečná prasata (Kč/t)
I.02 II I.02 V .-0 V 2 II .-0 2 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V ./0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03 I./ 04 II I./ 04 V ./0 V 4 II ./0 4 X I./ 04
I.00 II I.00 V .-0 V 0 II .-0 0 XI .-0 0 X I.00 I.01 II I.01 V .-0 VI 1 I.01 X I.01 X I.01
I.02 II I.02 V .-0 VI 2 I.02 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V. /0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03 I./ 04 II I./ 04 V ./0 VI 4 I./ 04 X I./ 04
I.00 II I.00 V .-0 V 0 II .-0 0 X I.00 X I.00 I.01 II I.01 V .-0 V 1 II .-0 1 X I.01 X I.01
29 000
Vyrovnaná hodnota CZV jatečná prasata
Polynomický (CZV - Jatečná prasata (Kč/t))
Obr. 4 Analýza časové řady – CZV jatečná kuřata, CZV jatečná prasata
Vývoj sezónnosti je zde zcela opačný, tj. v první polovině roku mají ceny kuřat a prasat tendenci k poklesu a v druhé polovině roku mají tendenci k růstu. Tento vývoj si lze vysvětlit vysokou závislostí cen zemědělských výrobců (CZV) na cenách průmyslových výrobců (CPV), potažmo spotřebitelských cenách (SC). V důsledku zvýšené poptávky na spotřebitelských trzích zejména ve 4. čtvrtletí dochází pak ke zvýšení spotřebitelských cen, a ke zvyšování cen zemědělských výrobců – výrazně se zde projevuje spotřebitelský rozměr. Na zpracovatelském trhu nelze formulovat jednoznačné závěry týkající se vlivu sezónnosti na cenový vývoj zpracovávaných produktů. Z výsledků analýzy časových řad pouze vyplývá, že: sezónní výkyvy jsou zde méně zřetelné než u cen zemědělských komodit, tj. jsou do jisté míry tlumeny, významnou úlohu zde hraje skladování, a charakter cenového vývoje je do značné míry ovlivněn cenovým vývojem zemědělské komodity, která je zpracovávána - ve zkoumané vertikále se vývoj CPV
183
Krmiv pro drůbež (prasata) odvíjí od vývoje CZV Krmných obilovin a vývoj CPV jatečných kuřat a vepřového masa je závislý na vývoji CZV. Vývoj cen na zpracovatelských trzích ve zkoumané vertikále včetně křivky trendové funkce a vyrovnaných hodnot je graficky znázorněn na Obr. 5 a 6. Analýza časové řady: nominální CPV - průmyslová krmiva pro drůbež
Analýza časové řady: nominální CPV - průmyslová krmiva pro prasata
7 600
6 700
5 900
6 200
5 700
6 000
5 500
5 800
5 300
5 600
5 100
Vyrovnaná hodnota CPV Krmiva drůbež
I./ 04 II I./ 04 V ./0 V 4 II ./0 4 X I./ 04
I.00 II I.00 V .-0 VI 0 I.00 XI .-0 0 XI .-0 0
6 100
6 400
I.02 II I.02 V .-0 V 2 II .-0 2 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V ./0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03
6 300
6 600
I.01 II I.01 V .-0 V 1 II .-0 1 X I.01 X I.01
6 500
6 800
I.00 II I.00 V .-0 VI 0 I.00 X I.00 X I.00
7 000
CPV - Krmiva - drůbež
Rovnice trendové funkce: T = 0,1069 t3 - 9,3424 t2 + 224,58 t + 4734,8 2 I = 0,8038
6 900
CPV - Krmné směsi (prasata)
Polynomický (CPV - Krmiva - drůbež)
Analýza časové řady: nominální CPV - jatečná kuřata
I.02 II I.02 V .-0 V 2 II .-0 2 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V ./0 VI 3 I./ 03 IX ./0 3 XI ./0 3 I./ 04 II I./ 04 V ./0 4 VI I./ 04 X I./ 04
7 200
I.01 II I.01 V .-0 VI 1 I.01 X I.01 XI .-0 1
7 400
7 100
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 0,1086 t - 9,3811 t + 226,29 t + 5119,2 2 I = 0,8115
Vyrovnaná hodnota CPV Krmiva drůbež
Polynomický (CPV - Krmné směsi (prasata))
Analýza časové řady: nominální CPV - jatečná prasata
58 000
70 000
56 000
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 1,4297 t - 120,81 t + 2573,8 t + 35632 2 I = 0,8345
54 000 52 000
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 1,4341t - 136,47 t + 3456,1 t + 35358 2 I = 0,8102
66 000
62 000
50 000 58 000 48 000 46 000
54 000
44 000 50 000 42 000 40 000
46 000
38 000 42 000 36 000 34 000
CPV - Jatečná kuřata
Vyrovnaná hodnota CPV jatečná kuřata
Polynomický (CPV - Jatečná kuřata)
CPV - Vepřový bok (Kč/t)
Vyrovnaná hodnota CPV jatečná prasata
I./ 04 II I./ 04 V ./0 V 4 II ./0 4 X I./ 04
I.00 II I.00 V .-0 VI 0 I.00 XI .-0 0 X I.00 I.01 II I.01 V .-0 VI 1 I.01 XI .-0 1 X I.01 I.02 II I.02 V. -0 V 2 II .-0 2 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V ./0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03
I./ 04 II I./ 04 V ./0 V 4 II ./0 4 X I./ 04
I./ 03 II I./ 03 V ./0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03
I.00 II I.00 V .-0 VI 0 I.00 XI .-0 0 X I.00 I.01 II I.01 V .-0 VI 1 I.01 XI .-0 1 X I.01 I.02 II I.02 V. -0 V 2 II .-0 2 X I.02 X I.02
38 000
Polynomický (CPV - Vepřový bok (Kč/t))
Obr. 5: Analýza časové řady – CPV Krmiva pro drůbež a pro prasata Obr. 6: Analýza časové řady – CPV jatečná kuřata, CPV jatečná prasata (vepřový bok)
Na spotřebitelském trhu v rámci zkoumané vertikály provedena analýza časových řad u časové řady SC jatečná kuřata a SC vepřový bok. Co se týče sezónnosti, určujícím faktorem je, jak již bylo uvedeno výše, vývoj poptávky spotřebitelů a její sezónní výkyvy. Výsledky analýzy časových řad ukazují, že nejvýraznější sezónní výkyvy jsou u obou větví zkoumané vertikály zaznamenávány v druhé polovině roku, zejména v předvánočním období (období zvýšené spotřebitelské poptávky). Analýza časové řady: nominální SC - jatečná kuřata
Analýza časové řady: nominální SC - jatečná prasata
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 1,9192 t - 164,09 t + 3658,7 t + 39662 2 I = 0,8299
67 000
63 000
Rovnice trendové funkce: 3 2 T = 1,5213 t - 146,49 t + 3822,4 t + 44795 2 I = 0,7737
78 000
74 000
70 000
59 000 66 000
55 000 62 000
51 000
SC - Jatečná kuřata
Vyrovnaná hodnota SC jatečná kuřata
Polynomický (SC - Jatečná kuřata)
SC - Vepřový bok (Kč/t)
I./ 03 II I./ 03 V ./0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03 I./ 04 II I./ 04 V ./0 VI 4 I./ 04 X I./ 04
50 000
I.00 II I.00 V .-0 V 0 II .-0 0 X I.00 X I.00
43 000 I.00 II I.00 V .-0 V 0 II .-0 0 X I.00 X I.00 I.01 II I.01 V .-0 VI 1 I.01 X I.01 X I.01 I.02 II I.02 V .-0 V 2 II .-0 2 X I.02 X I.02 I./ 03 II I./ 03 V ./0 V 3 II ./0 3 IX ./0 3 X I./ 03 I./ 04 II I./ 04 V ./0 VI 4 I./ 04 X I./ 04
54 000
I.01 II I.01 V .-0 V 1 II .-0 1 X I.01 X I.01 I.02 II I.02 V .-0 VI 2 I.02 X I.02 X I.02
58 000
47 000
Vyrovnaná hodnota SC jatečná prasata
Polynomický (SC - Vepřový bok (Kč/t))
Obr. 7: Analýza časové řady – CPV jatečná kuřata, CPV jatečná prasata (vepřový bok)
184
ZÁVĚR Na základě dosažených výsledků bylo zjištěno, že klíčovými faktory ovlivňující ceny na parciálních trzích zkoumané vertikály jsou především sezónní charakter nabídky zemědělských faktorů a sezónní charakter poptávky po potravinách, které i přes to, že jejich významnost nebyla statisticky prokázána, významně ovlivňují formování cen na všech parciálních trzích zkoumané vertikály. Příspěvek byl zpracován v rámci Výzkumného záměru PEF MZLU MSM tématického směru 4 Vývojové tendence agrobusinessu, formování segmentovaných trhů v rámci komoditních řetězců a potravinových sítí v procesech integrace a globalizace a změny agrární politiky. LITERATURA HENRICHSMEYER, W., WITZKE, H. P. Agrarpolitik Band 1 – Agrarpolitische Grundlagen. Stuttgart: Eugen Ulmer, 1991. 463 s. ISBN 3-8001-2483-1. MINAŘÍK, B. Statistika III. 1. vyd. PEF MZLU v Brně, 1996. 154 s. ISBN 80–7157-189-X. Situační a výhledová zpráva Drůbež a Vejce 7/2004, Praha: Mze ČR, 2004. Dostupné na internetu <www.mze.cz> Situační a výhledová zpráva Obiloviny 9/2004, Praha: MZe ČR, 2004. Dostupné na internetu <www.mze.cz> Situační a výhledová zpráva Průmyslová krmiva 9/2004, Praha: MZe ČR, 2004. ISBN 80-7084-334-9. Situační a výhledová zpráva Vepřové maso 7/2004, Praha: MZe ČR, 2004. Dostupné na internetu www.mze.cz
Kontaktní adresa autora: Ing. Iva Lechanová, Ústav podnikové ekonomiky, PEF MZLU v Brně, Zemědělská 1, 613 00 Brno, e-mail:
[email protected], telefon: +420545132638.
185
