ipar tekintetében. Az empirikus kutatások rendelkezésére álló adatok mennyiségének újra felmerült a nemzetközi szakirodalomban

Átírás

1 485 BEVEZETÉS - ( országok számára, ahol még mindig jelen- foglalkoztatottságban, illetve az exportban. - - kulcseleme lett az úgynevezett strukturális átalakulás paradigmájának (Chenery - - ipar tekintetében. Az empirikus kutatások rendelkezésére álló adatok mennyiségének újra felmerült a nemzetközi szakirodalomban (pl. ). Annak ellenére, hogy a statisztikai adatok tanúsága szerint - párhuzamosan ( ), az agrártermékek világpiacán végbement évi váratlan áremelkedés két ezt a régi problémát (pl. 1 Jelen tanulmány elkészítésével a 70 éves

2 486 GAZDÁLKODÁS ). Az eddigi kuta- Egyesült Államokra koncentráltak. Noha az nyei a volt szocialista államokban, és ezen belül is a kelet-közép-európai országokban jól dokumentáltak ( ), hasonló kutatás még nem született erre a régióra. A cikk nyunk két úton járul hozzá az eddigi kutatá- a gazdasági növekedéshez a kelet-középeurópai országokban, másrészt a korábbi vizsgálatokhoz képest újabb módszertani fejleményeket alkalmaz az elemzés során. viden áttekintjük a nemzetközi irodalom - illetve az alkalmazott módszertant. Végül bemutatjuk az eredményeinket és megfogalmazunk néhány konklúziót. 2 ban két egymással ellentétes álláspont tatások kiindulópontját híres duális gazdaság modellje jelenti, amely egy kapitalista (ipari) szektorból áll. A feltevés termelékenység, mint a modern szektor- bérek magasabbak lesznek a modern szek- átmenjenek a modern szektorba, ami növeli a gazdaság hatékonyságát és hozzájárul a gazdasági növekedéshez ( ). Ebben csak a gazdasági növekedés szükséges fel- a modern szektor számára. daság élelmiszer-ellátó szerepét, valamint házás termelékenység- és ezen keresztül Johnston és hogy az alapmodellben alkalmazott elméleti feltevések mellett is játszhat pozitív kedésben. Hangsúlyozták, hogy a termelési és fogyasztási kapcsolatokon keresztül a hozzájárulhat a gazdasági növekedéshez. A szektorok közötti kapcsolatoknak öt fontos típusát különböztették meg. Egyrészt a nak, másrészt az élelmiszer-termelés belföldi fogyasztásra, harmadrészt az ipari termékek iránti kereslet, negyedrészt az ipari beruházásokhoz szükséges megtakarítások meghatározó kapcsolatok állnak fenn, a teheti a szegénység elleni harcban. A két elméleti hagyomány közül a negatív véleménynek volt meghatározó szerepe a 2 - munkáiban.

3 487 téspolitikájára a múlt század második felében (gok antiagrárius politikáját az agrárpolitika politikai gazdaságtanáról szóló vizsgálatok ). és megjegyzi, hogy noha az egyes elméleti modellek ellentétes szerepet tulajdonítanak a me- egymásnak ellent. A modellek ugyanis kü- - - (World - szágokban, ahol az agrárszektor súlya bár alacsonyabb, de az ágazat még emellett is fontos szerepet játszhat a vidéki szegénység csökkentésében. Noha sok tanulmány vizsgálta már a kapcsolatát, mégsem számolhatunk be - és a fejlettebb empirikus módszertan sem évek legfontosabb eredményeit tekintjük át, kihagyva az egy országra koncentrá- gált meg 1960 és 1985 között. Eredményei azt mutatták, hogy pozitív kapcsolat van - GDP növekedése között. Self és szintén pozitív kapcsolatot talált GDP-növekedés között 1960 és 1995 között 89 országot elemezve. 52 zött, de nem talált bizonyítékot arra, hogy a gazdasági növekedésnek. Érdemes hangsúlyozni, hogy noha az empirikus vizsgá- GDP és a GDP között, ez nem feltétlenül jelent oksági kapcsolatot egyik irányban függetlenül változik egy közös harmadik endogenitás problémája is, amit és a tyúk és tojás problémájaként jellemzett. A vizsgálatunkhoz legközelebb álló tanulmányban és ezért kétváltozós Granger-oksági tesztet és panelkointegrációs módszertant alkalmazva 85 ország adatait elemezte. daság és a gazdasági növekedés között, de fejlett országok esetében. Awokuse és és 2011 között kointegrációs módszerre alapozott irányított aciklikus gráfok segítségével. Számításaik arra utalnak, hogy a növekedéshez, noha a hatás mértéke országonként különbözött. Összefoglalva, az em- változnak aszerint, hogy milyen országokra milyen módszertannal készültek. A szakirodalmi gyakorlatot követve az alábbi változókat használtuk az elemzés

4 488 GAZDÁLKODÁS - adatbázisából származnak ( közép-európai ország szerepel (Bulgária, Csehország, Észtország, Lengyelország, Lettország, Litvánia, Magyarország, Románia, Szlovákia és Szlovénia). Az elemzés során a szakirodalmi gyakorlatnak megfe- logaritmusát használtuk. és által alkalmazott módszert követjük. Ebben a keretben a gazdasági ta közötti oksági vizsgálat paneladatok esetében három lépést igényel. Egyrészt pos vizsgálatát, másképpen fogalmazva annak feltárását, hogy adataink stacionáriusak-e vagy sem. Másrészt van-e hosszú távú kapcsolat a két változó között, azaz kointegráltak-e. Végezetül van-e oksági kapcsolat a változók között, és ha igen, melyik változó irányából. A paneladatok ökonometriája számos panelegységgyök-próbát fejlesztett ki az elmúlt évtizedekben ( ). A kü- ciós panelegységgyök-próbáknak nevezik, szeti függetlenség feltevésével vagy sem. panelegységgyök-próbákat alkalmazunk, hogy megállapítsuk változóink stacionáriusak-e vagy sem. A panelegységgyök-próbák (ADF) indulnak ki: (l), Y it = Y Y, i = 1, 2,, N ország, illetve t = 1, 2,, N periódus (esetünkben év), it t 1 Y rációs panelegységgyök-próba a által kidolgozott teszt, amely homogenitást feltételez keresztmetszetben a hibatagra vonatkozó szokásos feltevéssel:, (2). tesztelik: H0: = 0, egységgyök (nem stacionaritás) (3), H1: < 0, stacionaritás (konvergencia) (4). nevezett heterogén változatai alternatív hipotézisként már engedélyezik az egyéni egységgyököt, de nem minden adatsor esetében (pl. pen módosul: (5). H0: i = 0, egységgyök (nem stacionaritás) (6), H1: i < 0, legalább egy i-re stacionaritás (konvergencia) (7). Mivel a próbák eredményei érzékenyek késleltetéseket választunk, ezért az és által javasolt módosított információs kritériumot alkalmaztuk a késleltetés hosszának meghatározá- próbák általában gyakrabban elutasítják az egységgyökök létét a paneladatokban (pl. ). A keresztmetszeti függetlenség feltevésének oldására a próbáknak két nagyobb csoportja alakult ki: egyrészt a dinamikus faktormodellek ( ). által kidolgozott panelegységgyök-próbát alkal- -

5 489 módosul: (8), ahol a keresztmetszeti átlag minden M különbségre t és. Az egyes próbákat trendhatás nélkül és trendhatás mellett is elvégeztük. Végezetül a panelegységgyök- hogy megvizsgáljuk, vajon kointegráltak-e. Az ökonometriai irodalom számos panelkointegrációs próbát dolgozott ki, itt csak hármat ismertetünk röviden. Az egyik Pedroni fejlesztette ki, amely a kö- (9), ahol t = 1,, T; i = 1,, N; m = 1,, M; Y és (1). Az és paraméterek az egyéni és a trendhatások, amelyeket szükség szerint nullára korlátozunk. A kointegráció elutasításának nullhipotézise azt feltételezi, hogy e it (1). A módszer az abból származó rezidiumokat teszteli (10). Pedroni többféle eljárást javasol annak tesztelésére, hogy i = 1. Két alternatív hipotézis van. Egyrészt a homogén alternatíva, ahol i = = 1 minden i-re, amelyet panelstatisztika-tesztnek neveznek. Másrészt a heterogén alternatíva, ahol i < 1 minden i-re, amelyet csoportstatisztikatesztnek hívnak. lényegében egy nagyon hasonló megközelítést javasol azzal a különb- tengelymetszetet és a homogén együtthatókat. A (9) egyenlet terminusaiban fogalmazva, az i heterogén, a i homogén a keresztmetszetek között és minden trendegyüttható zéró. és Fisher eredményeit felhasználva egy alternatív módszert javasol a kointegráció tesztelésére paneladatokban, amely úgy kombinálja az egyéni keresztmetszetekre alkalmazott próbákat, hogy tesztstatisztikát kapjon a teljes panelre. Ezt az eljárást hívják gyakran Fisher két változó közötti kapcsolatot panelkör- ra kidolgozott panel- kétváltozós regressziót panelkontextusban az alábbi módon írhatunk fel: (11), (12), ahol t i pedig a keresztmetszeti dimenzióját jelöli. Az oksági próbák abból a szempontból különböznek egymástól, hogy milyen feltevésekkel élnek a keresztmetszeti együttható homogenitására vonatkozóan. Általában az adott változóra vonatkozó paneladato- ezután becsülik a Granger oksági próbát a hagyományos módon. Teszik ezt azzal a kitétellel, hogy nem engedik, hogy az ada- változóként egy másik keresztmetszetbe lépjenek. Ez a módszer azt feltételezi, hogy minden együttható azonos a keresztmetszetek között, azaz: (13), (14). és egy másik próbát javasol azzal a feltevéssel, hogy minden együttható eltérhet a keresztmetszetek között, azaz: (15), (16).

6 490 GAZDÁLKODÁS eredményeit mutatja az 1. táblázat. A próbákat mindkét változóra trendhatás nélkül és trend- képet adnak: mindegyik esetben elfogadjuk a panelegységgyök létezését. Másképpen fogalmazva az eredmények arra utalnak, hogy az dasági GDP nem stacionárius. tük a panelegységgyök-próbákat a változók - panelegységgyökök létét mindkét változó p t- W Chi Chi t W Chi Chi Megjegyzés: Augmented Dickey Fuller Philips Perron Forrás: p t- W Chi Chi t W Chi Chi Forrás:

7 491 P Forrás: p Forrás: A panelegységgyökökkel kapcsolatos irodalom hangsúlyozza a keresztmetszeti függetlenség problémájának fontosságát az geztük a által javasolt sta- azt jelzik, hogy mindkét változó esetében elutasíthatjuk a keresztmetszeti függetlenség nullhipotézisét (3. táblázat). Eredményeink tehát arra utalnak, hogy további, második generációs panelegységgyök-próbák elvégzése szükséges. által kidolgozott próbát alkalmaz- - ciákban elutasítjuk a panelegységgyök nullhipotézist. Összegezve, számításaink alapján megállapíthatjuk, hogy változóink sunk alkalmas arra, hogy továbblépjünk a panelkointegrációs elemzésre (4. táblázat). Eredményeink robusztusságának el- próbát alkalmaztunk (5. táblázat). A Pedroni-tesztek ellentmondásos ered- nélkül vagy trendhatással vizsgáltuk a nincs panelkointegráció nullhipotézist. Az nullhipotézist. A szintén elutasítja a nincs kointegráció nullhipotézisét. A viszont nem utasítják el azt a nullhipotézist, hogy legalább egy kointegráló vektor van a két változó között. Összegezve, a próbák eredményeinek többsége inkább arra utal, hogy nem utasíthatjuk el a kointegrációt a két változó között. Vizsgálatunk utolsó állomásaként meg- - gyezzük, hogy ebben a megközelítésben a GDP változását, illetve fordítva. Mivel a Granger oksági próbák eredménye gyakran

8 492 GAZDÁLKODÁS Pedroni reziduális kointegrációs próbák v rho PP ADF rho PP ADF Kao reziduális kointegrációs próbák Fisher Johansen panelkointegrációs próbák V Forrás: megváltoztatására, ezért 1 és 4 év közötti késleltetést alkalmaztunk becsléseink ro- saink szerint nem utasíthatjuk el, hogy az változását, függetlenül a késletetés hosszának megválasztásától (6. táblázat). A fordí- A késleltetés hosszának növelése ugyanis a nullhipotézis elutasításához vezet. Másképpen fogalmazva 3, illetve 4 éves késleltetés mellett elutasíthatjuk azt a nullhipotézist, - Emlékeztetünk arra, hogy a Granger pa- feltevéseken alapulnak. Ezért végezetül a és által javasolt paneloksági próbát alkalmaztuk adatainkra, amely engedélyezi a heterogenitást. Az bi eredményeket, a négy próbából három nem utasítja el a nullhipotézist (7. táblázat). P Forrás:

9 493 P Forrás: késleltetés hosszától függetlenül. Magyarán dasági GDP változását, de ez a kapcsolat fordítva már nem áll fenn. - új lendületet adott az empirikus kutatásoknak. Ebben a tanulmányban megvizsgáltuk - dés motorja a kelet-közép-európai országokban. Számításaink szerint nincsen arra empirikus bizonyíték, hogy az agrárszektor pozitív hatást gyakorolt volna a gazdasági növekedésre a vizsgált periódusban. Ez az eredmény részben összecseng és eredményeivel, akik szintén nem ta- ság és a gazdasági növekedés között a fejlett országokban. Ezt magyarázhatjuk azzal, noha az egyes országok közötti különbségek - telmezésekor két megszorítást kell tennünk. Egyrészt a korábbi kutatásokhoz képest rö- elemzésünk csak a két változó közötti kapcsolat vizsgálatára korlátozódott. Ez felveti a szakirodalomban már megfogalmazott kritikát, hogy újabb változók bevonása - megértéséhez ( ). Ez azonban már egy újabb kutatás témája lehet. (1) (2013): Political economy of public policies: insights from distortions to agricultural and food markets., 51 (2): pp. (2) Megjelenés alatt. attack on unit roots and cointegration. 72 (4): pp. - (2008): -

10 494 GAZDÁLKODÁS (2010): A century-long perspective on agricultural development. 92 (2): pp. (6) (2002): Nonlinear IV unit root tests in panels 110 (2002): pp. (7) (2004): 120 (2): pp. (8) (2007): Vol 1. Elsevier North-Holland, Eastbourne (9) (1997): (10) (2003): ECSSD (11) (2002): Political Economy of Agricultural Policy. In (eds.): Elsevier Science, Amsterdam (12) (2): pp. (13) (2013): The (14) (1997): Changes 38 (2): pp. (15) (1961): A theory of economic development. 51 (4): pp. (16) (2005): Causes of Rural Economic Development. In (eds.): 41. pp. (17) (2000): in developing economy. 51 (3): pp. (18) (2010): In (eds.):. Vol 4. Elsevier Science, Amsterdam, pp. (19) (eds): Vol. 2. Elsevier, pp. (20) 42: pp. (21). (2003): Testing for unit roots in heterogeneous panels. 115: pp. (22) (1961): The role of agriculture in economic development. 51 (4): pp. (23) (1961): The development of a dual economy : pp. (24) (1999): Spurious Regression and Residual-Based Tests for Cointegration in Panel Data. 90: pp. (25) (2001): Agriculture in Transition Economies: from Common Heritage to Divergence. 26 (2): pp. (26) Jour- 108: pp. (27) (1954): labour. 22 (1): pp. (28) (1999): A Comparative Study 61: pp. (29) 122: pp. (30) (2000): Harvard University Press, Cambridge and London (31) (2001): Lag length 69: pp. (32) 61: pp. (33) (2004): Panel Cointegration; 20: pp. (34) (2004): General Diagnostic Tests for Cross Section Dependence in Panels. No University of Cambridge, Cambridge (35) (2007): A simple panel unit root test in the presence of cross-section dependence. Vol 22 (2): pp. (36) (2004): Success and failure of reform: Insights from the transition of agriculture. 42 (2): pp. (37) (2002): In (eds.):, pp. Elsevier,

11 495 Amsterdam (38) (1964): Haven (39) (2007): Economic development and the role of agricultural technology. 36: pp. (40) (2006): 35: pp. (41) (2002): Agriculture and economic development. In (eds.):, Elsevier Science, Amsterdam, pp. (42) (2009):. AEI Press (43). (2007): Agriculture in economic development: 89 (5): pp. (44) (2007): (2013):

12 562 GAZDÁLKODÁS - initial results for past periods. and Our calculations do not support the positive contribution of agriculture to eco- limitations. First, period in question is shorter than previous research. Second, it should be introduced additional variables into analysis to better understanding of agriculture in economic development. sented. The cropland economic valuation system to be developed is capable of replacing assessment of ecological (soil, climatic and land relief conditions) and economic fac-