ANALÝZA NÁSTROJŮ ZEMĚDĚLSKÉ DOTAČNÍ POLITIKY APLIKACE PRODUKČNÍCH FUNKCÍ

ANALÝZA NÁSTROJŮ ZEMĚDĚLSKÉ DOTAČNÍ POLITIKY APLIKACE PRODUKČNÍCH FUNKCÍ Zdeňa Kroupová, Michal Malý, Provozně eonomicá faulta Česé zemědělsé university v Praze. Úvod Společná zemědělsá politia je finančně nejobjemnější společnou politiou Evropsé unie a využité politico-eonomicé nástroje vážou na sebe značnou část výdajových prostředů evropsého rozpočtu. Produce zemědělsého setoru vša oproti tomu jednoznačně nepřispívá odpovídající měrou celové hospodářsé produci. Lze samozřejmě oprávněně namítat, že agrární setor plní další, mimoproduční funce, teré jsou nezastupitelné jinými setory národního hospodářství a jejichž naplňování je jedním z hlavních cílů především eologicého zemědělství. Jeliož je ovšem produce ja onvenčního, ta i eologicého zemědělství značně podporována politico-eonomicými nástroji, zejména v podobě dotační podpory, je nezbytné neustále průběžně analyzovat efetivnost vynaložených prostředů ve vztahu zísané přidané hodnotě. Předložený příspěve nahlíží na souvztažnost v současnosti pratiovaných maroeonomicých nástrojů a eonomicých výsledů podniů, jež jsou jimi determinovány. Eologicé zemědělství zaujímá primární pozici v tempu růstu nejen mezi odvětvími zemědělsé výroby Česé republiy, ale i v celosvětovém měřítu. Koncept zemědělsé výroby šetrné životnímu prostředí a bránící se využívání chemicých láte se začal rozvíjet od počátu 0. století pod tlaem souromých ativit a osobního nadšení něolia zemědělců s pozitivním vztahem životnímu prostředí. Objetem politicých ativit se eologicé zemědělství stalo až v polovině 70. let 0. století, dy dle Lynggaarda (006) atéři environmentální politiy Evropsého společenství začali zdůrazňovat negativní vliv intenzivního zemědělství na životní prostředí a pouazovat na eologicé zemědělství jao variantu řešení problémů Společné zemědělsé politiy. Významný rozvoj podpory tohoto alternativního systému zemědělsé produce vša nastává dle Lynggaarda (006) v souvislosti s MacSharryho reformou Společné zemědělsé politiy, terá eologicé zemědělství zařadila mezi agro-environmentální programy podpory rozvoje venova a ustanovila jeho podporu z garanční sece Evropsého zemědělsého orientačního a záručního fondu prostřednictvím nařízení Komise (ES) 078/9. Nieberg a Kuhnert (007) doplňují, že uvedené změny přinášejí nový cíl podpory eologicého zemědělství, terým je vedle využití faremních prati, reduujících znečištění životního prostředí zemědělsou výrobou a přispívajících e zlepšení tržní rovnováhy, taé stabilizovat venovsé oblasti, rozšířit tržní nabídu a tím uspoojit požadavy spotřebitelů. Právě posledně uváděné Poznaty uváděné v příspěvu vyplynuly z řešení VZ MSM 6046070906 Eonomia zdrojů česého zemědělství a jejich efetivní využívání v rámci multifunčních zemědělsopotravinářsých systémů. 774 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

cíle spolu s environmentálními požadavy jsou, ja uvádí Stolze a Lampin (009) i v současnosti hlavními důvody podpory eologicého zemědělství. V rámci Česé republiy je oficiální počáte eologicého zemědělství datován do r. 990, dy byla rovněž zahájena dotační podpora uvedeného alternativního systému zemědělsé produce. Jánsý a Živělová (007) vša doplňují, že rou 99 byly dotace zrušeny a eologicé zemědělství bylo podporováno pouze nepřímo prostřednictvím různých environmentálních programů. Uvedená situace v Česé republice přetrvávala do rou 998, dy byly státní dotace eologicého zemědělství obnoveny v rámci nařízení vlády č. 34/997 Sb., teré stanovilo podpůrné programy podpoře mimoprodučních funcí zemědělství, podpoře ativit podílejících se na udržování rajiny a programy pomoci podpoře méně příznivých oblastí. Dle zmíněného nařízení byla podpora eologicého zemědělství vyplácena pouze registrovaným eofarmám hospodařícím v méně příznivých oblastech, či naopa v atastrálních územích s průměrnou úřední cenou zemědělsých pozemů dosahující či převyšující 4,0 Kč/m. Cílem podpory bylo vyrovnávat ztráty, vzniající v důsledu eologicého produčního systému. Konrétní výše finanční podpory se odvíjela od počtu zísaných bodů, teré reprezentovaly míru znevýhodnění příslušné eofarmy. Hrabalová a Zander (006) doplňují, že finanční ohodnocení jednoho bodu záviselo na schváleném rozpočtu programu a celovém počtu hetarů, na teré byla podpora požadována. Na obdobném principu byly založeny rovněž dotace eologicého zemědělství v roce 999, teré byly právně zaotveny v nařízení vlády č. 4/999 Sb., jež upravovalo podpůrné programy podpoře mimoprodučních funcí zemědělství, podpoře ativit, podílejících se na udržování rajiny, a programy pomoci podpoře méně příznivých oblastí. V roce 000 bylo přijato nové nařízení vlády o podpoře mimoprodučních funcí zemědělství nařízení vlády č. 505/000 Sb., teré zavedlo platbu na hetar obhospodařované půdy v eologicém režimu v diferenciaci dle využití zemědělsé půdy s nejnižší sazbou pro trvalé travní porosty (000 Kč/ha) a nejvyšší sazbou pro trvalé ultury v podobě vinic, chmelnic a sadů (3500 Kč/ha). Uvedeným nařízením byla Česé republia připravena převzít úpravu dotační podpory eologicého zemědělství adevátní pro země Evropsé unie. V současné době je eologicé zemědělství v Česé republice podporováno prostřednictvím Programu rozvoje venova Česé republiy na období 007 03, jenž vychází z nařízení Rady (ES) č. 698/005 o podpoře pro rozvoj venova z Evropsého zemědělsého fondu pro rozvoj venova; z nařízení Rady (ES) č. 90/005 o financování Společné zemědělsé politiy; a z Národního strategicého plánu rozvoje venova Česé republiy na období 007 03, je eologicé zemědělství součástí opatření II.3. Agro-environmentální opatření (podopatření II.3.. Postupy šetrné životnímu prostředí, titul II.3.. Eologicé zemědělství), teré je řazeno pod osu II - Zlepšování životního prostředí a rajiny. Finanční podpora je i v rámci PRV diferencována dle ultur na zemědělsé půdě, a to následujícím záladním způsobem: orná půda 55 EUR/ha; trvalé travní porosty 7 EUR/ha; trvalé ultury 849 EUR/ha; zelenina a speciální byliny na orné půdě 564 EUR/ha. (MZE ČR, 00) POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 775

Z výše uvedeného je patrné, že podpora eologicého zemědělství zaznamenala ve svém vývoji značnou růstovou tendenci. Výzum Offremanna, Niebergové, a Zanderové (009) delaruje, že rostoucí dotační podpora eologicého zemědělství vyvolává rostoucí závislost eologicých farem na podpoře ze strany státu a snižuje jejich reace tržní signály. O závislosti eologicých producentů na dotační podpoře hovoří taé výzum Hrabalové a Zanderové (006) a studie Niebergové a Kuhnertové (007). Na druhé straně existují eonomicé výzumy, teré pouazují na ochotu spotřebitelů podporovat alternativní systém zemědělsé výroby prostřednictvím cenového zvýhodnění Stolze a Lampin (009), bez distorzích vlivů, teré dotační podpora vyvolává. Doposud publiované studie, týající se analýzy podpory eologicého zemědělství tedy jsou založeny jedna na ontingenční analýze, zjišťující ochotu zaplatit, jedna na omparaci různých výonnostních uazatelů, zejména příjmu rodinné farmy (family farm income), či zisu, v eologicém a onvenčním zemědělství, a to při zahrnutí dotací na podporu eologicého zemědělství a bez dotací. Předložený příspěve si lade za cíl omplexnější hodnocení dotační politiy eologicého zemědělství, a to z hledisa vlivu dotací na produční schopnost, náladovost, efetivnost i zis eologicých farem. Dílčím cílem je zhodnocení metod stanovení výše dotačních sazeb a následné doporučení změn stávající dotační podpory eologicého zemědělství. Příspěve je struturován do čtyř hlavních apitol. Teoreticé vymezení eologicého zemědělství a jeho dotační podpory, provedené v apitole č. : Úvod, je následováno apitolou č., terá popisuje použitá data a delaruje použité modely produční funce a hraniční produční funce, vymezuje způsob jejich vantifiací i následné apliace. Výsledy odhadů zmíněných modelů popisuje apitola č. 3: Výsledy a disuse, ve teré jsou zároveň uvedeny simulace scénářů změn dotačních sazeb podpory eologicého zemědělství. Doporučení změn dotační politiy eologicého zemědělství jsou vymezena v apitole č. 4: Závěr.. Popis dat a použitých metod analýzy Analýza dotační politiy eologicého zemědělství byla založena na panelových datech 43 eologicých zemědělsých podniů právnicých osob, zísaných z databáze Creditinfo Firemní monitor, vzniající sběrem účetních dat podniatelsých subjetů registrovaných v Česé republice, a ze Sbíry listin Obchodního rejstříu. Z časového hledisa reprezentovala datová záladna hospodaření zmíněných zemědělsých podniů v letech 004 008. Výběrový soubor ta představoval z hledisa počtu zastoupených subjetů 58 % záladního souboru eologicých podniů právnicých osob (v průměru sledovaného období). Data z účetních závěre byla dále doplněna o výměry obhospodařované půdy, zísané z databáze LPIS, o počet zaměstnanců, stanovený jao podíl mzdových náladů jednotlivých subjetů a průměrné mzdy, realizované, dle databáze Česého statisticého úřadu, v raji, de zoumaný podni sídlil, a o objem zísaných dotací v členění na přímé platby (představující souhrn plateb SAPS, TOP-UP, oddělené platby za cur, podpory pěstování energeticých plodin a oddělené platby za rajčata) a ostatní dotace (obsahující ostatní datace posytované z EAFRD a EZZF). Hodnota 776 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

dotačních plateb byla pro jednotlivé podniy zísána z databáze Státního zemědělsého intervenčního fondu. Z ostatních dotací byly dále vyčleněny peněžní transfery, posytnuté v rámci titulu A. Eologicé zemědělství Horizontálního plánu rozvoje venova v letech 004 006 a dotace v rámci titulu II.3.. Eologicé zemědělství Programu rozvoje venova v letech 007 008. Objem zísaných dotací na podporu eologicého zemědělství byl pro aždou eofarmu stanoven jao součin výměry příslušné ultury a odpovídající sazby uvedené v daném dotačním programu. Výměry příslušných ultur byly pro jednotlivé eofarmy zísány ze seznamů eologicých výrobců zveřejněných Ministerstvem zemědělství ČR. Uvedeným způsobem zísané dotace představovaly objem dotací na podporu EZ, o terý mohly eofarmy zažádat. Každá eofarma vša nemusela uvedené dotace zísat, proto byla výše dotací na podporu EZ upravována s ohledem na objem výše vymezených ostatních dotací příslušné eofarmy, jež byl zveřejněn Státním zemědělsým intervenčním fondem. Zpracování analýzy vlivu dotační politiy rovněž vyžadovalo vymezení uazatele celové produce sledovaných podniů. Uvedený uazatel byl stanoven jao součet výonů a spotřeby vlastního meziprodutu. Vliv cenového vývoje byl v případě produce eliminován převodem na reálnou hodnotu prostřednictvím indexů cen zemědělsých výrobců, se zohledněním výrobní specializace, a indexů cen vstupů do zemědělství, zveřejněných Česým statisticým úřadem se záladním obdobím rou 005. Data, zísaná výše popsaným postupem, byla dále očištěna o neúplná a odlehlá pozorování. Výsledný soubor dat používaný odhadům obsahoval 390 pozorování 9 eologicých podniů, teré reprezentovaly záladní soubor z 5 %. Za účelem analýzy dotační politiy byl onstruován model produční funce, vyjadřující vztah mezi množstvím vstupů do výrobního procesu zoumaných subjetů a množstvím výstupu, se zohledněním vlivu dotací. Uvedený vztah byl modelován v podobě Cobb-Douglasovy funce: y t = αl t β L WU t β WU K t β K PP t β PP ODBEZ t β OD DEZ t β DE e et (.) de: y t objem produce -té farmy v čase t, L t množství výrobního fatoru půda, teré využívá -tý subjet v čase t, WU t množství výrobního fatoru práce, teré využívá -tý subjet v čase t, K t množství výrobního fatoru apitál, odpovídající subjetu v čase t, PP t hodnota přímých plateb, zísaných -tým subjetem v čase t, DEZ t hodnota dotací na podporu eologicého zemědělství, zísaných -tým subjetem v čase t, ODBEZ t hodnota ostatních dotací, zísaných -tým subjetem v čase t, α onstanta, β L,WU,K,PP,OD,DE parametry produční funce, e t náhodná složa modelu s předpoládaným normálním rozdělením e t ~N(0,σ ),,,... K, t,,.. T. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 777

Výstup, vantifiovaný zmíněnou funcí, byl představován producí ve stálých cenách rou 005 v tisících orunách. Vysvětlující proměnné představovaly záladní výrobní fatory a dotace: Půda (L), definovaná hetarovou výměrou obhospodařované zemědělsé půdy; Práce (WU), reprezentovaná průměrným počtem pracovníů; Kapitál (K), vyjádřený v podobě souhrnu hmotného a nehmotného dlouhodobého majetu v tisících orunách; Přímé platby (PP), představující souhrn plateb SAPS, TOP-UP, oddělené platby za cur, podpory pěstování energeticých plodin a oddělené platby za rajčata; Dotace na podporu eologicého zemědělství (DEZ), reprezentující peněžní transfery, posytované v rámci titulu A. Eologicé zemědělství Horizontálního plánu rozvoje venova v letech 004 006 a dotace v rámci titulu II.3.. Eologicé zemědělství Programu rozvoje venova v letech 007 008; Ostatní dotace (ODBEZ), obsahující ostatní dotace posytované z EAFRD a EZZF, bez dotací na podporu eologicého zemědělství. Z uvedeného modelu byla dále odvozena náladová funce zohledňující vliv dotací, podporujících eologicé zemědělství, na nálady eologicých farem. Důvodem onstruce náladové funce byl předpolad o pozitivním vlivu výše dotací na podporu eologicého zemědělství na objem náladů eologicých farem, neboť dotace posytují zemědělsým producentům dodatečné příjmy, teré impliují nižší racionalitu chování zemědělsých producentů a plýtvání zdroji (viz např. Zemplinerová, 006). Náladová funce byla odvozena Lagrangeovou metodou řešící vázanou minimalizaci náladové funce za předpoladu onrétní výrobní technologie dané produční funcí: C(w,y) = min w L L + w WU WU, L,WU s.t.y = (α + φ) L βl WU βwu DEZ βdez (.) de: w L cena výrobního fatoru půdy, w WU cena výrobního fatoru práce, Φ onstantní vliv apitálu, přímých plateb a ostatních dotací bez EZ. Charater dotací na podporu eologicého zemědělství v podobě platby vázané na hetar eologicy obhospodařované půdy dále implioval předpolad vlivu dotačních sazeb na objem využívané zemědělsé půdy. Uvedený vztah modelovala poptávová funce po výrobním fatoru půda: y L DS et t, t L, t t, L y w DS e (.3) de: L t výměra obhospodařované zemědělsé půdy -tého subjetu v čase t, y,t- produce ve stálých cenách -tého subjetu v čase (t-), w L,t průměrná cena zemědělsé půdy v čase t, 778 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

DS t sazba dotace v čase t, α onstanta, β y,l,ds parametry vysvětlujících proměnných, e t náhodná složa -tého subjetu v čase t s předpoládaným normálním rozdělením e t ~N(0,σ ),,,... K, t,,.. T. Zmíněné předpolady o vlivu dotací na racionalitu a optimalizaci využití výrobních fatorů impliovaly analýzu vlivu dotací na podporu eologicého zemědělství na technicou efetivnost eologicých producentů. Uvedený vztah byl modelován reurzivním modelem hraniční produční funce a funce míry technicé neefetivnosti (blíže Madau, 007): y L WU K e L WU K et ut t t t t, u LFA DEZH ODH SPMH w t LFA D t O t M t t (.4) de: LFA dummy proměnná, vyjadřující loalizaci -té farmy v LFA oblasti (0 = mimo LFA, = v LFA), DEZH t objem zísaných dotací na podporu EZ na hetar obhospodařované půdy -tého subjetu v čase t, ODH t objem ostatních zísaných dotací na hetar obhospodařované půdy -tého subjetu v čase t, SPMH t reálná spotřeba materiálu a energie na hetar obhospodařované půdy -tého subjetu v čase t, δ 0 onstanta, δ D,O,M,LFA. regresní parametry funce neefetivnosti, u t míra technicé neefetivnosti s polo-normálním rozdělením u t ~ iidn(0,σ u ), e t náhodná složa modelu s předpoládaným normálním rozdělením e t ~ N(0,σ ), w t náhodná složa modelu míry technicé neefetivnosti, w t ~ N(0,σ w ),,,... K, t,,.. T. Specifiace modelu vycházela rovněž z předpoládaného vlivu dalších fatorů, vyvolávajících neefetivnost eologicých producentů, z nichž nejdůležitější byla loalizace farmy v méně příznivé oblasti, terá způsobuje nárůst neefetivnosti oproti hospodaření v produčně příznivých oblastech. Dále spotřeba materiálu a energie na hetar, jež vyjadřovala vliv dalších výrobních fatorů, teré ovlivňují produci farmy a míru její neefetivnosti. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 779

Z uvedeného modelu byla následovně odvozena míra technicé efetivnosti, a to dle následujícího vztahu: TE t = exp( u t ). (.5) Využití panelových dat odhadu výše uvedených modelů vyžadovalo provedení analýzy heterogenity použitých proměnných, jejíž opomenutí by mohlo vést e zreslení odhadů parametrů onstruovaných modelů. Přítomnost heterogenity byla zoumána analýzou variance hodnot vysvětlovaných proměnných odhadovaných modelů, a to ve dvou variantách: a) heterogenita průřezová, zoumající variabilitu mezi sledovanými subjety (farmami), b) heterogenita časová, analyzující variabilitu mezi sledovanými obdobími. Přítomnost heterogenity mezi jednotlivými subjety, deteovaná zmíněnou analýzou, vymezila nutnost použít speciální onstruci modelu v podobě modelu náhodných efetů, terý byl založen na předpoladu, že faremní specifia nejsou orelována s ostatními vysvětlujícími proměnnými modelu, nýbrž jsou náhodně rozdělována mezi jednotlivé průřezové jednoty. V důsledu uvedeného lze náhodnou složu odhadované funce (e t ) rozdělit na dvě části: v reprezentující v čase neměnná faremní specifia; m t odpovídající dle Huša (999) chybám měření, opomenutým či nevantifiovatelným fatorům a chybám v důsledu zjednodušení analyticého tvaru odhadované funce. Kvalita odhadů parametrů modelu náhodných efetů byla založena na něolia předpoladech o vlastnostech částí náhodné složy: nulová střední hodnota E[v ] = E[m t ] = 0; exogenita E[v X] = E[m t X] = 0; homosedasticita E[v X] = σ v a E[m t X] = σ m, sériová nezávislost mezi subjety a mezi obdobími E[v m t X] = 0, E[m t m js X] = 0 pro t s, nebo l a E[v v j X] = 0 pro l. Z důvodu neměnnosti faremního specifia v jednotlivých obdobích, nebylo možné předpoládat sériovou nezávislost náhodných slože příslušného subjetu mezi jednotlivými obdobími, proto byly modely produční a poptávové funce odhadovány zobecněnou metodou nejmenších čtverců s transformací proměnných nevyváženého panelu na ( y t y ) a ( x t x ), de: m m T v (.6) de: T počet pozorováníí u -tého subjetu. Odhadová funce zobecněné metody nejmenších čtverců nabývala následující podoby: 780 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 78, ˆ K K y V X X V X (.7), T T v T m i i I V (.8) de: V variačně-ovariční matice -tého subjetu, T I jednotová matice o rozměru [T xt ] -tého subjetu, T i jednotový sloupcový vetor o rozměru [T x] -tého subjetu. Kvalita zísaných odhadů byla verifiována standardními statisticými postupy. Statisticá významnost odhadnutých parametrů byla testována t-testem. Shoda odhadnutého modelu s empiricými daty byla vantifiována oeficientem vícenásobné determinace, a to i v origované formě, a verifiována F-testem. Správnost specifiace modelu byla testována dvěma postupy: a) onstruce modelu, zohledňující faremní specifia, byla testována pomocí Baltagi-Li Lagrange Multiplier testu; b) zahrnutí faremních specifi do náhodné složy byla testována Hausmanovým testem. Výše uvedené předpolady o vlastnostech náhodné složy byly dále verifiovány: Baltagi-Li Joint Lagrange Multiplier testem homosedasticity a sériové orelace náhodné složy, Breusch-Pagan testem homosedasticity náhodné složy, Wooldridge testem sériové orelace náhodné složy. Model hraniční produční funce byl odhadován simultánním odhadem metodou maximální věrohodnosti s následující log-pravděpodobnostní funcí: (.9), T t t u u u T t t t u g g A (.0) Odhady produčních funcí, včetně verifiace, byly provedeny eonometricým softwarem LIMDEP, verze 9.0. Ke graficému znázornění produční funce byl využit software PCGive, verze 5.0. ) log ( log log 4 T t u t u T T LogL, log log T t t u A A g

g t = exp(δ z ). (.) de: Ф funce standardního normálního rozdělení (CDF), u rozptyl míry technicé neefetivnosti, rozptyl chyby odhadu, ε t vetor chyb odhadů o rozměru [Nx], T počet pozorování -tého subjetu, z vetor proměnných impliujících variabilitu míry technicé neefetivnosti o rozměru [sx], δ vetor parametrů o rozměru [xs], u rozptyl míry technicé neefetivnosti,,,... K, t,,... T, s,,... S. Statisticá významnost parametrů vysvětlujících proměnných ve funci technicé neefetivnosti byla testována LR testem s nulovou hypotézou předpoládající nulový vliv vysvětlované proměnné na výši technicé neefetivnosti a její změny, tj. H 0 : δ j =0 pro j =,, J. Přijetí uvedené hypotézy znamenalo, že zvolené proměnné nevysvětlují technicou neefetivnost. 3. Výsledy a disuse Dotační podpora eologicého zemědělství (DEZ), realizovaná prostřednictvím plateb vázaných na hetar obhospodařované zemědělsé půdy, je určena zejména na ompenzaci vyšších pozitivních externalit, teré eologicé zemědělství v omparaci s onvenčním vyvolává, a na úhradu internalizace externalit negativních. V důsledu existence pozitivních externalit je produováno nižšího množství statů, než oli je vzhledem e společensému blahobytu optimální (viz např. Souupová, 00). Zmíněná sutečnost impliuje předpolad, že vliv dotací, odstraňujících uvedené tržní selhání, na produci eologicých farem bude pozitivní. Kromě výše uvedených dotací mohou eofarmy čerpat rovněž ostatní dotace cílené na zemědělství. Z uvedených dotací lze vyčlenit přímé platby, teré tvoří zejména SAPS a TOP-UP. Jednotné platby na plochu představují od produce oddělenou podporu příjmů zemědělsých producentů. Dopad SAPS na produci může být tedy negativní. Národní platby TOP-UP naopa představují na produci vázanou platbu, podporující produci onrétních omodit. V důsledu uvedeného lze předpoládat pozitivní vliv národní plateb na objem produce. V následující analýze dopadu dotací byly oba druhy transferů s protichůdným působením na objem produce zařazeny do jedné proměnné. Rozsah přímých plateb vša umožňuje učinit předpolad negativního vlivu proměnné přímých plateb (PP) na objem produce eologicých i onvenčních farem. Ostatní dotace (ODBEZ), teré mohou čerpat zemědělští producenti, představují dotace posytnuté napřílad v rámci Programu rozvoje venova (bez titulu Eologicé zemědělství). Uvedené dotace zahrnují široou šálu podpory zemědělství, např. podporu technicého vybavení, rozvoj valifiace zaměstnanců, což impliuje růst objemu produce zemědělsých subjetů. Výše definované vlivy 78 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

jednotlivých dotací na produci eologicého zemědělství lze zoumat prostřednictvím produční funce, jejíž odhad po odstranění autoorelace a supinové heterosedasticity je následující: Tabula Výsledy odhadu produční funce eologicého zemědělství se zohledněním vlivu dotací Zdroj: vlastní zpracování Parametr Cobb-Douglasova funce Chyba odhadu (standard error) t-hodnota p-hodnota LLAND 0,683 0,063 4,378 0,0000 LWU 0,6007 0,049,970 0,0000 LHANM 0,54 0,040 3,83 0,000 LPP -0,008 0,046 -,8 0,09 LODBEZ 0,0065 0,039 0,4650 0,640 LDEZ -0,04 0,040 -,785 0,0857 ONE 5,799 0,46,563 0,0000 ρ -0,455 Var [e]*(-ρ) 0,084 Var [u]*(-ρ) 0,706 Corr [v(,t),v(,s)] 0,7664 χ [],76 0,5 Baltagi-Li LM test versus OLS [] 5,3 0,0000 Hausman [6] 0,0300,0000 Součet čtverců 363,9 R 0,799 F-hodnota [6,54] 68,4 0,0000 or.r 0,7944 Funční přepis zmíněné produční funce reprezentuje následující vztah 3.: yˆ 77,665 L WU K PP ODBEZ DEZ (3.) 0,64 0,60 0,54 0,0 0,007 0,04 t t t t t t t 0,46 0,063 0,049 0,040 0,046 0,039 0,040 Odhad produční funce eologicého zemědělství, odpovídající modelu náhodných efetů, se z 80 % shoduje s podladovými daty. Kvalitu odhadu doládá rovněž výslede F-testu, proazující s 95% pravděpodobností statisticou významnost oeficientu vícenásobné determinace. Míru shody sutečných hodnot vysvětlované proměnné s teoreticými hodnotami, odvozenými z odhadnuté produční funce, znázorňuje následující graf, vymezující výši reziduí. Normalitu rozdělení reziduí vyžadovanou z důvodu validity F-testu i t-testu doazuje funce Kernelovy hustoty pravděpodobnosti, jež je rovněž součástí grafu. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 783

Graf Náhodná složa produční funce eologicého zemědělství se zohledněním vlivu dotací a její rozdělení.00.50.00.50.00 U -.50 -.00 -.50 -.00 -.50 0 56 68 4 80 336 39 Observ.# Pozorování.64.5 Density hustota.38.6.3.00 -.50 -.00 -.50 -.00 -.50.00.50.00.50.00 U Kernelova hustota, density estimate odhad pro for U U Zdroj: vlastní zpracování Z hledisa statisticé verifiace odhadnutých parametrů výše uvedené produční funce nelze na hladině významnosti α = 0 % označit za průazný pouze parametr, vyjadřující vliv ostatních dotací. Ostatní parametry jsou dle t-testu na výše uvedené hladině významnosti statisticy významné. Adevátní specifiaci modelu doazuje taé výslede Baltagi-Li Lagrange Multiplier test, dle terého s pravděpodobností 95 % lze heterogenitu vymezit existencí faremních specifi. Adevátnost zahrnutí uvedených specifi do náhodné složy modelu byla dále testována Hausmanovou statistiou, dle teré je na hladině význam- 784 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

nosti α = 5 % zamítnuta nulová hypotéza o orelaci faremních specifi s vysvětlujícími proměnnými modelu, což proazuje vhodnost modelu náhodných efetů. Pružnost přímých plateb v produční funci eologicého zemědělství delaruje výše zmíněné předpolady o negativním dopadu SAPS na objem produovaných omodit. Procentní nárůst objemu zísaných dotací impliuje poles produce o 0,0 %. Nízá statisticá významnost parametru ostatních dotací neumožňuje učinit objetivní závěr o jejich vlivu na produci eologicého zemědělství. Statisticá významnost parametru dotací, teré podporují eologicé zemědělství, umožňuje učinit závěr o jejich vlivu na produci pouze s pravděpodobností 90 %. Přesto lze onstatovat negativní vliv uvedených dotací na produci eologicých farem. Na jednoprocentní změnu objemu zísaných dotací na podporu eologicého zemědělství reagují eologicé farmy polesem objemu vyráběné produce o 0,04 %. Hypotéza, předpoládající nárůst produce v důsledu dotací na podporu EZ, tedy nebyla potvrzena. Dotace na podporu eologicého zemědělství tedy nepůsobí jao nástroj eliminace tržních selhání v podobě externalit či veřejných statů, ale jao nástroj omezení nadproduce zemědělsé výroby, neboť jejich výše zabezpečuje dostatečné příjmy eologicým producentům bez nutnosti zvyšování produtivnosti farem. Současná úroveň dotačních sazeb tedy ve své podstatě odrazuje producenty od racionálního chování a zvyšuje jejich závislost na podpoře ze strany státu. Dopad změn dotačních sazeb titulu A. Eologicé zemědělství Horizontálního plánu rozvoje venova a navazujícího titulu II.3.. Eologicé zemědělství Programu rozvoje venova lze zoumat rovněž pomocí produčních pružností. Výsledy odhadů odpovídajících produčních funcí jsou následující: Tabula Výsledy odhadu produční funce eologicého zemědělství se zohledněním dotační sazby trvalých travních porostů a po odstranění autoorelace a supinové heterosedasticity Parametr Cobb-Douglasova funce Chyba odhadu (standard error) t-hodnota p-hodnota LLAND 0,094 0,0694,333 0,88 LWU 0,587 0,0548 0,7073 0,0000 LHANM 0,897 0,045 4,063 0,0000 LDTTP -0,4385 0,0743-5,9050 0,0000 ONE 5,37 0,4770 0,9709 0,0000 ρ 0,505 Var [e]*(-ρ) 0,0807 Var [u]*(-ρ) 0,0574 Corr [v(,t),v(,s)] 0,458 χ [] 4,0 0,7 Baltagi-Li LM test versus OLS [] 5,66 0,0000 Hausman [4] 0,0000,0000 Součet čtverců 686, R 0,833 F-hodnota [4,56] 78,80 0,0000 F-hodnota [3,47] or.r 0,804 Zdroj: vlastní výpočty POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 785

Tabula 3 Výsledy odhadu produční funce eologicého zemědělství se zohledněním dotační sazby orné půdy a po odstranění autoorelace a supinové heterosedasticity Zdroj: vlastní výpočty Parametr Chyba odhadu (standard error) t-hodnota p-hodnota LLAND 0,940 0,057 3,3967 0,0007 LWU 0,5688 0,0467,698 0,0000 LHANM 0,653 0,0400 4,344 0,0000 LDOP -,77 0,96-6,4865 0,0000 ONE 6,3649 0,4587 3,8764 0,0000 ρ -0,9 Var [e]*(-ρ) 0,0736 Var [u]*(-ρ) 0,770 Corr [v(,t),v(,s)] 0,790 χ [] 0,4 0,854 Baltagi-Li LM test versus OLS [] 64,45 0,0000 Hausman [4] 0,000 0,9999 Součet čtverců 357,5 R 0,864 F-hodnota [4,56] 84,58 0,0000 F-hodnota [3,47] or.r 0,835 Cobb-Douglasova funce Z důvodu nízé četnosti trvalých ultur, zeleniny a bylin ve zoumaném výběrovém souboru, byly zohledněny pouze sazby na trvalé travní porosty (DTTP) a ornou půdu (DOP), viz tabula 4. Tabula 4 Produční pružnosti dotačních sazeb titulu EZ HRDP a PRV SAZBA Produční pružnost Sazba na trvale travní porosty E DTTP 0,439% Sazba na ornou půdu E DOP,77% Zdroj: vlastní výpočet Z tabuly 4 je patrný negativní vliv obou ategorií dotačních sazeb s vyšší pružností dotačních sazeb posytovaných na hetar orné půdy. Procentní zvýšení sazby na trvale travní prosty vede polesu produce o 0,44 %. Dotace posytované na ornou půdu doonce vyvolávají poles produce o,7 % na aždé procentní navýšení dotační sazby. Zmíněné sutečnosti potvrzují předpolad, že sazby na podporu eologicého zemědělství demotivují eologicé producenty v produci, neboť jim zabezpečují dostatečné příjmy i při nízé produční výonnosti. Navíc dotační sazby mohou působit proti racionálnímu chování eologicých producentů ve vztahu optimálnímu 786 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

množství obhospodařované půdy. Zmíněný předpolad byl zoumán odhady poptávových funcí po výrobním fatoru půda, jehož výsledná podoba je následující. Tabula 5 Výsledy odhadu mocninné poptávové funce po výrobním fatoru půda po odstranění autoorelace a supinové heterosedasticity, MLE, model náhodných efetů Sazba trvale travních porostů Sazba orné půdy Parametr Chyba odhadu (standard error) t-hodnota p-hodnota Parametr Chyba odhadu (standard error) t-hodnota p-hodnota LY t- 0,3897 0,049 7,96 0,0000 0,3897 0,049 7,96 0,0000 LW L -0,038 0,0 -,6700 0,0949-0,038 0,0 -,6700 0,0949 LDOP 0,589 0,87,850 0,0047 LDTTP 0,76 0,064,850 0,0047 ONE 4,0590 0,757 5,39 0,0000 3,40 0,783 4,3547 0,0000 /σ e 3,579 3,704 6,359 0,0000 3,579 3,704 6,359 0,0000 σ u /σ e 0,535,5973 4,0479 0,000 0,535,5973 4,0479 0,000 Log-pravděpodobnostní funce -5,87-5,87 ACI,865,865 Var [e] 0,044 0,044 Var [u] 0,4460 0,4460 Corr [v(i,t),v(i,s)] 0,93 0,93 Pseudo R 0,404 0,404 Zdroj: vlastní výpočty Zísané odhady omplexně nedosahují požadované statisticé významnosti, nicméně lze z nich učinit závěr, že dotační sazby působí protichůdně proti cenovému vlivu a tedy vyvolávají poles míry racionality chování eologicých farem. Výše uvedené závěry o vlivu dotací na podporu eologicého zemědělství na produci a racionalitu chování eologicých farem ve vztahu optimální výměře výrobního fatoru půda lze rozšířit o simulační propočty dopadu dotací na výsledy hospodaření zoumaných farem. K naplnění onstatovaného záměru byl využit odhad poptávy po půdě, respetující vliv sazby dotací na podporu eologicého zemědělství, vantifiace hraniční produční funce, zahrnující vliv zísaných dotací na podporu eologicého zemědělství na míru technicé efetivnosti (viz tabula 6), a z produční funce odvozená náladová funce. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 787

Tabula 6 Výsledy odhadu hraniční produční funce eologicého zemědělství Battese a Coelli s heterogenitou Parametr Chyba odhadu (standard error) t-hodnota p-hodnota ONE 5,688 0,93 9,0994 0,0000 LLAND 0,398 0,036 6,6355 0,0000 LWU 0,5350 0,046,707 0,0000 LHANM 0,37 0,03 3,8536 0,000 λ,04 0,0767 7,6379 0,0000 σ u 0,657 0,06 0,5633 0,0000 η LFA 0,539 0,904,793 0,005 DEZH 0,669 0,044 3,755 0,000 SPMH -0,089 0,043-5,787 0,0000 ODH 0,0078 0,008 0,705 0,47 Log-pravděpodobnostní funce -6,503 AIC,54 σ v σ u 0,0960 0,438 σ v 0,3099 σ 0,765 Pseudo R 0,39 LR test [] 9,038 0,0000 H 0 : γ LFA =γ D =γ O =γ M =0 4,75 0,0053 H 0 : γ LFA =0,06 0,57 H 0 : γ D =0 3,3 0,0003 H 0 : γ M =0 3,0 0,087 H 0 : γ O =0 0,4 0,588 Zdroj: vlastní výpočty Zmíněné funce jsou souhrnně zapsány v tabulce 7. Tabula 7 Poptávová funce po půdě, náladová funce a hraniční produční funce eologicého zemědělství se zohledněním vlivu dotací Poptáva po půdě Lˆ 57,96 y w DS 0,390 0,04 0,76 t, t L, t t 0,757 0,049 0,0 0,064 Náladová funce Hraniční produční funce a funce míry technicé efetivnosti Cˆ ( w, w, y ) 0,0033 DEZ w w y 0,047 0,309 0,69,5 t L WU t L, t WU, t t yˆ 75,559 L WU K 0,40 0,535 0,4 t t t t 0,93 0,036 0,046 0,03 TEˆ LFA DEZH ODH SPMH 0,53 0,67 0,008 0,083 t t t t 0,904 0,044 0,008 0,043 Zdroj: vlastní výpočet Kvantifiace teoreticých hodnot dle výše uvedených funcí vymezila negativní 788 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

dopad dotací na podporu eologicého zemědělství na výsledy hospodaření eologicých farem. V důsledu existujících sazeb na trvale travní porosty bylo obhospodařováno v průměru o 7 % více půdy než při potenciální neexistenci uvedených sazeb. Využití teoreticých výměr obhospodařované půdy, odpovídající stanoveným hodnotám sazeb, v technologicém procesu spolu s ostatními dotacemi na podporu eologicého zemědělství vedlo polesu produce v průměru o 4 % oproti úrovni bez zoumaných dotací na podporu eologicého zemědělství, ale při zachování přímých plateb a ostatních dotací. Z náladového hledisa vyvolaly dotace na podporu eologicého zemědělství nárůst náladů v průměru o,4 % oproti předpoládanému stavu bez uvedených dotací. V onečném důsledu vyvolaly zoumané dotace poles zisu o 5 % v průměru oproti simulované úrovni bez dotací na podporu eologicého zemědělství. Zmíněný zis byl modelován převodem teoreticé hodnoty produce na reálnou hodnotu pomocí cenových indexů a následným snížením zísaných výnosů o teoreticou hodnotu náladů. Existující dotační sazby rovněž impliovaly poles technicé efetivnosti eologicých farem, a to v průměru o 4,3%. Uvedené závěry lze považovat za platné i při nižší statisticé průaznosti poptávy po půdě, neboť využití sutečných hodnot obhospodařované půdy v produční a náladové funci doládá poles produce (v uvedeném případě o 6 % oproti úrovni bez dotací na podporu EZ) i snížení zisu (o4 %). Zmíněné sutečnosti vedly simulaci scénářů, reprezentujících různé modifiace dotační politiy, zaměřené na podporu eologicého zemědělství. Scénář A reprezentuje vantifiaci dotačních sazeb pomocí diference v hrubém rozpětí eologicého a onvenčního zemědělství. Výhodou uvedeného metodicého postupu je omplexní zohlednění náladové, produční i cenové diference mezi eologicým a onvenčním systémem hospodaření. Naopa hlavním omezením je disponibilní datová záladna, posytující náladové alulace, užitovost a realizační ceny hlavních omodit eologicého i onvenčního systému hospodaření. Potenciální nevýhodou uvedeného metodicého přístupu je rovněž zreslení náladů i produce, zísaných primárním šetřením na eologicých farmách, v důsledu existujících dotačních podpor. Scénářem A byl simulován dopad dotací s následujícími sazbami: sazba na trvalé travní porosty 0 Kč/ha, sazba na ornou půdu 650 Kč/ha, sazba na ornou půdu při produci zeleniny a bylin 5 54 Kč/ha, sazba na trvalé ultury 3 368 Kč/ha. Uvedené hodnoty sazeb trvalých travních porostů a orné půdy byly stanoveny pomocí alulace diference v hrubém rozpětí eologicé a onvenční produce, vycházející z dat Poláčové et al. (005) a Jánsého el al. (006). Zmíněná alulace byla v případě trvalých travních porostů vantifiována dle výnosů a náladů výrmu sotu při intenzitě VDJ/ha. Hrubé rozpětí eologicého výrmu sotu převyšovalo hrubé rozpětí onvenčního chovu o 606 Kč/ha v průměru, proto bylo simulováno zrušení podpory trvalých travních porostů. Sazba orné půdy byla alulována dle váženého průměru diferencí v hrubém rozpětí pšenice ozimé, pšenice špaldy, ječmene jarního, tritiále a ovsa s vahami v podobě zastoupení zmíněných omodit na výměře osevních ploch eologicých obilovin. Vážený průměr hrubého rozpětí byl stanoven na 653 Kč/ha. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 789

Nedostate podladových dat neumožnil alulovat další sazby, proto byly ponechány na úrovni definované PRV. 3 Výše definovaná úprava dotačních sazeb by umožnila vyproduovat v průměru o 6, % více produce než atuální výše dotačních sazeb, a to při obhospodařování o 7 % nižší výměry zemědělsé půdy v průměru a náladové úspoře ve výši,4 % v průměru. V onečném důsledu by zmíněná úprava dotačních sazeb přinesla eologicým farmám 9,% nárůst zisu. Technicá efetivnost farem by byla při uvedené úpravě zvýšena o 7,5 %. Z pohledu veřejných financí by uvedená změna dotačních sazeb umožnila 83% úsporu veřejných zdrojů vynaládaných na podporu eologicého zemědělství, při předpoládaném zachování výměr jednotlivých ultur na úrovni rou 008, a,8% nárůst daňového výnosu z daně z příjmu eologicých producentů. 4 Scénář B vycházel z vantifiace dotačních sazeb rovněž dle diference v hrubém rozpětí eologicých a onvenčních omodit. Dotační sazba trvalých travních porostů vša byla stanovena na záladě váženého průměru hrubých rozpětí lu a pastvin, de vahami bylo zastoupení uvedených ultur na výměře trvalých travních porostů. 5 Hrubé rozpětí bylo u uvedených omodit alulováno pomocí vnitropodniové ceny, stanovené na úrovni jednotových náladů hlavního výrobu. Dotační sazba orné půdy byla vantifiována obdobně jao v rámci scénáře A, s výjimou využití podílu plodin na orné půdě jao vah. Sazby zeleniny, bylin a trvalých ultur byly sníženy na 50 % hodnot, teré byly definovány v HRDP. Uvedeným způsobem byly vantifiovány následující dotační sazby: sazba na trvalé travní porosty 30 Kč/ha, sazba na ornou půdu 80 Kč/ha, sazba na ornou půdu při produci zeleniny a bylin 5 530 Kč/ha, sazba na trvalé ultury 6 0 Kč/ha. Zmíněná úprava podpory eologicého zemědělství by umožnila zvýšení produce o 5,7 % v průměru. Eologicé farmy by v důsledu výše popsané hodnoty dotačních sazeb hospodařily s 97,6 % současné hodnoty náladů, což by vedlo nárůstu zisu o 5,4 % v průměru. Technicá efetivnost farem by v důsledu navrhovaných změn vzrostla o 6, %. Uvedená úprava by rovněž ovlivnila veřejné rozpočty, pro teré by znamenala 85% úsporu veřejných výdajů vynaložených na podporu eologicého zemědělství a,% nárůst daňových příjmů vybraných na záladě daně z příjmů od eologicých farem. 3 Disponibilní data umožnila pouze alulovat diferenci v hrubém rozpětí produce vinné révy. Kvantifiované hrubé rozpětí eologicé omodity vša převýšilo o 6 93 Kč/ha hrubé rozpětí onvenční vinné révy. 4 V důsledu navýšení produce lze rovněž předpoládat změnu daňového výnosu daně z přidané hodnoty. Uvedené změny vša nebyly z důvodu nedostatečných disponibilních dat modelovány. 5 Dle Darmovzalové a Koutné (007, 009) zaujímaly pastviny 6 % výměry eologicých trvalých travních porostů a louy 38 % eologicých trvalých travních porostů. Osevní plochy pšenice ozimé se z % podílely na výměře eologicy obhospodařované orné půdy, pšenice špalda zaujímala 5 % orné eopůdy, tritiále 4 %, oves 0 % a ječmen jarní 7 % eologicy obhospodařované orné půdy. 790 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

Dotační sazby na podporu eologicého zemědělství je možné vantifiovat rovněž pomocí diferenciace v produční schopnosti eologicého a onvenčního zemědělství, tj. v podobě ompenzace újmy za nemožnost realizace dodatečné produce v důsledu využití eologicé produční technologie. Nevýhodou uvedeného přístupu je nezohlednění náladové úspory, terou eologicá výrobní technologie může impliovat. Problematicy se rovněž jeví dostatečná datová záladna na vantifiaci diferencí jednotlivých ultur. Výhodu uvedené metody lze naopa identifiovat v absenci realizačních cen eologicých omodit, jejichž disponibilita negativně ovlivňuje realizaci výše uvedeného přístupu hrubého rozpětí. Potenciální výhodou může být rovněž nižší zreslení produčních výsledů současnou dotační politiou za předpoladu vantifiace užitovostí řízeným experimentem produce jednotlivých omodit. Simulovaný scénář C, stanovující dotační sazby trvalých travních porostů, orné půdy a trvalých ultur výše uvedeným způsobem, vychází z vantifiace produčních diferenciací smíšené (ztráta 48 % produce) a polní výroby (ztráta 3 % produce). Naturální újma, jejíž vantifiace byla záladem pro stanovení dotačních sazeb, byla vantifiována s využitím dat o průměrném onvenčním výnosu jednotlivých omodit, zveřejněných Ústavem zemědělsé eonomiy a informací, a cenově ohodnocena prostřednictvím průměrných cen onvenčních omodit, uveřejněných stejnou institucí. Agregace peněžní újmy eologicé produce jednotlivých omodit do dotační sazby příslušné ultury byla opět provedena váženým průměrem, reprezentovaným zastoupením plodin na orné půdě, trvalých travních porostech a trvalých ulturách. V případě trvalých travních porostů byly opět zohledněny louy a pastviny, v rámci orné půdy romě výše uvedených obilovin taé žito, pohana, hrách a brambory. Do sazby trvalých ultur vstupovala újma z produce biojable a vinných biohroznů. Sazba zeleniny a bylin zůstala z důvodu absence dat zachována na úrovni PRV: sazba na trvalé travní porosty 40 Kč/ha, sazba na ornou půdu 970 Kč/ha, sazba na ornou půdu při produci zeleniny a bylin 5 55 Kč/ha, sazba na trvalé ultury 5 40 Kč/ha. V důsledu navržené úpravy dotační politiy by došlo 0,7% nárůstu produce při,% úspoře obhospodařované půdy. V důsledu 0,54% polesu náladů eologicých farem a zmíněného nárůstu produce by došlo % růstu zisu eologicých zemědělsých výrobců. Technicá efetivnost eologicých producentů by vša v důsledu navrhovaných změn polesla, a to o 3,3 % v průměru. V rámci veřejných rozpočtů by úpravy dotační politiy, teré simuloval scénář C, umožnily 9% úsporu veřejných výdajů na podporu eologicého zemědělství a 0,% zvýšení daňových příjmů realizovaných z daně příjmů eologicých farem. Dotační sazby na podporu eologicého zemědělství lze vantifiovat rovněž pomocí diferenciace zisu eologicých a onvenčních producentů. Uvedený přístup vša naráží na zohlednění nepřímých náladů, teré nemusí být plně ovlivněny eologicým způsobem hospodaření. Kvantifiace sazeb na záladě hrubého rozpětí (či příspěvu na úhradu) se proto jeví jao vhodnější varianta. Další možností je stano- POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 79

vení dotační sazby na záladě diference v přímých hetarových náladech. Uvedený přístup vša nezohledňuje diferenci produční schopnosti eologicé výrobní technologie. Z důvodu zmíněných nedostatů nebyly dotační sazby dle uvedených přístupů vantifiovány. Model hraniční produční funce umožňuje rovněž onstruci produční mezery, definované jao rozdíl mezi maximální producí potenciálně dosažitelnou z disponibilních zdrojů analyzovaného subjetu a potenciální producí zísanou apliací eologicé technologie v daném subjetu. Kvantifiovaná produční mezera umožňuje navržení dalšího scénáře dotační politiy, terý reprezentuje zavedení jednotné sazby na podporu eologicého zemědělství, odpovídající průměrné úrovni produční mezery 4 % nejefetivnějších eologicých podniů (tj. 6 870 Kč/ha). V důsledu uvedeného scénáře D by došlo 9,8% nárůstu eologicy obhospodařované půdy, což by vyvolalo 6,6% nárůst produce, nálady by se vša nezměnily a zis by polesl o 6,5 %. Efetivnost by se snížila doonce o %. Využití produční mezery e vantifiaci dotačních sazeb vša naráží na nedostate dat, jež by umožnily definovat produční mezery pro jednotlivé ultury. Nevýhodou uvedeného postupu je rovněž nezohlednění náladové diferenciace eologicé a onvenční technologie. Nespornou výhodou je vša přesná vantifiace produční diference potenciální eologicé a onvenční produce, nezatížená případnou neefetivností. Posledním uvažovaným scénářem byl scénář E, simulující situaci úplného odstranění dotací na podporu eologicého zemědělství. Ja již bylo uvedeno výše, odstranění dotací by vedlo nárůstu produce o 4 % v průměru při průměrném polesu obhospodařované půdy o 7 % a % snížení náladů. Zis by vzrostl o 5 % v průměru. V důsledu uvedené sutečnosti by na veřejných výdajích bylo uspořeno 68 mil. Kč, což je částa, o terou bylo v roce 008 v rámci podpory eologicého zemědělství zažádáno. Daňový výnos státu z daně příjmů eologicých producentů by se zvýšil o 3 % v důsledu růstu daňového záladu daně z příjmů eologicých producentů. Výsledy zmíněných simulací v omparaci s eonomicou situací eologicých farem při stávajících hodnotách dotačních sazeb shrnuje tabula 8. Tabula 8 Změny eonomicých výsledů eologicých podniů Scénář A Scénář B Scénář C Scénář D Scénář E Změna objemu produce 6,% 5,7% 0,7% 6,6% 4% Změna výše náladů -,4% -,4% -0,5% 0% -,3% Změna výše zisu 9,% 5,6%,0% -6,5% 5,0% Změna míry technicé efetivnosti 7,5% 6,% -3,3% -% 4,3% Zdroj: vlastní výpočet 4. Závěr Z výsledů simulovaných scénářů vyplývá, že nejvyššímu navýšení zisu i produce při zachování podpory eologicého zemědělství by přispělo zrušení sazby na trvalé travní porosty a snížení sazeb na hetar orné půdy z úrovně definované PRV 79 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00

na 650 Kč/ha, což reprezentuje scénář A, založený na alulaci hrubého rozpětí. Stanovení dotačních sazeb uvedeným způsobem se jeví jao nejvhodnější postup, neboť zohledňuje produční, cenovou i náladovou diferenciaci mezi eologicým a onvenčním zemědělstvím. Pro onečnou úpravu sazeb by vša bylo vhodné provézt další průzum, zejména alulaci hrubého rozpětí u zeleniny a ovocných sadů, e teré vša zatím není dispozici odpovídající datová záladna. Celově vša lze zjištěné výsledy shrnout do onstatování, že analyzované politico-eonomicé nástroje dotační politiy ve formě přímé podpory produce nemají jednoznačně pozitivní vliv na zvyšování výonnosti eologicého zemědělsého podniu. Samotná existence a případné stanovení výše dotačních sazeb je líčovým aspetem pro vyhodnocení eonomicých výsledů podniu, teré ovšem neodrážejí nutnost zachování současných úrovní finanční podpory, ba naopa. Literatura DARMOVZALOVÁ, I.; KOUTNÁ, K. 007. Statisticé šetření na eologicých farmách ČR za období let 006 a 007. [on-line] Brno: Výzumný ústav zemědělsé eonomiy, 007. (cit. 009-09-30) http://www.mze.cz/index.aspx?ch=73&typ=&ids=3343&val=3343. DARMOVZALOVÁ, I.; KOUTNÁ, K. 009. Statisticé šetření na eologicých farmách Česé republiy za ro 008. [on-line] Brno: Ústav zemědělsé eonomiy a informací, 009. (cit. 009-09-30) http://www.mze.cz/userfiles/file/eologice_zemedelstvi/tu_48_ez_008.pdf. HRABALOVÁ, A.; ZANDER, K. 006. Organic Beef Farming in the Czech Republic: Structure, Development and Economic Performance. Agricultural Economics. 006, Vol. 5, No., pp. 89 00. HUŠEK, R. 999. Eonometricá analýza.. vydání, Praha: Eopress, 999. ISBN 80-869-9-X. JÁNSKÝ, J.; ŽIVĚLOVÁ, I.; POLÁČKOVÁ, J.; BOUDNÝ, J.; REDLICHOVÁ, R. 006. Trend Analysis of Revenues and Costs within the Chosen Commodities under the Conditions of Organic Agriculture. Agricultural economics. 006, Vol. 5, No. 9,. pp. 436 444. JÁNSKÝ, J.; ŽIVĚLOVÁ J. 007. Subsidies for the organic agriculture. Agricultural economics. 007, Vol. 53, No. 9, pp. 393 40. ISSN 039-570X. LYNGGAARD, K. 006. The Common Agricultural Policy and Organic Farming An Institutional Perspective on Continuity and Change. Cambridge: CABI Publishing, 006. 3 s. ISBN 978--84593-4-8. MADAU, F. A. 007. Technical Effi ciency in Organic Farming: Evidence from Italian Cereal Farms. Agricultural Economics Review. 007, Vol. 8, No., pp. 5. MINISTERSTVO VNITRA ČR. 997. Nařízení vlády č. 34/997 Sb. o podpoře mimoprodučních funcí zemědělství. MINISTERSTVO VNITRA ČR. 999. Nařízení vlády č. 4/999 Sb., o podpoře mimoprodučních funcí zemědělství. MINISTERSTVO VNITRA ČR. 000. Nařízení vlády č. 505/000 Sb., o podpoře mimoprodučních funcí zemědělství. MINISTERSTVO ZEMĚDĚLSTVÍ ČR. 00. Program rozvoje venova Česé republiy na období let 007 03. [on-line] Praha, 00. (cit. 00-03-0). http://eagri.cz/public/eagri/file/40890/ PRV leden00.pdf. NIEBERG, H.; KUHNERT, H. 007. Support Policy for Organic Farming in Germany. Landbauforschung Völenrode. 007, No. 57, pp. 95 06. ISSN 04586859. POLÁČKOVÁ, J.; JÁNSKÝ, J. et al. 005. Náladovost a výnosnost vybraných eologicých produtů v období 00 003. Brno: Mendlova zemědělsá a lesnicá univerzita v Brně. Výzumný ústav zemědělsé eonomiy, 005. 35 s. ISBN 80-757-854-. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00 793

OFFERMANN, F.; NIEBERG, H.; ZANDER, K. 009. Dependency of Organic Farms on Diret Payment in Selected EU Member States: Today and Tomorrow. Food Policy. 009, No. 34, pp. 73 79. ISSN 0306-99. SOUKUPOVÁ, J. et al. 00. Miroeonomie.. Vydání, Praha: Management Press, 00. ISBN 80-76-005-8. STOLZE, M.; LAMPKIN, N. 009. Policy for organic farming: Rationale and concepts. Food Policy. 009, No. 34, pp. 37 44. ISSB 0306-99. ZEMPLINEROVÁ, A. 006. Efety státní podpory podniů (Effects of State Aid to Enterprises). Politicá eonomie. 006, Vol. 54, No., pp. 04 3. ANALYSIS OF AGRICULTURE SUBSIDY POLICY TOOLS APLICATION OF PRODUCTION FUNCTION Zdeňa Kroupová, Michal Malý, Czech University of Life Sciences, Faculty of Economics and Management, Department of Economics, Kamýcá 9, CZ 65, Prague (roupovaz@pef. czu.cz, maly@pef.czu.cz). Abstract The submitted paper is focused on the evaluation of the Common Agriculture Policy impact on economic results of Czech organic farmers. The aim of the paper is a complex evaluation of the infl uence of subsidy on production, costs, profi t and technical effi ciency of organic farms. The partial aim is to evaluate different methods of subsidy rate calculation. The main methodological tool for achieving mentioned aims is an analysis using a production and a stochastic frontier production function. This approach has not been used in the Czech Republic yet. The previous studies, analyzed subsidy of organic farming, were based on a comparison of especially family farm income, profi t or costs of organic and conventional farming. The analysis was conducted on the basis of unbalanced panel data from 43 organic and 388 conventional enterprises legal entities, obtained over the time period 004 008. The sample of organic farms represents 58 % of the entire population of organic legal entities. Results of the analysis indicate negative impact of subsidies on production, profit and technical effi ciency of organic farmers and refer to the reality that actual level of subsidy discourages organic farmers from rational behavior and implicates their dependence on state support. Keywords subsidy, production function, costs, profi t, technical effi ciency, Czech Republic, panel data JEL Classification Q8, Q58 794 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 00