REGIONAL DIFFERENTIATION OF PRODUCTION FLEXIBILITY AT RURAL GOODS PRODUCING FARMS IN POLAND

www.jard.edu.pl

DOI: 10.17306/JARD.2015.8

Journal of Agribusiness and Rural Development
1(35) 2015, 75-82

pISSN 1899-5241
eISSN 1899-5772

ZRÓŻNICOWANIE REGIONALNE ELASTYCZNOŚCI
PRODUKCJI W TOWAROWYCH GOSPODARSTWACH
ROLNYCH W POLSCE
Anna Nowak
Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie

Abstrakt. Celem pracy jest ocena elastyczno ci związków
między czynnikami produkcji (ziemi, pracy i kapitału), a uzyskanymi w wyniku ich zastosowania dochodami w gospodarstwach rolnych czterech makroregionów ŻAŹN, tj. Pomorze
i Mazury, Wielkopolska i ląsk, Mazowsze i Podlasie oraz
Małopolska i Pogórze. Źla ka dego makroregionu oszacowano w tym celu modele funkcji typu Cobba-Źouglasa (C-Ź) dla
βŃńŃ, βŃńń oraz βŃńβ roku. Z bada wynika, e we wszystkich
regionach oraz we wszystkich badanych latach współczynnik
elastyczno ci ogólnej warto ci dodanej netto był wy szy od ń,
co oznacza rosnące przychody ze skali. Wzrost warto ci dodanej netto w γ spo ród 4 badanych makroregionów zale ał
przede wszystkim od czynnika ziemi, mniejszy wpływ miały
nakłady pracy (poza regionem Mazowsze i Podlasie, gdzie
ich znaczenie było największe), a w najmniejszym stopniu
we wzro cie tej kategorii dochodowej partycypowały aktywa
trwałe.
Słowa kluczowe: makroregiony ŻAŹN, gospodarstwo rolne, elastyczno ć, czynniki produkcji

WPROWADZENIE
Wyznacznikiem zmian w polskim rolnictwie jest wspólna polityka rolna. Wskazuje ona kierunki rozwoju oraz
oferuje ró norodne instrumenty, które ten rozwój dynamizują. Jednak du e regionalne zró nicowanie rolnictwa w Polsce z jednej strony wymusza dywersyfikację

instrumentów polityki rolnej, a z drugiej wpływa na
kierunki i tempo przebiegu przekształce tego sektora
w poszczególnych regionach kraju. Rozwój rolnictwa
w regionach wią e się zatem bezpo rednio z warunkami charakterystycznymi dla danego regionu (Munroe,
βŃŃń). Ze względu na istotną zale no ć produkcji rolniczej od warunków rodowiskowych obejmują one
uwarunkowania przyrodnicze, ale tak e ekonomiczno-organizacyjne, a zwłaszcza poziom rozwoju społeczno-gospodarczego.
Zdolno ć konkurencyjna gospodarstw rolniczych
zale y od efektywno ci wykorzystania czynników
wytwórczych (Wasilewski i Mądra, βŃŃ8). Z kolei
regionalne zró nicowanie wykorzystania czynników
produkcji w rolnictwie związane jest m.in. ze specjalizacją produkcji rolnej w regionach Polski, która wynika z uwarunkowa historycznych, przyrodniczych,
ekonomicznych, a tak e strukturalnych. Na kierunek
przekształce w rolnictwie wpływają równie zmiany
w innych sektorach gospodarki, zarówno na poziomie
kraju, jak i w poszczególnych regionach. Rolnictwo
i cały sektor rolno- ywno ciowy stale warunkują rozwój gospodarki narodowej, ale równie same w coraz
większym stopniu zale ą od tego, co dzieje się poza
nimi, w pozostałych gałęziach gospodarki narodowej
(Mrówczy ska-Kami ska, βŃńγ).
żospodarstwa rolne, funkcjonując w nowych warunkach rynkowych – wynikających najpierw z procesów

dr Anna Nowak, Katedra Ekonomii i Agrobiznesu, Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie, ul. Akademicka 13, 20-950 Lublin,
Poland, e-mail: anna.nowak@up.lublin.pl



© Copyright by Wydawnictwo Uniwersytetu Przyrodniczego w Poznaniu

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

transformacji, następnie integracji z Uź oraz globalizacji – muszą dostosowywać się do tych uwarunkowa .
Turbulentno ć, zwłaszcza otoczenia konkurencyjnego
gospodarstwa, oraz zmiany klimatyczne wymuszają potrzebę elastyczno ci we wszystkich obszarach funkcjonalnych, będących podstawą zarządzania operacyjnego
w gospodarstwach. Najwa niejszym z nich jest funkcja
produkcyjna, która determinuje występowanie pozostałych funkcji, tj. finansów, marketingu, kadr oraz bada
i rozwoju. Ponadto umo liwia ona realizację funkcji
gospodarstwa w aspekcie jego sprawno ci i skuteczno ci przez proces transformacji czynników produkcji
w produkty rolne (Niezgoda, βŃńŃ). źlastyczno ć jest
cechą struktury, polegającą na łatwo ci dostosowania
się do zmian w otoczeniu (Kie un, ń997). źlastyczno ć
procesu produkcyjnego oznacza z kolei procentową
zmianę efektu produkcji wywołaną wzrostem nakładów
wszystkich czynników wytwórczych o ń%, co odpowiada definicji elastyczno ci produkcji w teorii ekonomii
(Samuelson i Marks, βŃŃ9). Pojęcie to opisuje zatem
względną dynamikę wzrostu produkcji (Heijman i in.,
ń997). Termin elastyczno ć mo e być odniesiony take do towarowego gospodarstwa rolnego jako systemu
otwartego, co wynika z faktu, e ma ono cele działalno ci, strukturę organizacyjną, jest w nim realizowany
proces produkcyjny i wchodzi ono w interakcje z dostawcami rodków produkcji oraz nabywcami wytworzonych produktów (Niezgoda, βŃńŃ).
Celem opracowania jest ocena elastyczno ci związków między czynnikami produkcji a uzyskanymi dzięki
nim efektami procesu produkcyjnego w gospodarstwach
rolnych czterech makroregionów ŻAŹN, tj. Pomorze
i Mazury, Wielkopolska i ląsk, Mazowsze i Podlasie
oraz Małopolska i Pogórze. Makroregiony te zostały
wyłonione na podstawie parametrów statystycznych,
opisujących czynniki wyznaczające efekty produkcyjne
gospodarstw rolnych (żoraj i in., βŃńγ), a ka dy z nich
składa się z czterech województw.

materiałów empirycznych dotyczących lat βŃńŃ, βŃńń
oraz βŃńβ. Liczba badanych towarowych gospodarstw
rolnych wynosiła odpowiednioŚ w roku βŃńŃ – ń576ś
γ789ś γ65Ńś ńŃń8, w roku βŃńń – ń558ś γ799ś γ6ń9ś
986, w roku βŃńβ – ń55Ńś γ794ś γ56γś ńŃβ4 w regionachŚ Pomorze i Mazury, Wielkopolska i ląsk, Mazowsze i Podlasie oraz Małopolska i Pogórze.
W badaniach posłu ono się trójczynnikową funkcją
produkcji, co zdaniem Petera Timmera (ń986) w przypadku rolnictwa jest uzasadnione, poniewa w tym
sektorze ziemia jest zasadniczym produktywnym czynnikiem wytwórczym. Podobnego zdania są Agnieszka
Bezat i Włodzimierz Rembisz (βŃńń), którzy podkrelają, e ziemia jako czynnik produkcji stanowi o istocie procesu gospodarowania w rolnictwie. Źo zrealizowania przyjętego celu bada wykorzystano metodę
funkcji produkcji typu Cobba-Źouglasa (C-Ź), która
stanowi podstawę teoretyczną obja niania większo ci
prawidłowo ci efektywno ciowych w ekonomice rolnictwa (Bezat i Rembisz, βŃńń). Obliczenia przeprowadzono przy u yciu oprogramowania żRźTL oraz
arkusza kalkulacyjnego MS źxcel. W modelu uwzględniono następujące cechy według nomenklatury Polskiego ŻAŹNŚ
• Sź4ń5 – warto ć dodana netto w złń
• SźŃńŃ – nakłady pracy ogółem w AWUβ
• SźŃβ5 – powierzchnia u ytków rolnych (UR) w ha
• Sź44ń – aktywa trwałe w zł.
Za efekt procesu produkcyjnego przyjęto warto ć
dodaną netto (Xń), która stanowi jednocze nie o skuteczno ci gospodarowania z punktu widzenia wła ciciela gospodarstwa rolnego. Jest ona miarą dochodu, jaki
uzyskują wszyscy wła ciciele czynników wytwórczych
zaanga owanych w działalno ć gospodarstwa rolnego
(żoraj i Ma ko, βŃŃ9). Czynniki produkcji uwzględnione w badaniach to nakłady pracy ludzkiej (Xβ), wyraone w AWU, powierzchnia u ytków rolnych w ha (Xγ)
oraz warto ć aktywów trwałych w zł (X4).

METODYKA
Badania przeprowadzono na próbie towarowych gospodarstw rolnych uwzględnionych w Polskim ŻAŹN
(Żarm Accountancy Źata Network). Jest to baza danych, w której dane zbierane są według jednolitych
zasad, a gospodarstwa tworzą statystycznie reprezentatywną próbę towarowych gospodarstw rolnych funkcjonujących na obszarze Uź. Analizę przeprowadzono dla

76

ń
Opłata za zaanga owanie czynników wytwórczych do działalno ci operacyjnej gospodarstwa rolnego, bez względu na ich
status własno ciowy (obce lub własne).
β
To całkowite nakłady pracy ludzkiej w ramach działalno ci
operacyjnej gospodarstwa rolnego, ń AWU to jedna osoba pełnozatrudniona, pracująca βńβŃ godz./rok.

www.jard.edu.pl

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

WYNIKI BADAŃ
Wszelka produkcja materialna jest efektem zastosowania pracy ywej i uprzedmiotowionej. W rolnictwie występują one w połączeniu z ziemią, tj. u ytkami rolnymi, wraz z ich potencjałem produkcyjnym
( yzno ć, zasobno ć w składniki od ywcze, stosunki
wodne itp.). O potencjale produkcyjnym i mo liwociach wytwórczych rolnictwa w skali makro oraz
poszczególnych gospodarstw rolnych wiadczy wyposa enie w czynniki produkcji. Zasobno ć ta nie
pozostaje bez wpływu na strukturę produkcji (Nowak
i Wójcik, βŃńγ), która mo e determinować przewagi
konkurencyjne regionu. Jest to zgodne z poglądami
wyra anymi przez Karolinę Pawlak (βŃńγ), e ka dy region ma przewagę w produkcji tych dóbr, które
wymagają dostępno ci wielu tanich w danym regionie
czynników produkcji.
Podstawą realizacji funkcji gospodarstwa jest skala
produkcji, uzyskana z danej ilo ci zasobów i wiedzy
dotyczącej produktywnego ich wykorzystania w istniejących uwarunkowaniach rynkowych (Niezgoda,
βŃńŃ). Zasoby czynników produkcji kształtują potencjał konkurencyjny gospodarstw rolnych, decydując
tym samym o ich mo liwo ciach produkcyjnych i osiąganej przewadze konkurencyjnej. W tabeli ń przedstawiono statystyczny opis zmiennych uwzględnionych
w badaniach, obejmujących zasoby czynników produkcji oraz efekt dochodowy w formie warto ci dodanej netto.
Jak wynika z danych zawartych w tabeli ń, wszystkie analizowane zmienne charakteryzowały się bardzo
du ym zró nicowaniem. We wszystkich badanych regionach dotyczyło to głównie czynnika ziemi, przy
czym największy współczynnik zmienno ci w odniesieniu do tej siły wytwórczej występował w makroregionie
Wielkopolska i ląsk oraz Pomorze i Mazury. Najmniej
zró nicowaną cechą były nakłady pracy ogółem, choć
w dwóch wymienionych wy ej makroregionach zmienno ć ta była ponad dwukrotnie wy sza ni w Małopolsce i Pogórzu oraz na Mazowszu i Podlasiu. Warto zwrócić uwagę, e największą koncentracją ziemi, wyra oną
rednią powierzchnią u ytków rolnych w towarowym
gospodarstwie rolnym charakteryzuje się makroregion
Pomorze i Mazury, gdzie przeciętna powierzchnia gospodarstwa jest ponad trzykrotnie większa ni w Małopolsce i na Pogórzu.

www.jard.edu.pl

W latach βŃńŃ-βŃńβ w przeciętnym gospodarstwie
w badanych makroregionach obserwowano wzrost niemal wszystkich zasobów czynników produkcji. Zasoby ziemi w makroregionie oznaczonym jako A oraz C
wzrosły ponad 7%, podczas gdy w regionie B oraz Ź
wzrost ten wynosił odpowiednio ń,4% oraz β,5%. Zasoby pracy zmniejszyły się jedynie w Wielkopolsce
i na ląsku (o γ,75%), a w pozostałych makroregionach
odnotowano ich wzrost od β% do 4%. Największym
wzrostem charakteryzowały się zasoby aktywów trwałych – wynosił on w badanych latach od βŃ,γ% w makroregionie Wielkopolska i ląsk do γ7,9% na Pomorzu
i Mazurach. Produktywno ć całkowita mierzona warto cią dodaną netto wzrosła natomiast o ń7,9% w makroregionie B i C, o β6,8% w regionie Ź oraz o 4ń,4%
w regionie A. Największy wzrost wystąpił zatem w makroregionie, gdzie przeciętna powierzchnia badanych
towarowych gospodarstw rolnych była największa.
Nale y jednak podkre lić, e efektywno ć całego
procesu produkcyjnego w rolnictwie zale y nie tylko
od posiadanych zasobów, ale tak e od proporcji między
czynnikami produkcji (Rzeszutko, βŃń4). W ród determinant regionalnego zró nicowania proporcji między
czynnikami produkcji wymienia się warunki naturalne
wpływające na dobór kierunków produkcji, intensywno ć gospodarowania oraz zaszło ci historyczne w poszczególnych czę ciach kraju, których konsekwencją
jest poziom rozwoju ekonomiczno-społecznego polskich województw (Rzeszutko i Sadowski, βŃńγ).
Źla oceny regionalnego zró nicowania elastyczno ci
procesu produkcji w gospodarstwach rolnych poszczególnych makroregionów oszacowano modele funkcji
typu Cobba-Źouglasa (C-Ź) dla βŃńŃ, βŃńń oraz βŃńβ
roku. Aproksymowane modele tej funkcji, wyra ające
zale no ć między warto cią dodaną netto w zł (Xń) jako
zmienną zale ną a nakładami pracy ludzkiej wyra onymi w AWU (Xβ), powierzchnią u ytkowanych u ytków
rolnych w ha (Xγ) i warto cią aktywów trwałych w zł
(X4) jako zmiennymi niezale nymi przybrały postać następujących równa Ś
• Pomorze i Mazury
βŃńŃŚ X’ń = ββ6,ń5486γβ XβŃ,γ578 XγŃ,6776 X4Ń,β4Ń6ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,7ńγŃ4γ
βŃńńŚ X’ń =ń4Ń,γ978β5 XβŃ,4ńβ5 XγŃ,6γγ7 X4Ń,β877ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,67γ475
βŃńβŚ X’ń =βńγ,Ńγń49ń XβŃ,γŃ4Ń XγŃ,7545 X4Ń,βγγńś
Rβń,β,γ,4 = Ń,7ŃńγŃ7

77

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

Tabela 1. Opis statystyczny badanych zmiennych w towarowych gospodarstwach rolnych w Polsce w 4 makroregionach
ŻAŹN w latach βŃńŃ, βŃńń oraz βŃńβ
Table 1. Statistical characteristics of analysed variables in rural farms producing goods in Poland in βŃńŃ, βŃńń and βŃńβ
Cechy wg Polski
ŻAŹN
Żeatures according
to Poland ŻAŹN

Symbol
zmiennej
Symbol
of variable
(Xn)

Jednostka
miary
Measure
unit

rednia arytmetyczna
Arithmetical mean
βŃńŃ

βŃńń

Współczynnik zmienno ci
Variability coefficient
βŃńβ

βŃńŃ

βŃńń

βŃńβ

A – Pomorze i Mazury – A – Pomorze and Mazury
Sź4ń5



zł/PLN

SźŃńŃ



AWU

SźŃβ5



ha

Sź44ń

X4

zł/PLN

ń9ń γŃ6,ŃŃ

βŃγ 69Ń,ŃŃ

β7Ń 45γ,ŃŃ

β,γγ

β,ŃŃ

β,β5

β,48

β,4β

β,55

ń,47

ń,Ń8

ń,γβ

87,β8

85,98

94,β5

β,ńń

ń,Ń8

β,Ńń

7ń4 58Ń,ŃŃ

866 4γ8,ŃŃ

985 498,ŃŃ

ń,7β

ń,5β

ń,6Ń

ń79 99ń,ŃŃ

β,9Ń

β,6Ń

β,58

B – Wielkopolska i ląsk – B – Wielkopolska and ląsk
Sź4ń5



zł/PLN

SźŃńŃ



AWU

SźŃβ5



ha

Sź44ń

X4

zł/PLN

ń5β 6Ń5,ŃŃ

ń66 7ńβ,

β,4Ń

β,γ4

β,γń

β,44

ń,88

ń,84

5β,9γ

5β,6ń

5γ,66

β,95

β,64

β,55

664 5ńń,ŃŃ

77γ 684,ŃŃ

799 ń6ń,ŃŃ

β,ń5

ń,75

ń,67

ńŃŃ 5γ8,ŃŃ

ń,45

ń,5γ

ń,69

C – Mazowsze i Podlasie – C – Mazowsze and Podlasie
Sź4ń5



zł/PLN

SźŃńŃ



AWU

SźŃβ5



ha

Sź44ń

X4

zł/PLN

85 β46,4Ń

99 8ńń,4

ń,98

β,Ń5

β,Ń6

Ń,6γ

Ń,7γ

Ń,7Ń

β6,7ń

β7,96

β8,6γ

ń,γŃ

ń,57

ń,γ9

46Ń β5ń,ŃŃ

5γ9 γŃ4,ŃŃ

57γ 499,ŃŃ

ń,ńń

ń,ńŃ

ń,Ńγ

Ź – Małopolska i Pogórze – Ź – Małopolska and Pogórze
Sź4ń5



zł/PLN

SźŃńŃ



AWU

SźŃβ5



ha

Sź44ń

X4

zł/PLN

8479Ń,ńŃ

99Ń89,5Ń

ńŃ7564,ŃŃ

ń,48

ń,4Ń

ń,66

β,Ń6

β,Ń8

β,ńβ

Ń,8Ń

Ń,67

Ń,75

β9,69

γŃ,β7

γŃ,44

ń,56

ń,4β

ń,4ń

446 ńγ9,ŃŃ

5β8 6γ5,ŃŃ

56ń 76Ń,ŃŃ

ń,ń4

ń,Ń87

ń,Ń9

ródłoŚ obliczenia własne na podstawie jednostkowych danych empirycznych monitoringu Polskiego ŻAŹN.
SourceŚ own elaboration basing upon unit empirical data from Polish ŻAŹN monitoring.

• Wielkopolska i ląsk
βŃńŃŚ X’ń =65,γ855 XβŃ,5Ń8 XγŃ,5ŃŃń X4Ń,γ88ńś
Rβń,β,γ,4 = Ń,6γ46
βŃńńŚ X’ń =4β,5γ64 XβŃ,4549 XγŃ,497ń X4Ń,4β68ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,655γ
βŃńβŚ X’ń =7Ń,9γ8γ XβŃ,4γŃ4 XγŃ,5789 X4Ń,γ689ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,64Ń5

78

• Mazowsze i Podlasie
βŃńŃŚ X’ń =4β,Ńγ4Ń XβŃ,694Ń XγŃ,4756 X4Ń,4ń44ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,5659
βŃńńŚ X’ń =β8,95βγ XβŃ,587β XγŃ,5ŃŃń X4Ń,4476ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,6ŃŃ8
βŃńβŚ X’ń =9Ń,4γ85 XβŃ,6558 XγŃ,5978 X4Ń,γβ7γś
Rβń,β,γ,4 = Ń,557γ

www.jard.edu.pl

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

• Małopolska i Pogórze
βŃńŃŚ X’ń =49,γ644 XβŃ,7789 XγŃ,4Ń46 X4Ń,4Ń75ś
Rβń,β,γ,4 = Ń,5β9Ń
βŃńńŚ X’ń =γ6,Ń6Ń6 XβŃ,76βń XγŃ,45γŃ X4Ń,4β7βś
Rβń,β,γ,4 = Ń,56γ9
βŃńβŚ X’ń =ńń6,69ńń XβŃ,7ń9γ XγŃ,5γ5β X4Ń,γń94.
Rβń,β,γ,4 = Ń,55γγ
Weryfikacji statystycznej współczynników regresji w powy szych równaniach dokonano za pomocą
testu t-Studenta, przyjmując poziom istotno ci = Ń,Ńń.
Bezwzględna wysoko ć współczynników determinacji
wskazuje, e wahania warto ci dodanej netto w 55-7Ń%
wyja nione są za pomocą trzech zmiennychŚ pracy, ziemi i kapitału w postaci aktywów trwałych. Statystycznie
istotny poziom współczynników korelacji wielorakiej
wskazuje na dobre dopasowanie tego modelu funkcji do
współrzędnych badanych cech w ka dym z badanych
makroregionów.
Wysoki poziom zmienno ci, zarówno zmiennej dotyczącej wyników procesu produkcji, jak i badanych
czynników, uzasadnia celowo ć oszacowania występujących między nimi współzale no ci (Niezgoda, βŃńŃ).
W analizie funkcji produkcji szczególne znaczenie ma
rachunek elastyczno ci (elastyczno ć produkcji względem zmian nakładów czynników produkcji) (Bezat
i Rembisz, βŃńń). W równaniach oszacowanych na
podstawie danych empirycznych współczynniki regresji są jednocze nie współczynnikami elastyczno ci
charakteryzującymi rednie przyrosty względne (Niezgoda, βŃŃ9). Żunkcja potęgowa jest funkcją o stałej
(niezale nej od wielko ci poszczególnych zmiennych)
elastyczno ci zmiennej zale nej, a elastyczno ci poszczególnych zmiennych są równe ocenom parametrów je charakteryzujących (Czekaj, βŃŃ6). W tabeli
β przedstawiono poziom współczynników elastycznoci ogólnej zasobów czynników produkcji względem
warto ci dodanej netto, a tak e udział ka dego z badanych czynników w ogólnej warto ci współczynnika
elastyczno ci.
Suma współczynników regresji w modelach funkcji
C-Ź wynosiła we wszystkich makroregionach oraz we
wszystkich badanych latach powy ej ń, co oznacza rosnące przychody ze skali. Współczynniki te w βŃńβ roku
wynosiły odpowiednio ń,β9ń6ś ń,γ78βś ń,58Ń9 oraz
ń,574Ń w makroregionach oznaczonych jako A, B, C
oraz Ź. W latach βŃńŃ-βŃńβ skala produkcji odgrywała
największą rolę w makroregionie Małopolska i Pogórze

www.jard.edu.pl

oraz Mazowsze i Podlasie. Równoczesne zwiększenie
wszystkich analizowanych czynników produkcji o ńŃ%
przy zachowaniu występujących między nimi proporcji
skutkowało w βŃńβ roku wzrostem warto ci produkcji
około ńβ,9%, ńγ,8% ń5,8% oraz ń5,7% odpowiednio
w makroregionach A, B, C i Ź. Z bada wynika, e
wpływ poszczególnych czynników na wzrost wartoci dodanej wykazuje zró nicowanie regionalne. źlastyczno ć warto ci dodanej netto w γ spo ród 4 badanych regionów najbardziej kształtował czynnik ziemi,
w makroregionie Pomorze i Mazury udział wskazanego
czynnika w przychodach ze skali wynosił w βŃńβ roku
ponad 58%. Jedynie na Mazowszu i Podlasiu we wska niku elastyczno ci ogólnej w największym stopniu partycypował czynnik pracy (4ń,48%), choć jego udział
w latach βŃńŃ-βŃńβ zmniejszył się prawie o β punkty procentowe. Zmniejszenie roli pracy w kreowaniu
warto ci dodanej badanych gospodarstw obserwuje się
równie w badanych latach w makroregionach Pomorze
i Mazury (z β8% do βγ,5%) oraz Wielkopolska i ląsk
(z γ6,4% do γń,β%).
Wpływ kapitału w postaci aktywów trwałych na
wzrost warto ci dodanej netto badanych gospodarstw
był najmniejszy. Jego udział we współczynniku elastyczno ci ogólnej wynosił w βŃńβ roku od ń8,Ń5%
w makroregionie Pomorze i Mazury do β6,77% w Wielkopolsce i na ląsku. Jednocze nie mo na zauwa yć,
e znaczenie tego czynnika produkcji zmniejszyło się
w latach βŃńŃ-βŃńβ we wszystkich badanych regionach, przy czym najmniejszy spadek zaobserwowano w makroregionie Wielkopolska i ląsk. Malejący
wpływ aktywów trwałych na wzrost warto ci dodanej
netto mo e oznaczać, e prowadzący gospodarstwa podejmują działania zmierzające do zmniejszania udziału
rodków trwałych w warto ci kapitału gospodarstw rolnych. Jak podają Zdzisław Leszczy ski i Anna Skowronek-Mielczarek (βŃŃŃ), zbyt du y stosunek majątku
trwałego do obrotowego mo e być sygnałem znacznego unieruchomienia majątku, wysokich kosztów stałych oraz małej elastyczno ci przedsiębiorstwa. Mirosław Wasilewski (βŃŃ4) podkre la z kolei, e zbyt du e
zaanga owanie rodków trwałych, niedopasowane do
mo liwo ci „nasycenia” gospodarstwa rolnego rodkami obrotowymi, mo e być nieracjonalne. Z bada
Barbary żołębiewskiej (βŃńŃ) wynika natomiast, e
w gospodarstwach o najwy szych powiązaniach z otoczeniem rolnicy zwracali uwagę na racjonalno ć wykorzystania rodków trwałych, zmniejszając ich udział.

79

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

Tabela 2. Poziom i struktura współczynników elastyczno ci warto ci dodanej netto (Sź4ń5) względem zmiennych niezale nych (SźŃńŃ, SźŃβ5, Sź44ń) w latach βŃńŃ, βŃńń oraz βŃńβ w 4 makroregionach ŻAŹN
Table 2. Level and structure of elasticity coefficients net added value (Sź4ń5) with respect to the independent variables
(SźŃńŃ, SźŃβ5, Sź44ń) in βŃńŃ, βŃńń and βŃńβ in four macro-regions ŻAŹN
Poziom współczynnika elastyczno ci
ogólnej warto ci
dodanej netto
Level of net added
value’s total elasticity
coefficient

Makroregion
Macro-region

Pomorze i Mazury (A)
Pomorze and Mazury (A)

Wielkopolska i ląsk (B)
Wielkopolska and ląsk (B)

Mazowsze i Podlasie (C)
Mazowsze and Podlasie (C)

Małopolska i Pogórze (Ź)
Małopolska and Pogórze (Ź)

Udział badanych czynników produkcji w ogólnej warto ci współczynnika elastyczno ci dochodowej (%)
Share of surveyed production factors in total value of income
elasticity coefficient (%)
Xβ (SźŃńŃ)

Xγ (SźŃβ5)

X4 (Sź44ń)

βŃńŃ

ń,β76Ń

β8,Ń4

5γ,ńŃ

ń8,86

βŃńń

ń,γγ66

γń,Ń6

47,4ń

βń,5γ

βŃńβ

ń,β9ń6

βγ,54

58,4ń

ń8,Ń5

βŃńŃ

ń,γ96β

γ6,γ8

γ5,8β

β7,8Ń

βŃńń

ń,γ788

γβ,99

γ6,Ń5

γŃ,96

βŃńβ

ń,γ78β

γń,βγ

4β,ŃŃ

β6,77

βŃńŃ

ń,584ń

4γ,8ń

γŃ,Ńγ

β6,ń6

βŃńń

ń,5γ49

γ8,β6

γβ,58

β9,ń6

βŃńβ

ń,58Ń9

4ń,48

γ7,8ń

βŃ,7Ń

βŃńŃ

ń,59ńŃ

β5,4γ

48,96

β5,6ń

βŃńń

ń,64βγ

β7,58

46,4ń

β6,Ńń

βŃńβ

ń,574Ń

γ4,ŃŃ

45,7Ń

βŃ,β9

ródłoŚ obliczenia własne na podstawie jednostkowych danych empirycznych monitoringu Polskiego ŻAŹN.
SourceŚ own elaboration basing upon unit empirical data from Polish ŻAŹN monitoring.

WNIOSKI
ń. Rolnictwo w Polsce jest istotnie zró nicowane regionalnie. Źotyczy to nie tylko poziomu i struktury produkcji, ale tak e posiadanych zasobów oraz ich wpływu
na efekty produkcyjne i dochodowe. W badanych towarowych gospodarstwach rolnych we wszystkich makroregionach rolniczych w latach βŃńŃ-βŃńβ odnotowano
wzrost niemal wszystkich zasobów czynników produkcji – poza zasobami pracy, które zmniejszyły się w Wielkopolsce i na ląsku. Wszystkie analizowane zmienne
charakteryzowały się bardzo du ym zró nicowaniem.
Największa zmienno ć we wszystkich makroregionach

80

dotyczyła czynnika ziemi, a najmniej zró nicowaną cechą były nakłady pracy.
β. Ró ny poziom współczynników regresji poszczególnych czynników w badanych makroregionach rolniczych wiadczy o zró nicowaniu warto ci dodanej
w gospodarstwach rolnych. Współczynniki elastycznoci ogólnej były we wszystkich makroregionach większe od jedno ci, co zapewniało gospodarstwom dobre
warunki do poprawy efektu gospodarowania, ocenianego za pomocą zmiennej zale nej Sź4ń5. Wskazuje to
na rosnącą dochodowo ć czynników produkcji (dodatni
efekt skali), przy czym zwiększanie zasobów czynników
produkcji skutkowało największym wzrostem warto ci

www.jard.edu.pl

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

dodanej w makroregionach Mazowsze i Podlasie oraz
Małopolska i Pogórze.
γ. W latach βŃńŃ-βŃńβ wzrost warto ci dodanej
netto w γ spo ród 4 badanych makroregionów zale ał
przede wszystkim od czynnika ziemi, co uzasadnia podejmowanie działa sprzyjających koncentracji ziemi
w rolnictwie. Jednocze nie zmniejszył się wpływ aktywów trwałych na wzrost poziomu dochodowo ci w badanych gospodarstwach rolnych. Oznacza to, e rolnicy
podejmowali racjonalne decyzje związane ze zmianą
struktury kapitału, zwiększając tym samym elastyczno ć swoich gospodarstw.
LITERATURA
Bezat, A., Rembisz, W. (βŃńń). Zastosowanie funkcji typu
Cobba-Źouglasa w ocenie relacji czynnik-produkt w produkcji rolniczej. Kom. Rap. źksp., 557.
Czekaj, T. (βŃŃ6). Mo liwo ci wzrostu zasobów czynników
produkcji w polskich gospodarstwach rolnych. Lata βŃŃń-βŃŃγ, WarszawaŚ IźRiż .
żołębiewska, B. (βŃńŃ). Struktura majątkowa i finansowanie
działalno ci w gospodarstwach rolniczych o zró nicowanych powiązaniach z otoczeniem. źIOżZ, 8ń, β4ń-β5Ń.
żoraj, L., Ma ko, S. (βŃŃ9). Rachunkowo ć i analiza ekonomiczna w indywidualnym gospodarstwie rolnym. WarszawaŚ Źifin.
żoraj, L., Osuch, Ź., Bocian, M., Cholewa, I., Malanowska,
B. (βŃńγ). Plan wyboru próby gospodarstw rolnych Polskiego ŻAŹN od roku obrachunkowego βŃń4. WarszawaŚ
IźRiż .
Heijman, W., Krzy anowska, Z., żędek, S., Kowalski, Z.
(ń997). źkonomika rolnictwa. Zarys teorii. WarszawaŚ
Żundacja Rozwój SżżW.
Kie un, W. (ń997). Sprawne zarządzanie organizacją. zarys
teorii i praktyki. WarszawaŚ Ofic. Wyd. SżH.
Leszczy ski, Z., Skowronek-Mielczarek, A. (βŃŃŃ). Analiza
ekonomiczno-finansowa firmy. WarszawaŚ Źifin.

www.jard.edu.pl

Mrówczy ska-Kami ska, A. (βŃńγ). Znaczenie agrobiznesu
w gospodarce narodowej w krajach Unii źuropejskiej.
żosp. Nar., γ(β59), 79-ńŃŃ.
Munroe, Ź. (βŃŃń). źconomic źfficiency in Polish Peasant
ŻormingŚ An International Perspective. Region. Stud.,
γ5(5), 46ń-47ń.
Niezgoda, Ź. (βŃŃ9). Zró nicowanie dochodu w gospodarstwach rolnych oraz jego przyczyny. Zagad. źkon. Roln.,
ń, β4-γ8.
Niezgoda, Ź. (βŃńŃ). źlastyczno ć produkcyjna i dochodowa
procesu produkcji w towarowych gospodarstwach rolnych. Rocz. Nauk Roln. Ser. ż, 97, γ, ń86-ń96.
Nowak, A., Wójcik, ź. (βŃńγ). Zmiany w poziomie i strukturze produkcji rolnej w Polsce na tle Uź. Probl. Roln.
wiat., ńγ (XXVIII), β, 59-67.
Pawlak, K. (βŃńγ). Międzynarodowa zdolno ć konkurencyjna sektora rolno-spo ywczego krajów Unii źuropejskiej.
Rozpr. Nauk. UP Pozn., 448.
Rzeszutko, A. (βŃń4). źfektywno ć produkcyjna rolnictwa
w Polsce a relacje między czynnikami produkcji. J. Agribus. Rural Źev., β(γβ), ń4ń-ń54.
Rzeszutko, A., Sadowski, A. (βŃńγ). Regionalne zró nicowanie zmian zasobów i relacji czynników produkcji w polskim rolnictwie po przystąpieniu do Unii źuropejskiej.
Zesz. Nauk. SźRiA, γ, β95-γŃŃ.
Samuelson, W.Ż., Marks, S.ż. (βŃŃ9). źkonomia mened erska. WarszawaŚ PWź.
Timmer, P. (ń986). żetting Process Right. The Scope and
Limits of Agricultural Policy. IthacaŚ Cornell University
Press.
Wasilewski, M. (βŃŃ4). źkonomiczno-organizacyjne uwarunkowania gospodarowania zapasami w przedsiębiorstwach
rolniczych. WarszawaŚ SżżW.
Wasilewski, M., Mądra, M. (βŃŃ9). Regional Źifferentiation
of the Use Of Production Żactors in the Polish Agriculture.
źur. Countrys. ń, ββ-γγ.

81

Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

REGIONAL DIFFERENTIATION OF PRODUCTION FLEXIBILITY AT RURAL
GOODS PRODUCING FARMS IN POLAND
Summary. The aim of the study was to identify and examine an elasticity of relations between production factors (land, labour,
capital) and incomes gained by using the above mentioned factors at farms of four macro-regions ŻAŹN, i.e.Ś Pomorze and Mazury, Wielkopolska and ląsk, Mazowsze and Podlasie, Małopolska and Pogórze. Production function models of Cobb-Źouglas
(C-Ź) were assessed for every macro-region for yearsŚ βŃńŃ, βŃńń and βŃńβ. The survey shows that in all macro-regions as
well as in all surveyed years, elasticity coefficient of total net added value was higher than ń which means increasing incomes
in scale. Increase of net added value in three among four surveyed macro-regions depended mainly on land factor while labour
input (excluding Mazowsze and Podlasie where labour factor was important) and fixed assets factor appeared to be of least
importance.
Key words: macro-regions ŻAŹN, rural farm, elasticity, production factors

Zaakceptowano do druku – Accepted for print: 13.02.2015
Do cytowania – For citation
Nowak, A. (2015). Zróżnicowanie regionalne elastyczności produkcji w  towarowych gospodarstwach rolnych w  Polsce. J. Agribus.
Rural Dev., 1(35), 75-82. DOI: 10.17306/JARD.2015.8

82

www.jard.edu.pl

Documento similar

REGIONAL DIFFERENTIATION OF PRODUCTION FLEXIBILITY AT RURAL GOODS PRODUCING FARMS IN POLAND