Feedback

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

 0  2  8  2017-03-18 07:25:09 Report infringing document
Documento informativo
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 Xń zł/PLN SźŃńŃ Xβ AWU SźŃβ5 Xγ 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 Xń zł/PLN SźŃńŃ Xβ AWU SźŃβ5 Xγ 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 Xń zł/PLN SźŃńŃ Xβ AWU SźŃβ5 Xγ 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 Xń zł/PLN SźŃńŃ Xβ AWU SźŃβ5 Xγ 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 foram contidos fisicamente em decúbito lateral direito, e as agulhas posicionadas sobre os acupontos (ACs) coração 7 (C-7 – Shenmen), localizado entre o processo estiloide lateral e o osso cárpico acessório, exatamente na dobra da articulação úmero-rádio-ulnar, e pericárdio 6 (PC-6 – Neiguan), localizado entre os tendões do músculo flexor carporradial e do músculo flexor digital superficial (Fig. 1A, 1B e 1C), conforme descrito por Draehmpaehl e Zohmann (1997). Já para a segunda seção, os animais foram novamente posicionados em decúbito lateral direito, e as agulhas inseridas em acupontos falsos (AF), localizados no oitavo e no nono espaço intercostal esquerdo (Figura 1D), onde não há interferência de nenhum outro meridiano, conforme descrito por (Draehmpaehl e Zohmann, 1994). Independentemente da seção, não foi realizada estimulação manual das agulhas, e os acupontos permaneceram estimulados por um período de 30 minutos, respeitando-se o período mínimo de 10 a 20 minutos sugerido por Scott (2001) para que o acuponto possa promover um efeito observável. Figura 1. Localização dos acupontos C-7 (seta em A) e PC-6 (seta em B) no cão (Adaptado de Draehmpaehl e Zohmann, 1997). Em C, acupuntura em cão do experimento acuponto C-7 (seta azul) e acuponto PC-6 (seta laranja). Em D, acupuntura em cão do experimento em acuponto falso. Arquivo pessoal, 2014.  Previamente à aplicação das agulhas nos ACs, foi realizado um registro eletrocardiográfico (ECG) com dois minutos de duração e, após a inserção das agulhas nos ACs, o registro eletrocardiográfico se manteve durante os 30 minutos de acupuntura. Para a realização do eletrocardiograma, foi utilizado um aparelho de eletrocardiografia computadorizada (ECGPC – TEB®), respeitando-se o padrão de fixação de eletrodos descrito por Tilley (1992), com registro das derivações bipolares e unipolares aumentadas e calibração de 25mm/s e 1mV (N). Os dados do ECG foram interpretados de forma comparativa pré e pós-estimulação dos acupontos, sendo os dados pós-estimulação coletados e interpretados em intervalos de cinco minutos até o final da gravação (30 minutos). Arq. Bras. Med. Vet. Zootec., v.68, n.1, p.252-256, 2016 253 Silva et al.  Para a análise da VFC, foi utilizada a fórmula disponível em Carareto et al. (2007). A normalidade dos dados obtidos foi verificada pelo teste de Shapiro-Wilk (P>0,05), seguida pelo teste ANOVA com pós-teste de Bonferroni para as variáveis paramétricas e pelo teste de Kruskal-Wallis com pós-teste de Dunn (P
REGIONAL DIFFERENTIATION OF PRODUCTION FLEXIBILITY AT RURAL GOODS PRODUCING FARMS IN POLAND
RECENT ACTIVITIES
Autor
Documento similar

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

Livre