MÓDSZERTANI TANULMÁNYOK A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE* Az emprkus kereskedelemelemzés rodalmában általánosan elfogadott a komparatív előnyök különböző ndexenek alkalmazása a komparatív előnyök mérésére, lletve a kereskedelem specalzácójára. A tanulmány megvzsgálja, hogy mlyen módszertan kérdések vetődnek fel a megnylvánuló komparatív előnyök ndexenek alkalmazása során. Először a megnylvánuló komparatív előnyök mérése során felmerült elmélet problémákat vesszük szemügyre. Ezt követően a Balassa-ndex alkalmazásakor felmerülő gyakorlat kérdéseket, lletve az azokra adott válaszokat mutatjuk be. Végezetül, a megnylvánuló komparatív előnyök stabltásának vzsgálatára alkalmazott módszereket smertetjük. TÁRGYSZÓ: Nemzetköz kereskedelem. Specalzácó. Komparatív előnyök. A komparatív előnyök koncepcójának központ szerepe van a nemzetköz kereskedelem vzsgálatának elméletében. Noha a nyolcvanas években, az új kereskedelemelmélet megjelenésével, a méretgazdaságosság hasonló fontosságra tett szert annak magyarázatában, hogy mért kereskednek az egyes országok egymással, mégs a (tényezőellátottságban és technológában) különböző országok között kereskedelm folyamatok előrejelzésében a komparatív előnyök elve maradt a fő elmélet magyarázat (Davs; 1997). A hagyományos kereskedelemelmélet szernt, a szabadkereskedelem feltétele mellett, az egyes országok olyan jószágok termelésére specalzálódnak, lletve olyanokból lesznek nettó exportőrök, amelyekből komparatív előnyek vannak. Elméletleg, a statkus kereslet és kínálat hatásokat fgyelembe véve, a következő állítás kellően vlágos és eléggé általános (Deardoff; 1980): annak megállapítására, hogy egy országnak mely termékből van komparatív előnye, elég megfgyeln az autark állapot és a szabadkereskedelem mellett relatív árak között különbség előjelét. Ha az előjel poztív, akkor az adott országnak komparatív előnye van az adott jószág termelésében és exportjában, ha az előjel negatív, akkor az országnak komparatív hátránya van. Amennyben az elmélettől a mérés felé haladunk, több fontos problémával s szembe kell néznünk. Nevezetesen, a komparatív előnyök elméletét rendkívül nehéz számszerűsíten, lletve közvetlenül teszteln, mert a relatív árak a feltételezett autarkában nem fgyelhetők meg. Továbbá, ha a relatív árak megfgyelhetők lennének, korántsem bztos, hogy ezek előre jeleznék az gaz komparatív előnyöket. Végezetül, a komparatív előnyök nem tételeznek fel egysze- * A tanulmány alapjául szolgáló kutatást az OKTK Komparatív előnyök a magyar mezőgazdaságban és az OTKA Kereskedelemelmélet és magyar agrárkereskedelem című programja támogatták. Statsztka Szemle, 81. évfolyam, 2003. 4. szám
310 rű determnsztkus kapcsolatot közte és a kereskedelem volumene között, amt gyakran elfelednek az emprkus munkákban (Greenaway Mlner; 1993). Mndezen nehézségek ellenére a komparatív előnyöknek nagyon fontos szerepe van mnd az elmélet, mnd pedg a gyakorlat poltka elemzésben. Ezért jelentős erőfeszítéseket tettek annak feltárására, hogy mként lehet alkalmazn a komparatív előnyök elvét valós körülmények között. Ezek alapvetően közvetett módszereket jelentenek, melyek ex post kereskedelm adatokat alkalmaznak, és bzonyos feltevésekkel élnek a megfgyelt és a meg nem fgyelhető változók között kapcsolatokról. E megközelítések közül a megnylvánuló komparatív előnyök (Revealed Comparatve Advantage RCA) koncepcója vált népszerűvé az emprkus kereskedelemelemzésben mnd a különböző országok, mnd pedg az egyes ágazatok között vzsgálatokban. Noha számos kísérletet tettek a megnylvánuló komparatív előnyök koncepcója és a komparatív előnyök elmélete között kapcsolat megteremtésére (Hllman; 1980, Bowen; 1983), az általánosan bevett megközelítés, hogy összehasonlítják a nemzet ágazat arányokat a nemzetközekkel, így következtetve a komparatív előnyökre a termelés és kereskedelm adatok vzsgálatával. Az lyen megközelítés esetén azonban számos megoldás létezhet a megnylvánuló komparatív előnyök mérésére, amelyek export, mport és termelés adatokat, lletve ezek valamlyen kombnácóját alkalmazzák. Ennek megfelelően sok kutató kísérletet tett a megnylvánuló komparatív előnyök megfelelő ndexének defnálására (például Balassa; 1965, Bowen; 1983, Donges Redel; 1977, Kunmoto; 1977, Vollrath; 1987, 1989). Sajátos módon a mérés problémák az elmúlt évtzedekben nagymértékben függetlenedtek az elmélettől. Ennek következményeként jelentős szabadságot kaptak a kutatók arra, hogy megválasszák mlyen RCA-ndexeket használjanak a nemzetköz kereskedelem emprkus elemzése során. A kutatóknak ugyanakkor fokozottan tsztában kell lennük az egyes RCA-ndexek kválasztásánál az elmélet és a gyakorlat következményekkel. A klencvenes években Magyarországon s újra népszerűvé vált a különböző RCAndexek használata az emprkus kereskedelemelemzésben (például Halpern; 1994, Fertő Hubbard; 2001, 2002), továbbá Török (1996) rámutatott a Balassa-mutató (B) néhány hányosságára. Mnd ez dág azonban nem került sor a haza rodalomban a megnylvánuló komparatív előnyök koncepcójának, lletve ndexenek részletesebb módszertan elemzésére. E tanulmány célja, hogy ezt a hányosságot részlegesen pótolja. Ennek megfelelően arra vállalkozk, hogy a Balassa-ndexet kndulópontként választva megvzsgálja, mlyen gondok merülnek fel a megnylvánuló komparatív előnyök mérésével kapcsolatban. Először a megnylvánuló komparatív előnyök mérése során felmerült elmélet problémákat vesszük szemügyre. Ezt követően a Balassa-ndex alkalmazása során felmerülő gyakorlat kérdéseket, lletve az azokra adott válaszokat mutatjuk be. Végezetül, a megnylvánuló komparatív előnyök stabltásának vzsgálatára alkalmazott módszereket smertetjük. Illusztrácóként a magyar mezőgazdaság komparatív előnyenek vzsgálata során elért eredményeket használjuk fel. Ennek során négy különböző RCA-ndexet számoltunk k Magyarország 1992 1998. év agrárkereskedelmére vonatkozóan, ahol az EU 15 tagállamának adata szolgáltak összehasonlítás alapul. A vzsgálat során használt adatok az OECD adatbázsából származnak, SITC- (Standard Internatonal Trade Classfcaton) rendszerben. A mezőgazdaság kereskedelmet az Európa Unóban szokásos módon hatá-
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 311 roztuk meg. Ez azt jelent, hogy az SITC-rendszer négy számjegyű bontásában 253 termékcsoport tartozk a mezőgazdaság kereskedelemhez, amelyekhez hozzávettük a búzaés a kukorcakeményítőt s. A teljes mnta ezért 255 termékcsoportot tartalmaz, és a Magyarország és az EU között kétoldalú teljes kereskedelmet jelent mnd a hét évre. A MEGNYILVÁNULÓ KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSÉNEK ELMÉLETI PROBLÉMÁI A komparatív előnyök és a versenyképesség koncepcóját gyakran összekeverk, noha a két fogalom a valóságban teljesen különbözk egymástól. Két lényeges különbséget érdemes megemlíten (Lafay; 1992). Egyrészt, amíg a versenyképességet országok között mérhetjük egy adott termék esetében, addg a komparatív előnyt termékek között mérhetjük egy adott ország esetében. Másrészt, míg a versenyképesség nagyon érzékeny a makroökonóma helyzet változásara (például az árfolyamváltozásra), addg a komparatív előny alapvetően strukturáls természetű. Például, ha az árfolyam változékonysága nagy ampltúdójú egyensúlytalanságokhoz vezet, akkor a versenyképesség vzsgálata súlyos problémákkal néz szembe, következésképpen bármlyen elemzés nem megfelelő eredményekhez vezethet. Ez az egyk fő oka annak, hogy a nemzetköz specalzácó vzsgálata egyre nkább a megnylvánuló komparatív előnyök különböző ndexet részesít előnyben. Az eredet RCA-ndexet Balassa (1965)-ben megjelent tanulmányában mutatta be, és a következőképpen defnálta: ahol: B j = (x j / x t ) / (x nj / x nt ), /1/ x az exportot, egy adott országot, j egy meghatározott terméket, t a termékek egy csoportját, n az országok adott csoportját reprezentálja. B a megfgyelt kereskedelem szerkezetén alapul, egy meghatározott terméknek a teljes haza exportbel arányát vet össze e terméknek meghatározott országcsoport kereskedelmében betöltött részesedésével. Balassa tanulmányában a t ndex 74 par termék kombnált exportját, az n ndex pedg 11 fejlett par ország együttesét jelezte. Ha B>1, akkor megnylvánuló komparatív előnyről beszélhetünk. Könnyen belátható, hogy a B- ndex olyan globáls mércévé terjeszthető k, amely mnden terméket és mnden országot magában foglal (Vollrath; 1991). A B-ndex alapvető feltevése, hogy az exportszerkezet egyaránt érzékeny a relatív költségekre és a nem árjellegű tényezőkben meglevő különbségekre, és ezért a komparatív előnyök várhatóan meghatározzák az export szerkezetét. Balassa azonban elemzését az par termékek vzsgálatára korlátozta abból a megfontolásból, hogy a nyersanyagok kereskedelmét eltorzítják a különböző kereskedelm korlátozások, ezért a B-ndexek nem fejezk k a komparatív előnyöket. Erre a problémára később vsszatérünk. Hllman (1980) azt vzsgálta, hogy mlyen kapcsolat van a B-ndex és a komparatív előnyök között, amelyeket a kereskedelem forgalomba kerülés előtt relatív árak mutat-
312 nak, eltekntve az exportntervencók alkalmazásának lehetőségétől. Arra a kérdésre kereste a választ, hogy ha egy kéttermékes gazdaság esetében a B-ndex nagyobb az első jószág esetében, mnt a másodk esetében, akkor ez azt s jelent-e, hogy az első jószágot relatíve olcsóbban termelték-e a kereskedelem előtt állapotban, mnt a másodk terméket. Hllman dagram segítségével mutatta meg, hogy a B-ndex értéke azonos lehet, noha a termékek ránt preferencák különbözhetnek egymástól. Továbbá, a B-ndex értéke független attól, hogy melyk jószág előállítása olcsóbb az autark állapotban, azaz a B-ndex független a komparatív előnyöktől, amelyeket a rcardo értelemben vett kereskedelem előtt relatív árak mellett kapunk. Következésképpen, a B-ndex nem alkalmas a termékek között összehasonlításban a komparatív előnyök mérésére. Az elemzését kterjesztve az országok között összehasonlításra Hllman kérdése a következő volt: két ország esetében, ha a B-ndex adott jószág esetében az első országban nagyobb, mnt a másodkban, akkor ez azt feltételez-e, hogy az autarkában az adott jószág termelése az első országban relatíve olcsóbb volt, mnt a másodkban? Mvel a termékek között helyzetre vonatkozó előbb érvelést hasonló eredménnyel erre a helyzetre s k lehet terjeszten, ezért Hllman kdolgozott egy feltételt, amelynek érvényesülése esetén az egyes országok között összehasonlításban egy adott termék esetében elérhető a megfelelő kapcsolat a B-ndex és a kereskedelem előtt relatív árak között. Bzonyította, hogy egy termék és j ország esetében a komparatív előnyök megfelelnek a kereskedelem előtt relatív áraknak, ha érvényesül a következő szükséges és elégséges feltétel: ahol: X j X j X j 1 > 1 W X, /2/ j W X j termék exportja j országba, X j j ország összes exportja, W a vlág exportja termékből, W a vlág összes exportja. Párhuzamos és azonos preferencákat feltételezve az országok között a /2/ egyenlőtlenségben levő feltétel szükséges és elégséges annak bztosítására, hogy a B-ndexben bekövetkezett változások teljesen konzsztensek legyenek az országok vszonylagos tényezőellátottságában végbement változásokkal. Ez a feltétel bztosítja, hogy adott országban egy termék exportszntjében bekövetkezett növekedés egyúttal a B-ndex értékében s növekedést eredményez. Hllman hangsúlyozta, hogy e feltétel általánosságban nem szükségszerűen érvényesül, ezért azt emprkusan felül kell vzsgáln. Ha egy ország részesedése elég kcs a vlágkereskedelemből ( W ), akkor az egyenlőtlenség jobb oldalán a zárójelben levő kfejezés közel van egyhez, ezért az akár el s hagyható. Az emprkus tesztelés lehetőségének érdekében S. Marchese és F. N. de Smone 1989-ben Hllman feltételét a következőképpen alakították át: X j X = j X j X j HI 1 / 1 W X j W. /3/
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 313 Ha HI nagyobb, mnt egy, akkor a B-ndex az országok között összehasonlításban alkalmas ndkátor a komparatív előnyök mérésére. A szerzők úgy érvelnek továbbá, hogy a Hllman-ndexet k kell számítan az olyan emprkus vzsgálatokban, amelyek a kereskedelem szerkezetét a B-ndex segítségével vzsgálják. Mnd ez dág azonban csak két tanulmány alkalmazta a Hllman-ndexet. Marchese és de Smone eredménye azt mutatják, hogy a Hllman-feltétel nem teljesült 118 fejlődő ország 1985. év exportjának 9,5 százalékában. A Hnloopen és van Marrewjk (2001) által vzsgált adatbázsban a Hllman-feltétel nem volt érvényes az exportérték 7 százalékában és a megfgyelések számának 0,5 százalékában. Az általunk használt adatbázsban a Hllman-feltétel tökéletesen teljesült. Ezek az eredmények arra utalnak, hogy a Hllman-feltétel kevésbé korlátozó jellegű, mnt ahogy azt várn lehetne, ugyanakkor az emprkus vzsgálatokban tesztelése célszerű, mvel így bzonyságot nyerhetünk, hogy a B-ndex egyk elmélet megfontolása mennyben teljesül. Yeats (1985) arra a kérdésre kereste a választ, hogy a B-ndex alkalmas-e arra, hogy ordnáls vagy akár kardnáls mérceként szolgáljon adott ország komparatív előnyenek megállapítására. A szerző megvzsgálta a B-ndex 1976 és 1978 között eloszlását 129 ország és 40 parág esetében. Eredménye szernt a B-ndex nem alkalmas ordnáls mércének, mvel nem képes az egyes parágakat a komparatív előny alapján konzsztensen rangsoroln. Előfordulhat ugyans, hogy az adott országnak a több országhoz képest meghatározott termékből a legnagyobb komparatív előnye van (vezető termék a referencapacon), ennek ellenére az adott országon belül nem ennek a terméknek van a legmagasabb értékű B- ndexe. Ez az eltérés nagyobb lehet, ha az országok olyan parágat hasonlítjuk össze, amelyeknél az egyes országok B-ndexenek az eloszlása jelentősen különbözk. Másképpen fogalmazva, az országok között nemzetköz versenyképesség vzsgálatok B-ndexen alapuló eredményet csak nagy óvatossággal szabad értelmezn. E problémák ellenére Yeats rámutatott arra, hogy az RCA elméletén alapuló kvanttatív vzsgálatok eredménye teljesen konzsztensek a tényezőarányok elméletének előrejelzésevel. Bowen (1983) rávlágított arra, hogy a B-ndex használatában van egy mplct feltevés, nevezetesen valamenny országnak mnden terméket kell exportálna. Ez a feltétezés vszont ellentétes a komparatív előnyök elvével, hszen a klasszkus kereskedelemelmélet alapfeltevése szernt egy ország nem exportálhatja és mportálhatja egydejűleg ugyanazt a terméket. A szerző a Kunmoto (1977) által kdolgozott valószínűség keretben, amelyben a B-ndexet úgy lehet értelmezn, mnt az aktuáls és a várható kereskedelem X X j j arányát: ( ) ( ) B j = ; E X j = X j gazolta, hogy ha ez a feltétel nem tel- E X j j X j jesül, akkor a várható kereskedelem mennysége zéró mnden termékre. Következésképpen, nncs megfelelő elmélet bázs a B-ndex általánosan elterjedt értelmezésére, mszernt ha a B-ndex értéke nagyobb (ksebb) mnt egy, akkor komparatív előnyt (hátrányt) regsztrálhatunk. Bowen következtetése hasonló Hllmanéhoz, csak általánosabb jellegű. Míg Hllman megmutatta, hogy a B-ndex nem alkalmas ordnáls mérceként a termékek között összehasonlításban, vszont korlátozó feltételekkel alkalmazható az országok között vzsgálatban, addg Bowen szernt a B-ndex értéke (ksebb vagy nagyobb egynél) nem használható a komparatív előnyök meghatározására. Mndezek mellett a B-ndex megfelelő mérce lehet a kereskedelem ntenztásának mérésére. Bowen az elmélet prob- j
314 lémák megoldására két ndexet javasolt, amelyek nemcsak kereskedelm, hanem termelés és fogyasztás adatokat s használnak. T Tk I k =, S Q ) ( wk Q Qk I k =, /4/ S Q ) ( wk ahol: T a nettó kereskedelem (export mínusz mport), Q a termelés, az ország, k a termék, w a vlágot jelent. A szerző feltevése szernt az egyes országok preferencá megegyeznek és homotetkusak, ezért S = Y / Y w, ahol S ország százalékos koeffcense, Y és Y w pedg ország, lletve a vlág jövedelmét (GNP-ben mérve) jelz. A Bowen-ndex alkalmazásával kapcsolatban azonban súlyos gyakorlat nehézségek merülnek fel. Egyrészt a Bowenmutatónak rendkívül nagy az adatgénye. Másrészt, a kereskedelm adatokat csak jelentős nehézségek árán lehet a termelés adatokkal megfeleltetn, és ráadásul ez s csak az par termékek és meghatározott országok esetében, lletve bzonyos aggregácós sznt felett lehetséges. Ez a korlát eleve szűkít a vzsgálható termékek körét, így például kzárja a mezőgazdaság árukat s. Továbbá, a kereskedelm adatokat lehetetlen megfeleltetn a fogyasztás adatoknak. E nehézségek matt a Bowen-ndex nkább csak elmélet lehetőség maradt, amelynek alkalmazása nem vert gyökeret az emprkus vzsgálatokban. A MEGNYILVÁNULÓ KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSÉNEK MÓDSZERTANI PROBLÉMÁI A mérések módszertan problémá között elsőként a kereskedelemtorzító poltka hatásával foglalkozom, majd az aszmmetra problémájára és az alkalmazott ndexek konzsztencájára térek k. A kereskedelemtorzító poltkák hatása A klasszkus Balassa-ndexet számos ok matt szokták krtzáln. Az első és egyk leggyakorbb kfogás B- és a hozzá hasonló ndexekkel kapcsolatban, hogy a megfgyelt kereskedelm szerkezetet a különböző állam beavatkozások és kereskedelm korlátozások eltorzítják, ezért azok nem reprezentálhatják megfelelően a komparatív előnyöket. Ez különösen gaz a mezőgazdaságra, ahol az állam beavatkozás nkább szabály, mnt kvétel, ahogy erre már Balassa (1965) s rámutatott. Vollrath ezért három különböző specfkácóját javasolta a megnylvánuló komparatív előnyöknek, amelyeket a mezőgazdaság nemzetköz versenyképességének vzsgálatára alkalmazott (Vollrath; 1987, 1989, Vollrath Vo; 1990). Az első ndex az ún. relatív kereskedelm előny (Relatve Trade Advantage RTA), amely mnd az export, mnd az mport oldalt fgyelembe vesz. A relatív kereskedelm előny ndexét a relatív export-
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 315 előnyként (Relatve Export Advantage RXA) defnálja. Az RXA valójában a Balassandex, és mport oldal ellentétpárjának, a relatív mportelőnynek (Relatve Import Advantage RMA) és a relatív exportelőnynek a különbsége. A relatív kereskedelm előny ndexét formálsan a következőképpen defnálja: RTA j = RXA j RMA j, /5/ ahol RXA j = B j és RMA j = (m j / m t ) / (m nj / m nt ) (m reprezentálja az mportot). Ezért, RTA j = [(x j / x t ) / (x nj / x nt )] [(m j / m t ) / (m nj / m nt )]. Az RXA-, RMA- és RTA-ndexeket alkalmazta például Eteljörge és Hartmann (1999), valamnt Fertő és Hubbard (2001, 2002). Vollrath másodk RCA-ndexe a relatív exportelőnyök logartmusa (lnrxa). A harmadk mércét pedg a relatív versenyképességnek (Revealed Compettveness RC) nevezte el és a következő módon defnálta: RC j = ln RXA j ln RMA j. /6/ Az RTA-, az lnrxa- és az RC-ndexek poztív értékek esetében a komparatív versenyelőnyöket mutatják, míg a negatív értékek a komparatív versenyhátrányokat jelzk. A szerző szernt az RTA- és az RC-ndexeknek két előnye van a B-ndexekkel szemben. Egyrészt tartalmazzák mnd az export-, mnd az mportoldal kereskedelemtorzításokat. Másrészt, konzsztensek azzal a ténnyel, hogy egy termékcsoportban létezhet ágazaton belül kereskedelem. Ez utóbb tulajdonság azonban egyben az RC-ndex hátránya s. Ha nncs ágazaton belül kereskedelem, akkor az RC-ndexet vagy nem lehet értelmezn (ha nncs mport az adott termékből), vagy az RC-ndex értéke nulla (ha nncs export az adott áruból). Gazdag rodalma van a mezőgazdaság kereskedelem lberalzálásából származó jólét nyereségeknek, lásd például Tyers és Anderson (1988, 1992), valamnt The Uruguay round (1995). Ezek a tanulmányok azt sugallják, hogy az agrárpoltkáknak jelentős hatása kell legyen a kereskedelm folyamatokra (a volumenre) és a kereskedelem lehetséges mntájára (rányára). Peterson és Valluru (2000) azonban nem tudták gazoln, hogy a kormányzatoknak jelentős hatása lenne a kereskedelem mntájára. A szerzők arra a következtetésre jutottak, hogy a természet tényezőknek elsődleges fontosságuk van, ahogy azt a hagyományos kereskedelemelmélet hangsúlyozza. Az agrárpoltkák befolyásolják ugyan a kereskedelm folyamatokat, de nem változtatják meg a kereskedelem rányát. Az agrárpoltka poltka gazdaságtanának rodalma gyakran hangsúlyozza a protekconzmus és a komparatív előnyök között fordított kapcsolatot (Olper; 2001, van Bastelaer; 1998). Korábban, 1990-ben Vollrath és Vo úgy találták, hogy az exportteljesítményt jobban befolyásolják a gazdaság alapok, mnt a kormányzat ntézkedések, míg ennek az ellenkezője gaz az mport vselkedésére. Az általunk defnált négy ndexből a B- és a lnrxa-ndexek csak exportadatokat, míg az RTA- és az RC-ndexek mportadatokat s tartalmaznak. Ez vezette Vollrath-ot (1991) arra, hogy a B- és a lnrxa-ndexek alkalmazását javasolja az RTA- és az RC-ndexek helyett, mert az előbb kettő kevésbé érzékeny a poltkalag elődézett torzításokra, amelyek hatásosabbak az mportoldalon. Az export-
316 támogatások azonban gyakorta használatosak a mezőgazdaság, különösen az EU és Magyarország között kereskedelemben, ezért a B- és a lnrxa-ndexek mellett érvelés ebben az esetben kevésbé megalapozott. A kormányzat beavatkozások kereskedelemtorzító hatásaval kapcsolatos megfontolásokat nem lehet teljesen lezárn, annyt azonban állíthatunk, hogy a bemutatott négy RCA-ndex, amennyben körültekntően alkalmazzuk, mégs megfelelő útmutatóként szolgálhat a komparatív és a versenyelőnyökhöz a magyar élelmszer-gazdaságban. Végezetül, Vollrath 1989. év tanulmányában megjegyz, hogy a kormányzat ntervencók és versenyképesség fordított vszonyban állnak egymással. Ez azt sugallja, hogy azok a termékcsoportok, amelyeknek komparatív előnyük van, nemzetközleg még versenyképesebbek lennének, ha a pacok nytottabbá válnának. Az aszmmetra problémája A Balassa-mércével kapcsolatos másk probléma, hogy annak értéke aszmmetrkus: egytől a végteleng terjed, ha egy országnak egy termékből komparatív előnye vannak, vszont csak nulla és egy között mozog az értéke, ha egy áruból komparatív hátránya van. Ez az aszmmetra legalább két problémát okoz. Egyrészt, ha a B-ndex átlaga magasabb, mnt a medán, akkor a B eloszlása jobbra elnyúló lesz. Ez azt jelent, hogy ha a B-ndex nagyobb mnt egy, az adott szektor relatív súlyát túlbecsüljük azokhoz az ágazatokhoz vszonyítva, ahol a B-ndex értéke ksebb, mnt egy (De Benedcts Tamber; 2001). Ez a probléma különösen akkor lesz lényeges, ha az ökonometra elemzés a megnylvánuló komparatív előnyök szerkezetét vzsgálja. Ahogy ezt Dalum, Laursen és Vllumsen (1998. 427. old.) kfejtk: A ferde eloszlás sért a normaltás feltevését a hbatagban a regresszós elemzés során, ezért nem ad megfelelő t-statsztkát. Ráadásul az RCA-ndex használata a regresszós elemzésben sokkal nagyobb súlyt ad az egynél magasabb értékeknek, összehasonlítva az egy alatt megfgyelésekkel. A módszertan probléma akkor s fennmarad, ha a Balassa-ndex logartmkus transzformácót alkalmazzuk, mvel például a B-ndexben egy változásnak 0,01-ról 0,02-ra ugyanakkora hatása lesz, mnt egy változásnak 50-ről 100-ra. Ez a fajta kfogás kterjeszthető a Vollrath által javasolt ndexekre s. Magától értetődő, hogy az RMA-ndex szntén szenved a ferde eloszlás problémájától. Ezért az RTA- és az RC-ndexeknél hasonló problémák jelentkeznek, noha értékük az orgóra nézve szmmetrkus. Összegezve, az aszmmetrából fakadó problémák felvetk, hogy vajon lehet-e a B-ndexet egyértelműen értelmezn. A vázolt nehézségek néhány, elsősorban a kereskedelem dnamkájával foglalkozó kutatót arra vezettek, hogy a B-ndex módosításával megoldást találjanak az aszmmetra okozta gondokra. Dalum Laursen és Vllumsen 1998. év dolgozatukban a megnylvánuló szmmetrkus komparatív előnyök (Revealed Symmetrc Comparatve Advantage RSCA-) ndex bevezetését javasolták a ferde eloszlás problémájának megoldására: RSCA = (B 1) / (B+1). /7/ Az RSCA értéke mínusz egy és plusz egy között mozog, és nulla, ha a B-ndex értéke egy, ezért szmmetrkus. Ha egy országnak komparatív hátránya van, akkor RSCA értéke
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 317 mínusz egy és nulla között, ha komparatív előnye van, akkor nulla és plusz egy között mozog. Az RSCA-ndex egyk előnye, hogy a logartmkus átalakításnál elkerül a nulla érték problémáját, másrészt a változásoknak ugyanakkora súlyt ad mndkét rányban, növekvés, lletve csökkenés esetén a komparatív előnyökben, lletve hátrányokban. Az RSCA-ndex alapvető értelmezése azonban nem könnyű. Mvel az RSCA-mutató egy kváz logartmkus átalakítása a B-ndexnek, van egy tapasztalaton alapuló nterpretácója: a vzsgált ország ágazat szerkezetének százalékos különbségét mutatja az összehasonlított pachoz (például vlág, EU, OECD) képest. A probléma abból fakad, hogy az RSCA- és a B-ndex logartmkus transzformáltja (lnrxa) tökéletesen megegyezk, ha a B-mutató egyenlő eggyel, de a két transzformácó értéke a B-ndex eloszlásának extrém értékenél fokozatosan dvergálnak. A különbség általában annál nagyobb, mnél mélyebb bontású adatokat használunk (De Benedcts Tamber; 2001). Az 1. ábrán a függőleges tengely az lnrxa- és az RSCA-mutatók között különbséget (df92) mutatja, amelyet a magyar mezőgazdaságnak az EU pacan való komparatív előnyere számoltunk k 1992-re, három számjegyű bontásban. A mnta 55 megfgyelést tartalmaz. A vízszntes tengelyen B-ndex értéke (B92) találhatók. Az ábrán nylvánvalók az RSCA-ndex okozta torzítások a B-ndex eloszlásának extrém értékenél (a nullához közel, lletve az ötnél nagyobb értékeknél). Noha, az RSCAndex megőrz az eredet B-mutató fontosabb eloszlás tulajdonságat, és a B-ndex elegánsabb helyettesítőjének teknthetjük, nem mentes a problémáktól. A fő hátránya ennek a megoldásnak, hogy a csökkentett aszmmetra nem szükségszerűen tételez föl a normaltást a hbatagban, és a mesterséges szmmetra elrejthet a B-ndex mögött dnamkát, különösen az extrém értékek esetében. 2 1. ábra. Az 1992. év lnrxa- és RSCA-ndex között különbség df92 0-2 -4-6 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 B92 Proudman és Reddng (2000) rámutattak annak fontosságára, hogy a B-ndex szektorok között számtan átlaga nem szükségszerűen egyenlő eggyel. Úgy érveltek, hogy a számláló az /1/ egyenletben egy adott termék súlyozatlan arányát mutatja a teljes exportban, míg a nevezőben az összes termék súlyozott részesedését találhatjuk. Ezért, ha
318 egy ország kereskedelmének a szerkezete néhány termékre koncentrálódk, amelyeknek ks részesedése van az összehasonlítás alapjául szolgáló pacon (például vlágpac vagy EU), akkor magas érték jelentkezk a számlálóban és ks érték a nevezőben. Ez azt eredményez, hogy a B-értékek átlaga egynél nagyobb lesz az adott országban. A B-ndex átlagértéke azonban változhatnak az dővel, ezért az adott ország félrevezető változásokat jelezhet a specalzácó átlagos terjedelmében, amelyet a B-mérőszám mutat. A szerzők ezért alternatív megoldást javasolnak a megnylvánuló komparatív előnyök mérésére. Ennek lényege, hogy az adott ország egy meghatározott terméke exportjának arányát elosztják az összes termék átlagos pac részesedésével, amelyet formálsan a következő módon fejezhetünk k: B j = Bj 1 j B n j. /8/ A normalzált B-ndex átlaga a /8/ egyenletben egyenlő eggyel. Az ndex értelmezése a következő: egy meghatározott dőpontban normalzáljuk a B-ndexet a keresztmetszet átlaggal azért, hogy elteknthessünk az specalzácó átlagos terjedelmében bekövetkezett változásoktól. De Benedcts és Tamber (2001) azonban rámutattak, hogy a Proudman és Reddng által javasolt normalzácós eljárás nem megfelelő. Úgy érvelnek, hogy a normalzált B-ndex elveszít konzsztencáját az eredet B-mérőszámhoz vszonyítva. Ennek oka, hogy a normalzált B-ndex azokban az esetekben, ahol B értéke egy és az átlag közé esk, ellentétes komparatív előnyt, lletve hátrányt mutat az eredet B-ndexen alapuló számításokhoz képest. A komparatív előnyökben mutatkozó előjelváltás aránya vzsgálatunkban a mnta 18-25 százalékát tette k az vzsgált dőszakban, azaz jelentős problémát okozott volna a javasolt normalzácó alkalmazása eredményenk értelmezése során. Az alkalmazott ndexek konzsztencája Az előzőkben már említettük, hogy az RCA-ndexek egész sorát fejlesztették k és alkalmazták a komparatív előnyök mérésére. Ezért várható, hogy különböző ndexek alkalmazásával ném nkonzsztenca lehet az eredményekben. Az RCA-ndexek megszokott értelmezése, hogy terjedelmét meghatározza, hogy egy országnak van-e megnylvánuló komparatív előnye (hátránya) egy meghatározott termékből egy meghatározott országgal vagy országcsoporttal szemben. Ballance, Forstner és Murray 1987. év tanulmányukban két másk értelmezést s felajánlanak. Ezek szernt az ndexek segítségével egyrészt rangsorolhatjuk a különböző termékeket a komparatív előnyök nagysága szernt. Másrészt az ndex alkalmazható a termékek bnárs típusú elhatárolásának meghatározására annak alapján, hogy egy termékből egy adott országnak komparatív előnye vagy komparatív hátránya van. A három értelmezés felfogható úgy, mnt a komparatív előnyök kardnáls, ordnáls és dchotóm mérésének a kérdése, amelyekre a szerzők egyaránt javasolnak különböző statsztka teszteket. A komparatív előnyök kardnáls mérésére a konzsztencateszt egyszerű korrelácós együttható alkalmasak. Az RCA-ndexek mnt ordnáls mérőszámok konzsztencatesztje mnden egyes RCA-ndexpárra kszámított rangkorrelácós együtthatókon nyugszk. Az RCA-ndexek mnt dchotóm mércék tesztje egy rendkívül egyszerű el-
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 319 járással készíthető. K kell számítan mndegyk RCA-párra, hogy mekkora azoknak a termékeknek (termékcsoportoknak) az aránya az összes terméken belül, amelyeknél egyaránt megnylvánuló komparatív előnyt vagy hátrányt fgyelhetünk meg az összehasonlított RCA-ndexeknél. Az eltérő RCA-ndexeken nyugvó számítások eredményenek érzékenység problémát emprkusan gazolták Ballance, Forstner és Murray (1987) számítása. A szerzők, egyszerű statsztka tesztek alkalmazásával, rámutattak arra, hogy az nkonzsztenca nagyobb akkor, ha a különböző RCA-ndexeket kardnáls mérőszámként akarjuk értelmezn, mnt ha ordnáls vagy dchotóm mérceként. Hasonló következtetésre jutottunk a magyar mezőgazdaság megnylvánuló komparatív előnyet vzsgálva. 1. tábla Az RCA-ndexek konzsztencatesztje* a magyar mezőgazdaság 1998. év komparatív előnye esetében Index Kardnáls teszt Ordnáls teszt Dchotóm teszt (százalék) B: RTA 0,99 0,45 86 lnrxa 0,43 1,00 100 RC 0,37 0,84 86 RTA: lnrxa 0,42 0,71 86 RC 0,41 0,89 100 lnrxa: RC 0,86 0,84 86 * Kardnáls teszt: korrelácós együtthatók az egyes RCA-ndexpárok között; ordnáls teszt: Spearman-féle rangkorrelácós együtthatók az egyes RCA-ndexpárok között; Dchotóm teszt: azon termékcsoportok aránya az összesen belül, amelyeknél egyaránt megnylvánuló komparatív előnyt vagy hátrányt fgyelhetünk meg az összehasonlított RCA-ndexeknél. Megjegyzés: saját számítás SITC-rendszerben, négy számjegyű bontásban. Noha a vzsgált probléma már régóta smert, ennek ellenére általában csak önkényesen kválasztott RCA-ndexeket szoktak alkalmazn a megnylvánuló komparatív előnyök meghatározására. Még rtkábban találkozhatunk olyan tanulmányokkal, amelyek noha különböző RCA-ndexeket használnak, a szükséges konzsztencateszteket s elvégzk (például Fertő Hubbard; 2001, 2002). A MEGNYILVÁNULÓ KOMPARATÍV ELŐNYÖK STABILITÁSA Az emprkus kutatások sokszor nem állnak meg ott, hogy meghatározott dőpontban vagy dőszakban azonosítják a komparatív előnyök szerkezetét, hanem azt s kutatják, mként változtak meg a komparatív előnyök az dő folyamán. A komparatív előnyök stabltásának mérésére számos eszköz áll rendelkezésre. Legalább kétféle stabltást különböztethetünk meg. Egyrészt, az RCA-ndexek eloszlásának stabltását egyk peródusról a máskra, másrészt, az RCA-ndexek értékének a stabltását az adott termékcsoportokban egyk peródusról a következőre (Hnloopen van Marrewjk; 2001). Az első típusú stabltást számos módon vzsgálhatjuk. Egyrészt Hoekman és Djankov (1997) munkáját követve az RCA-ndexek két dőpont között stabltását korrelácós
320 együttható kszámításával ellenőrzhetjük. A 2. táblában a magyar mezőgazdaság exportstruktúrájára számítottuk k a korrelácós együtthatókat a bázsév (1992) és a rákövetkező évek (1993 1998) között. A számításokat elvégeztük négy számjegy mélységg mnd a négy RCA-ndexre. Eredményenk szernt a korrelácós együtthatók, néhány kvétellel általában magasak. Ez arra utal, hogy a komparatív előnyök szerkezete a vzsgált dőszakban nem változott meg lényegesen. A kvétel 1994-ben az RTA-ndex esetében a legjelentősebb, továbbá csökkenést tapasztalhatunk 1996 és 1998 között a B- és az RTAmutatóknál, amelyek azt jelzk, hogy a komparatív előnyök szerkezete megváltozott az dőszak végére, noha ezt a másk két mutató nem erősít meg egyértelműen. 2. tábla Index Az RCA-ndexek között korrelácós együttható 1992 és 1993 1998 között 1993. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. Bázsév év és a bázsév között korrelácó B 1992 0,82 0,74 0,76 0,84 0,65 0,32 RTA 1992 0,82 0,19 0,79 0,83 0,63 0,33 lnrxa 1992 0,86 0,78 0,76 0,75 0,70 0,63 RC 1992 0,87 0,85 0,74 0,73 0,70 0,70 Megjegyzés: saját számítás SITC-rendszerben, négy számjegyű bontásban. Másrészt az RCA-ndexek stabltását, Hnloopen és van Marrewjk (2001) módszerét alkalmazva elemezhetjük a B-ndex eloszlásának vzsgálatával. A 3. tábla háromfajta nformácót közöl a B-ndex eloszlásáról a magyar mezőgazdaság 1992 és 1998 között komparatív előnyet lletően. Először: a percentls pontok, P-z azt mutatják, ahol z értéke 5 és 95 között mozog. Ez részletes nformácóval szolgál a B-ndex kumulatív eloszlásáról. Például, 1992-ben a P-25 pont értéke 0,27, am azt jelent, hogy a megfgyelések 25 százaléka B-ndexének értéke 1992-ben 0,27 alatt volt. Másodszor: az eloszlás néhány összefoglaló statsztka mérőszámát s bemutatjuk: az átlagot, a maxmumot és a szórást. 1992-ben ezek értéke 2,62, 29,03, lletve 4,59 voltak. Harmadszor: a B-ndex értéket B-z s láthatjuk, ahol z egy és nyolc között található. Például, a B-4 pont 1992-ben 0,82 volt, am azt jelent, hogy a megfgyelések 82 százalékának B-ndexe 4 alatt volt, következésképpen 18 százalékuk 4 fölött volt. A vzsgált dőszakban a medán mnden évben ksebb volt, mnt az átlag, am arra utal, hogy a B-ndex eloszlása jobbra elnyúló. Ez felvet a B-ndex értelmezésének az aszmmetrából fakadó azon problémáját, amelyet korábban már érntettünk: azaz az adott termékcsoport relatív súlyát túlbecsüljük, ha a B-ndex nagyobb, mnt egy, azokhoz a jószágcsoportokhoz vszonyítva, amelyeknél a B-ndex értéke ksebb, mnt egy (De Benedcts Tamber; 2001). A 3. táblában az eloszlás sznte mnden mérőszáma azt mutatja, hogy a B-ndex alakjának eloszlása jelentősen megváltozott a vzsgált dőszakban. Az egyes cellák értéke jórészt folyamatosan csökkentek. Míg 1992-ben a megfgyelések 50 százalékának B-ndexe 0,95 alatt volt, addg 1998-ban csak 0,34 volt, azaz az eloszlás balra tolódott. Az átlag jelentősen csökkent 1993 után, míg a maxmum és a szórás értéke ngadozott, lefelé tartó trendet mutatva. Az egynél ksebb B-értékek aránya (ahol komparatív hátrányt fgyelhe-
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 321 tünk meg) az összes megfgyelésben 44 százalékról 56 százalékra emelkedett. Hasonlóan, a kettőnél ksebb B-ndexek részesedése s jelentősen, 64-ről 82 százalékra növekedett. Ez az emelkedő tendenca a kettőnél nagyobb B-ndexek esetében már nem olyan erős. 3. tábla Megnevezés A B-ndex emprkus eloszlása 1992. 1993. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. évben P-5 0,00 0,00 0,00 0,00 0,01 0,00 0,00 P-10 0,01 0,01 0,01 0,02 0,01 0,01 0,00 P-25 0,27 0,14 0,21 0,14 0,07 0,08 0,08 P-50 0,95 0,92 0,84 0,68 0,70 0,43 0,34 P-75 2,60 2,90 2,46 2,15 1,94 1,16 1,03 P-90 5,52 6,07 4,00 4,07 4,68 3,04 2,74 P-95 9,20 11,00 11,06 8,34 8,22 4,84 4,24 Átlag 2,62 2,80 2,07 1,85 1,97 1,14 1,05 Maxmum 29,03 32,63 12,65 12,66 17,69 9,14 7,99 Szórás 4,59 5,16 3,03 2,71 3,28 1,76 1,55 B<1 0,44 0,51 0,49 0,51 0,44 0,49 0,56 B<2 0,64 0,65 0,64 0,73 0,75 0,82 0,82 B<4 0,82 0,78 0,87 0,85 0,84 0,91 0,93 B<8 0,93 0,91 0,93 0,93 0,95 0,98 1,00 Megjegyzés: saját számítás SITC-rendszerben, három számjegyű bontásban. Annak érdekében, hogy értékeln tudjuk a jelzett változások statsztka szgnfkancáját, kétoldalú Wlcoxon-féle rangösszegpróbát hajtottunk végre. A nullhpotézs az volt, hogy nncs eltérés a bázsév (1992) és a rá következő évek (1993 1998) B- ndexenek eloszlása között. Eredményenk azt mutatták, hogy öt százalékos konfdencasznten elvethetjük azt a hpotézst, hogy a B ndexek eloszlása változatlan maradt. Összegezve, eredményenk azt mutatják, hogy a korrelácós együtthatókon alapuló elemzéssel szemben a B-ndex eloszlása megváltozott. 2. ábra. A B-ndexek Kernel sűrűségfüggvénye 1992-ben és 1998-ban 0,6 0,4 1998 0,2 0 1992 1 2,62 10 20 30 B
322 A B-ndexek eloszlásának alakját grafkusan Kernel sűrűségfüggvénnyel s elemezhetjük (Brasl Epfan Helg; 2000). A 2. ábra a B-ndexek Kernel sűrűségfüggvényét mutatja vzsgálatunk kezdő (1992), lletve záró (1998) dőpontjában. Az ábrán a görbék alakja aszmmetrkus, jobbra elnyúló mndkét évben, ahogy ezt várhattuk az eloszlás különböző mutató alapján. Érdemes ezen a ponton megjegyezn, hogy Hnloopen és van Marrewjk (2001) várakozásaval szemben a B-ndex eloszlása esetünkben nem monoton csökkenő. A Kernel sűrűségfüggvény görbéje 1992 és 1998 között felfelé tolódott, a B-ndexek eloszlásának a hegye magasabb lett és meredekebbé vált. A B-ndexek értékének a többsége közelebb került az eloszlás móduszához és egymáshoz s. A 2. ábrán az s megfgyelhető, hogy az egynél ksebb termékek aránya jelentősen növekedett, azaz Magyarország számos árucsoport esetében elveszítette komparatív előnyet. Ugyanakkor a görbe nem mozdult el jobbra, am azt jelz, hogy a specalzácó nem növekedett a vzsgált peródusban. Dalum, Laursen és Vllumsen (1998) javaslatát követve regresszós elemzést alkalmazhatunk annak vzsgálatára, hogy a B-ndex szntje mennyre és hogyan változott. A szerzők az RSCA-mutatót (/7/ egyenlet) használták, hogy elkerüljék a B-ndex eloszlásának ferdeségéből származó problémákat. Ennek megfelelően a következő regresszót becsülték: RSCA t2 j t1 j = α + β RSCA + ε j, /9/ ahol t1 és t2 a kezdő és a végső évet jelölk. A függő változót, RSCA-t t2 dőpontban szektorban j országban tesztelték a független változóval, amelyből RSCA t1 a megelőző év, α és β a standard lneárs regresszó paramétere és ε a maradéktag. A regresszó mögött meghúzódó megfontolás az, hogy ha β=1, akkor az RSCA-ndex eloszlásának t1 és t2 dőszak között változatlanságát mutatja. Ha β >1, akkor az adott ország még jobban azon termékek gyártására szakosodk, amelyekre már korábban s specalzálódott, lletve egyre kevésbé azokra a termékekre, amelyekre korábban nem. Más szavakkal, az adott ország már meglévő specalzácója tovább erősödött. Ha 0<β<1, ez azt jelent, hogy azon a termékcsoportok, amelyek a kezdetben alacsony vagy negatív RSCA-ndexekkel voltak jellemezhetők, értéke dőközben növekedett, míg a magas és poztív RSCA-ndexekkel rendelkező termékcsoportok értéke csökkent. Specáls esetben, ha β<0, ez arra utal, hogy az ndex előjele megváltozott. Dalum, Laursen és Vllumsen (1998) rámutattak arra, hogy β>1 nem szükséges feltétele az általános specalzácó növekedésének. Ezért a szerzők Cantwell (1989) munkáját követve, úgy érvelnek, hogy megmutatható: σ t2 / σ t1 = β 2 2 2 2 / r, ezért t2 t1 σ / σ = β / r, /10/ ahol r a korrelácós koeffcens a regresszós egyenletből és σ 2 a függő változó varancája. A /10/ egyenletből az következk, hogy adott eloszlás szerkezete változatlan marad, ha β=r. Ha β>r, akkor a specalzácó foka növekszk, míg ha β<r akkor a specalzácó foka csökken. A 4. tábla azt mutatja, hogy a β értékek jelentősen eltérnek nullától, lletve poztívak. Ez arra utal, hogy elvethetjük a kereskedelem szerkezete rányának megfordulásáról szóló hpotézst. A β/r értékek azt mutatják, hogy a megnylvánuló komparatív előnyök szerkezete
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 323 konvergált. A β/r arányok azonban közel vannak egyhez, am azt jelz, hogy a B-ndex eloszlása nem változott meg alapvetően. Más szavakkal, a regresszós elemzés megerősít korább, korrelácós együtthatókon alapuló eredményenket, mszernt az EU-val folytatott magyar agrárkereskedelem szerkezete nem változott meg jelentősen a vzsgált dőszakban. Ez az eredmény azonban ellentmond a B-ndex eloszlásának vzsgálatán alapuló következtetésnek, mszernt a kereskedelem specalzácója jelentősen megváltozott. Az eltérő eredmények az alkalmazott módszerek különbözőségere vezethetők vssza. A B-ndex stabltása 1998 és 1992 között Év α β r β/r J B* 1992-0,303 0,709 0,791 0,896 27,589 1993-0,276 0,705 0,816 0,864 55,468 1994-0,244 0,779 0,866 0,899 24,231 1995-0,213 0,898 0,918 0,935 3,618 1996-0,187 0,786 0,893 0,880 46,384 1997-0,049 0,908 0,910 0,998 77,240 4. tábla * Jarque Bera-teszt: χ 2 2,5%= 5,99. Megjegyzés: saját számítás SITC-rendszerben, három számjegyű bontásban. Végezetül, a Dalum, Laursen és Vllumsen (1998), valamnt Laursen (1998) által javasolt normalzácós eljárás eredet szándéka ellenére a Jarque Bera-teszt azt mutatja, hogy a hbatag normaltására vonatkozó hpotézst a hat regresszóból öt esetben elvethetjük. A másodk típusú stabltást kétféle módon s megvzsgálhatjuk. Az első módszert durva megközelítést Hoekman és Djankov (1997) fejlesztette k. Ez a módszer azoknak a termékeknek a relatív súlyát mér, amelyeknek megnylvánuló komparatív előnye (RCA) volt egy t dőszakban, de megnylvánuló komparatív hátránya (RDA) volt t+1 dőszakban, lletve fordítva. 5. tábla Index A magyar agrárexport szerkezetének változása 1992 és 1998 között A termékcsoportok aránya teljes exportban ahol: RCA 92 és RDA 98 RDA 92 és RCA 98 1992-ben 1998-ban 1992-ben 1998-ban B 8,4 1,4 2,6 2,7 RTA 5,1 1,8 7,0 1,3 lnrxa 8,4 1,4 2,6 2,7 RC 5,1 1,8 7,0 1,3 Megjegyzés: saját számítás SITC-rendszerben, négy számjegyű bontásban. A számításokat négy számjegy mélységg mndegyk RCA-ndex esetében elvégeztük. Az 5. tábla azt mutatja, hogy azoknak a termékeknek az aránya az EU-ba szállított
324 magyar mezőgazdaság exportban, amelyeknek megnylvánuló komparatív hátránya volt a bázsdőszakban, majd komparatív előnye lett 1998-ra, lletve fordítva, 12 százalék alatt van. Érdemes megjegyezn, hogy azoknak a termékeknek az aránya, amelyeknek megnylvánuló komparatív előnye (hátránya) megváltoztak, csökkentek a vzsgált dőszakban. A korrelácós és a regresszós elemzéshez hasonlóan ez arra utal, hogy hazánk megnylvánuló komparatív előnye nem változtak jelentősen a klencvenes évek folyamán. A másodk módszert Proudman és Reddng (2000) javasolta először az emprkus munkákban, majd Brasl, Epfan és Helg (2000), valamnt Hnloopen és van Marrewjk (2001) alkalmazták. Lényege, hogy átmenet-valószínűség mátrxokat alkalmaznak a B- ndex tartósságának és mobltásának meghatározására. Hnloopen és van Marrewjk munkáját követve négy csoportba oszthatjuk a B-ndexeket, amelyek könnyen értelmezhetők: a osztály: 0<B 1, b osztály: 1<B 2, c osztály: 2<B 4, d osztály: 4<B. Az a osztályba azok a termékek tartoznak, amelyeknél nncs komparatív előny. A másk három osztály b, c és d a komparatív előnyökkel rendelkező termékeket mutatja, megközelítően a következő csoportosításban: gyenge komparatív előny (b osztály), közepes komparatív előny (c osztály) és erős komparatív előny (d osztály). Az általunk becsült átmenet-valószínűség mátrx egy hétéves peróduson alapul, és a valószínűségeket hasonlítja össze közvetlenül azaz egyk állapotból a máskba való kerülés relatív gyakorságát a kezdő év (1992) és a záró év (1998) között. A 6. táblában a kezdő eloszlás azt mutatja, mlyen volt a B-ndexek eloszlása az egyes osztályközökben 1992-ben, míg a végső eloszlás ugyanezt jelz a vzsgált dőszak végére, 1998-ra. A határeloszlás azt mutatja, m történne, ha a vzsgált dőszakban megfgyelhető változások a B-ndex eloszlásában meghatározatlan deg tartanának. A határeloszlást azonban nem szabad a jövőre vonatkozó előrejelzésként értelmezn, hanem csupán az dősorban bekövetkező mozgások jeleként. A B-ndex átmenet-valószínűség mátrxa 1992 1998 a b c d 6. tábla a 0,92 0,04 0,04 0,00 b 0,75 0,25 0,00 0,00 c 0,50 0,30 0,10 0,10 d 0,10 0,20 0,40 0,30 Kezdő eloszlás 0,49 0,15 0,18 0,18 Végső eloszlás 0,67 0,15 0,11 0,07 Határeloszlás 0,89 0,06 0,04 0,01 Megjegyzés: saját számítás SITC-rendszerben, három számjegyű bontásban.
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 325 A 6. táblában az átlóban levő elemek azt mutatják, hogy az egynél ksebb B-ndexű megfgyelések meglehetősen mmoblak voltak 1992 és 1998 között. Más szavakkal, ha egy terméknek komparatív hátránya volt a vzsgált dőszak elején, akkor az többékevésbé megmaradt az dőszak végére. A közepes és a magasabb értékű ndexek azonban jelentős változást mutatnak. Nulla annak a valószínűsége, hogy egy termék az a osztályból a d osztályba, lletve a b osztályból a c vagy a d osztályba kerüljön. Annak a valószínűsége, hogy a komparatív előnyből komparatív hátrány váljék magas a közepes osztályokban b és c esetében (75 és 50 százalék), míg vszonylag alacsony a d osztályban levő termékek számára. A határeloszlás a komparatív előnyökben a kezdő és a záró év között tapasztalható romló trend folytatását mutatja. Összefoglalva, a kereskedelem alakulását különféle módszerekkel vzsgálva két megállapítást tehetünk. Egyrészt, az RCA-ndexek eloszlásának stabltását egyk dőszakról a máskra vzsgálva nem fogalmazhatunk meg egyértelmű állítást. Míg a korrelácós együtthatókon és a regresszós elemzésen alapuló megközelítések azt sugallják, hogy a magyar mezőgazdaság megnylvánuló komparatív előnyenek szerkezete nkább stabl maradt, addg a B-ndex eloszlásának vzsgálata arra utal, hogy a haza agrárkereskedelem specalzácója lényegesen megváltozott a vzsgált dőszak alatt. Másrészt, a Hoekman és Djankov (1997) által javasolt durva teszt arra utal, hogy a vzsgált dőszakban az RCAndexek értéke nem változtak meg jelentős mértékben. A Markov-mátrxok alkalmazása tovább árnyalja a képet, mszernt a komparatív előnyök értéke nkább konvergáltak egymáshoz. Ez egyébként összhangban van a regresszós elemzés eredményevel. Érdemes hangsúlyozn, ahogy a korábban említett, konzsztenca-teszteket s alkalmazó tanulmányok eredménye arra utalnak, hogy a B-ndexek önmagukban nkább csak bnárs, mnt ordnáls vagy kardnáls mérceként alkalmazhatók. Következésképpen a B- ndex stabltásának vzsgálatát nkább ebben a szűkebb összefüggésben értelmezhetjük. * E tanulmányban a komparatív előnyök mérésére eddg kdolgozott eljárásokat vzsgáltuk. A leggyakrabban alkalmazott mérőszám a Balassa (1965) által javasolt B-ndex. Noha a B-ndexet számosan bírálták az elmúlt évtzedekben, a korrekcós javaslatok szntén nem mentesek az ellentmondásoktól. Egyrészt: mnden ndexnek, amely ex post kereskedelem adatokon alapul, szembe kell nézn azzal a problémával, hogy mlyen kapcsolata van a hpotetkus autarkában létező relatív árvszonyokkal. Másrészt: eddg csak korlátozott számú vzsgálat kísérelte meg felderíten, hogy mlyen kapcsolat van a komparatív előnyök ndexe és a kereskedelemtorzító ntézkedések hatása között. Harmadrészt: továbbra s megoldatlan az RCA-ndexek kapcsolata a kereskedelemelmélethez. Más szavakkal, egyk ndexnek sncs megfelelő elmélet megalapozottsága. Az elmúlt években megnőtt az érdeklődés a kereskedelem változásanak jobb megértése ránt. Ebben az összefüggésben az RCA-ndexek vzsgálatára számos statsztka módszert használtak. A B-ndex korrekcójára javasolt eljárások, mközben számos hányosságot megoldanak, újabb problémákat hoznak napvlágra. A B-ndexek eloszlásának statsztka vzsgálata az eddg korlátozott eredmények szernt továbbra s érdekes nformácókkal szolgálhat egy ország komparatív előnyenek állapotáról és változásáról. Végezetül, megfontolandó, hogy az emprkus kereskedelemelemzésben egyszerre több RCA-ndexet s használjunk a komparatív előnyök vzsgálatára. Ebben az esetben
326 azonban a szükséges konzsztencatesztek elvégzése elengedhetetlen. Hasonlóan, az eddgeknél szélesebb körben szükséges a Hllman-feltételt alkalmazn az emprkus vzsgálatokban. IRODALOM BALASSA, B. (1965): Trade lberalzaton and revealed comparatve advantage. The Manchester School, 33. évf. 1. sz. 99 123. old. BALLANCE, R. H. FORSTNER, H. MURRAY, T. (1985): On measurng comparatve advantage: A note on Bowen s ndces. Weltwrtschaftlches Archv, 121. évf. 2. sz. 346 350. old. BALLANCE, R. H. FORSTNER, H. MURRAY, T. (1986): More on measurng comparatve advantage: A reply. Weltwrtschaftlches Archv, 122. évf. 2. sz. 374 378. old. BALLANCE, R. H. FORSTNER, H. MURRAY, T. (1987): Consstency tests of alternatve measures of comparatve advantage. Revew of Economcs and Statstcs, 69. évf. 2. sz. 157 161. old. BOWDEN, R. J. (1987): A feldolgozópar külkereskedelem emprkus vzsgálatának fogalm alapja: egy konstruktív krtka. In: Salgó I. Szegvár I. Török Á. (szerk. és ford.). Külkereskedelem és gazdaság fejlődés. Válogatott tanulmányok, Közgazdaság és Jog Könyvkadó, Budapest. 191 226. old. BOWEN, H. P. (1983): On the theoretcal nterpretaton of ndces of trade ntensty and revealed comparatve advantage. Weltwrtschaftlches Archv, 119. évf. 3. sz. 464 472. old. BOWEN, H. P. (1985): On measurng comparatve advantage: A reply and extenson. Weltwrtschaftlches Archv, 121. évf. 2. sz. 351 354. old. BOWEN, H. P. (1986): On measurng comparatve advantage: Further comments. Weltwrtschaftlches Archv, 122. évf. 2. sz. 379 381. old. BRASILI, A. EPIFANI, P. HELG, R. (2000): On the dynamcs of trade patterns. De Economst, 148. évf. 2. sz. 233 257. old. CANTWELL, J. (1989): Technologcal nnovaton and multnatonal corporatons. Blackwell. Oxford. DALUM, B. LAURSEN, K. VILLUMSEN, G. (1998): Structural change n OECD export specalsaton patterns: de-specalsaton and stckness. Internatonal Revew of Appled Economcs, 12. évf. 3. sz. 423 443. old. DAVIS, R. D. (1997). Crtcal evdence on comparatve advantage? North-North trade n a multlateral world. Journal of Poltcal Economy, 105. évf. 5. sz. 1051 1060. old. DE BENEDICTIS, L. TAMBERI, M. (2001): A note on the Balassa ndex of revealed comparatve advantage. Kézrat. DEARDOFF, A. V. (1980): The general valdty of the law of comparatve advantage. Journal of Poltcal Economy, 88. évf. 5. sz. 941 957. old. EITELJÖRGE, U. HARTMANN, M. (1999): Central-Eastern Europe food chans compettveness. In: The European agro-food system and the challenge of global competton. ISMEA. Rome. FERTŐ I. HUBBARD, L. J. (2001): Versenyképesség és komparatív előnyök a magyar mezőgazdaságban. Közgazdaság Szemle, 48. évf. 1. sz. 31 43. old. FERTŐ I. HUBBARD, L. J. (2002): Megnylvánuló komparatív előnyök és versenyképesség a magyar élelmszer-gazdaságban. Külgazdaság, 46. évf. 9.sz. 46 58. old. GREENAWAY, D. MILNER, C. (1993): Trade and ndustral polcy n developng countres: a manual of polcy analyss. Macmllan. Basnsgstoke. HALPERN L. (1994): Comparatve advantage and lkely trade patterns of CEECs. In: R. Fan-Portes, R. (szerk.): EU trade wth Eastern Europe: Adjustment and opportuntes. London. CEPR. 61 85. old. HILLMAN, A. L. (1980): Observaton on the relaton between revealed comparatve advantage and comparatve advantage as ndcated by pre-trade relatve prces. Weltwrtschaftlches Archv, 116. évf. 2. sz. 315 321. old. HINLOOPEN, J. VAN MARREWIJK, C. (2001): On the emprcal dstrbuton of the Balassa ndex. Weltwrtschaftlches Archv, 137. évf. 1. sz. 1 35. old. HOEKMAN, B. DJANKOV, S. (1997): Determnants of the export structure of countres n Central and Eastern Europe. World Bank Economc Revew, 11. évf. 3. sz. 471 487. old. KUNIMOTO, K. (1977): Typology of trade ntensty ndces. Htotsubash Journal of Economcs, 11. évf. 1. sz. 15-32. old. LAFAY, J. (1992): The measurement of revealed comparatve advantages. In: Dagenas, M. G. Monet, P. A. (szerk.): Internatonal trade modellng. Chapman and Hall, London. 209 234. old. LAURSEN, K. (1998): Revealed comparatve advantage and the alternatves as measures of nternatonal specalsaton. DRUID Workng Paper No. 98 30. old. Aalborg Unversty. MARCHESE, S. DE SIMONE, F. N. (1989): Monotoncty of ndces of revealed comparatve advantage: Emprcal evdence on Hllman s condton. Weltwrtschaftlches Archv, 125. évf. 1. sz. 158 167. old. OLPER, A. (2001): Determnants of agrcultural protecton: The role of democracy and nstutonal settng. Journal of Agrcultural Economcs, 52. évf. 2. sz. 75 91. old. PETERSON, E. W. F. VALLURU, S. R. K. (2000): Agrcultural comparatve advantage and government polcy nterventons. Journal of Agrcultural Economcs, 51. évf. 3. sz. 371 387. old. PROUDMAN, J. REDDING, S. (2000): Evolvng patterns of nternatonal trade. Revew of Internatonal Economcs, 8. évf. 3. sz. 373 396. old. RICHARDSON, J. D. ZHANG, C. (1999): Revealng comparatve advantage: Chaotc or coherent patterns across tme and sector and U.S. tradng partner. NBER Workng Paper No. 7212 The Uruguay round: A prelmnary evaluaton of the mpacts of agreement on agrculture n the OECD countres (1995). OECD. Pars.
A KOMPARATÍV ELŐNYÖK MÉRÉSE 327 TÖRÖK Á. (1996): A versenyképesség-elemzés egyes módszertan kérdése. Versenyben a vlággal, Műhelytanulmányok 8. Budapest Közgazdaságtudomány és Államgazgatás Egyetem. Budapest. TYERS, R. ANDERSON, K. (1988): Lberalsng OECD agrcultural polces n the Uruguay round: Effects on trade and welfare. Journal of Agrcultural Economcs, 39. évf. 2. sz. 197 216. old. TYERS, R. ANDERSON, K. (1992): Dsarray n world food markets: A quanttatve assessment. Cambrdge Unversty Press, New York. VAN BASTELAER, T. (1998): The poltcal economy of food prcng: An extended emprcal test of the nterest group approach. Publc Choce, 96. évf. 1. sz. 43 60. old. VOLLRATH, T. L. (1987): Revealed compettve advantage for wheat. Economc Research Servce Staff Report No. AGES861030, Unted States Department of Agrculture, Washngton. D. C. VOLLRATH, T. L. (1989): Compettveness and protecton n world agrculture. Agrcultural Informaton Bulletn No. 567, Economc Research Servce, Unted States Department of Agrculture, Washngton. D. C. VOLLRATH, T. L. DE HUU VO (1990): Agrcultural compettveness n an ndependent world. Agrculture and governments n an ndependent world. Internatonal Assocaton of Agrcultural Economsts Occasonal Paper No. 5. Gower. Hampshre (England) 141 150. old. VOLLRATH, T. L. (1991): A theoretcal evaluaton of alternatve trade ntensty measures of revealed comparatve advantage. Weltwrtschaftlches Archv, 130. évf. 2. sz. 265 279. old. YEATS, A. J. (1985): On the approprate nterpretaton of the revealed comparatve advantage ndex: mplcaton of a methodology based on ndustry sector analyss. Weltwrtschaftlches Archv, 121. évf. 1. sz. 61 73. old. SUMMARY It s a common approach n the emprcal trade lterature to analyse comparatve advantage and trade specalsaton employng varous ndces of revealed comparatve advantage (RCA). The study nvestgates methodologcal ssues relatng to ndces of RCA. Frst, t analyses the theoretcal shortcomngs of RCA ndces. Second, t explores the pros and cons of the RCA ndces n emprcal analyss. Fnally, t shows commonly used strateges n order to nvestgate the dynamcs of RCA.