Fiskális egyensúlytalanság, szegénység és egyenlőtlenség Pakisztánban

Irfan Ullah Naimatullah Baber Fiskális egyensúlytalanság, szegénység és egyenlőtlenség Pakisztánban Összefoglalás: Jelen tanulmány Pakisztán költségvetési egyensúlytalanságát, a szegénység és egyenlőtlenség kérdéskörét vizsgálja. Becsléseink 1981 és 2010 közötti idősoradatokon alapuló ARDL (autoregresszív osztott késleltetésű modell) alkalmazásával készültek. Az empirikus eredmények azt sugallják, hogy a költségvetési hiány hozzájárul a szegénység növekedéséhez és elősegíti az egyenlőtlenségek kialakulását. Ez arra vezethető vissza, hogy a deficit finanszírozása pénzkínálat-növelés, kormányzati hitelfelvétel és közvetett adók útján történik, ami a szegényebb rétegek vásárlóerejét csökkenti és még mélyebb szegénységbe taszítja őket. A kormányzati kiadások túlnyomó részének allokációja helytelen, a pénzek nem a megfelelő helyre kerülnek a korrupció és a gyenge intézményrendszer miatt; következésképpen a pénz a kiválasztott keveseknél akkumulálódik, ezáltal a szakadék a szegények és a jómódúak között tovább szélesedik és egyenlőtlenséget generál. Kulcsszavak: fiskális egyensúlytalanság, szegénység, egyenlőtlenség JEL-kód: H5, E62, D31, I32 Levelezési e-cím: rfanecon@gmail.com niamatullahbabar@gmail.com PPakisztán gazdaságát az elmúlt két évtized során jelentős fiskális egyensúlytalanság jellemezte, amelynek fő okaként a nem megfelelő pénzügyi források felhasználását, a nagy beruházási projekteket és a hazai megtakarítások alacsony szintjét említhetjük. A költségvetési hiány az elsődleges oka a makroökonómiai instabilitás, a nem fenntartható adósságteher, a magas infláció, a magas kamatok és a magas adókulcsok kialakulásának, amelyek tovább mélyítik a szegénységet és az egyenlőtlenséget. A szegénység és az egyensúlytalanság kialakulásáért a költségvetési hiányt tehetjük felelőssé a következő szempontok alapján. Először is a fiskális egyensúlytalanság gyakran vezet hibás monetáris politikához, amikor a kormányzat a deficitet a pénzkínálat növelésével próbálja orvosolni (Chaudhary Ahmad, 1995; Serban Altar, 2002; Fujiki, 2001; Serfraz Anwar, 2009; Keith, 2005; Tiwari Tiwari 2001; Catao Terrones, 2003). A pénznyomtatás csökkenti a forgalomban levő pénz értékét, inflációt generál, amely a gyengébb gazdasági teljesítmény, strukturális instabilitás, az emberek és különösen a már eleve a szegénységi küszöb alatt élők még mélyebb szegénységbe taszítása révén csökkenti a tömegek fogyasztási határhajlandóságát (MPC). Másodszor, ha a deficit finanszírozása kormányzati hitelfelvétel útján történik, a kormány több forrásból vehet fel hitelt: központi bank, hazai kereskedelmi bankok, hazai nempénzügyi szektor és külső források (Fan, 2007; Hameed et al., 2008; Agha Khan, 2006; Holloway, 1988). Amennyiben a bankbetéteket a magánszektor helyett a központi deficit finanszírozására használják, a kiszorító hatás 84 Pénzügyi Szemle 2014/1

révén a gazdaságban csökken a magánberuházások aránya, növekszik a kamatszint és lassul a gazdasági növekedés. A fiskális deficit hitelből történő hosszú távú finanszírozása azonban jelentős terhet ró a társadalomra, mivel az adósság a jövőben felhalmozódik, a magas adókulcsok a hétköznapi emberek fogyasztását sújtják, és végül a szegénységet átörökítjük a jövendő generációkra. Harmadszor a deficit finanszírozásához szükséges a kormányzati bevételek fő forrását jelentő, széles rétegeket sújtó, mindenki által fizetett közvetett adók magas aránya. Noha némileg nőtt a közvetlen adók aránya, a közvetett adók aránya továbbra is nagyon magas. A pakisztáni emberek jövedelmének jelentős részét ezen adók viszik el. Az adó különösen a közvetett adóformák csökkentik az alacsonyabb bérből élők vásárlóerejét, és ezáltal csökkentik az életszínvonalat. Pakisztánnak súlyos társadalmi problémákkal kell megküzdenie a terrorizmus, a bizonytalan politikai környezet, az etnikai és vallási ellentétek tovább nehezítik a gazdasági helyzetet. Ezek mellett a mindent átszövő korrupció, amely a gyenge közintézményrendszer és torz gazdaságpolitika eredménye, súlyosan rányomja bélyegét a társadalom és gazdaság működésére (George Gupta, 2000). A korrupció következtében a források elosztása helytelen, a pénz kevesek kezében összpontosul, a jómódúak és szegények közötti szakadék tovább szélesedik, az egyenlőtlenség fokozódik. Számos tanulmány (Mauro, 1995; Knack Keefer, 1995; Knack, 1996; Keefer Knack, 1997; Mo, 2001; Pellegrini Gerlagh, 2004) foglalkozott a korrupció bizonyos gazdasági változókra, például a növekedésre és jövedelemre gyakorolt hatásával. Jelen tanulmány célja a fiskális egyensúlytalanság és szegénység, illetve egyenlőtlenség közötti korreláció kimutatása a pakisztáni gazdaságban. A közgazdaságtan mint más szociológia tudomány szintén foglalkozik a szegénység kérdésével, de a szegénységgel és egyenlőtlenséggel elsősorban mint gazdasági problémával kell foglalkoznunk és csak ezután, mint politikai és társadalmi problémával. Fiskális és monetáris politika és elszegényedés Pakisztánban Pakisztán gazdaságának történetében a monetáris és fiskális politika között mindig is szoros kapcsolat volt, egyfajta komplementer státusz alakult ki. Pakisztánban a fiskális rendszert az alacsony adóalap és igazságtalan adóztatási gyakorlat jellemzi, amely a kiadási oldalon strukturális merevséggel párosul (Sherani, 2006), ezért Pakisztán gazdaságát mindig deficites költségvetés jellemezte. A 2003-ban és azután megfigyelhető robosztus GDP-növekedés ellenére az adók GDP-hez viszonyított aránya folyamatosan csökkent. A befolyó adók zöme az ipari termelésből származik, és a GDP ágazati bontása alapján a bevételek 63 százalékát az ipar adja. Az ágazatok arányát a GDP-n és adókon belül az 1. táblázat mutatja. Ágazati arányok a GDP-ben és az adóbevételekben, % 1. táblázat GDP-részarány Adóbevételi részarány Mezőgazdaság 47,6 1 Ipar 26,4 63 Szolgáltatások 52,4 26 Forrás: Pénzügyminisztérium Pakisztáni gazdasági felmérés, 2010 Pénzügyi Szemle 2014/1 85

A mezőgazdaság, amely a GDP-hez való hozzájárulása alapján a második legnagyobb szektor, az adóbevételek mindössze 1 százalékát adja, míg a GDP-hez 52,4 százalékban hozzájáruló szolgáltatási szektor az adóbevételek 26 százalékát. A mezőgazdaság periférikus szerepe, figyelmen kívül hagyása fontos tényező a kormányzati gazdálkodás egyensúlytalanságának fenntartásában. Az alacsony adóalap elsősorban az indirekt, közvetett adóktól függ, amelyek 1993-ban az összes adóbevétel 76 százalékát adták ez az arány azóta fokozatosan csökkent, és 2010-re 60,4 százalékon állt. Ezzel szemben a közvetlen adók aránya az 1990-es évekbeli 15 százalékról 2010-re 39,1 százalékra emelkedett. Pakisztán fiskális politikájára mindvégig jelentős nyomás nehezedik az állandó biztonsági problémák, segélyek stb. miatt, amelyek kihatással voltak a rendkívüli kiadásokra. A fiskális deficit finanszírozására a kormányzat jelentős hiteleket vett fel mind belső, mind külső forrásból, és jelentős összegeket költött kamatfizetésre. A deficit emelkedő trendet mutat, legmagasabb 7,3 százalékos szintjét 2007-ben érte el. A 2. táblázat foglalja össze a deficit, bevételek, kiadások és a GDP alakulását az egyes időszakokban. Fiskális mutatók a GDP arányában, % A deficit alakulásában egyfajta dinamika figyelhető meg. A legmagasabb, GDP arányában mért 8,8 százalékos szintet 1991-ben érte el, a második legmagasabb szint 7,3 százalék volt 2008-ban és a harmadik legmagasabb szint, 6,6 százalék 2001-ben. Az egyes csúcsok után a deficit visszaesik, majd újra emelkedni kezd, azaz dinamikusan változik, és ez a mozgás a GDP-növekedésben és az összbevételek terén is megfigyelhető. A monetáris politika fontos szerepet játszik, és tény, hogy hagyományosan fiskális dominancia figyelhető meg az éves hitelfelvételi terv összeállításában, ahol a kormányzati büdzsé hiteligénye elsőbbséget élvez a gazdaság többi részével szemben (Sherani, 2006). A monetáris politika két jól elkülönülő 1990 előtti és 1990 utáni szakaszra bontható. A Pakisztáni Központi Bank (SBP) felelős a pakisztáni monetáris politikáért, és különböző eszközöket és instrumentumokat használnak közvetett és közvetlen mechanizmusokon keresztül. A közvetlen eszközök inkább az 1990 előtti szakaszban voltak jellemzők, az indirekt eszközök inkább 1990 után. A közvetlen befolyásolás esetén az SBP a pénzkínálatot a gazdaságban a tartalékráta vagy hitelplafonok, 2. táblázat Év Reál-GDP növekedés Összesített költségvetési hiány Kiadások Összesen Folyó Fejlesztések Összes bevétel Bevételek Adó Nem adójellegű 1990 1991 5,4 8,8 25,7 19,3 6,4 16,9 12,7 4,2 1994 1995 5,1 5,6 22,9 18,5 4,4 17,3 13,8 3,5 2000 2001 0,4 6,6 19,2 15,5 3,6 14,0 9,1 4,9 2005 2006 5,8 4,2 18,7 14,4 4,3 14,2 10,4 3,8 2006 2007 5,5 4,1 19,5 14,9 4,7 14,0 9,6 4,4 2007 2008 5,0 7,3 21,4 17,4 4,2 14,1 9,9 4,2 2008 2009 0,4 5,2 19,2 15,5 3,6 14,0 9,1 4,9 2009 2010 2,6 6,2 20,2 16,7 3,5 14,0 10,1 3,9 86 Pénzügyi Szemle 2014/1

illetve a hitel-betét arány módosításával szabályozza. Azonban az SBP monetáris politikája az 1990-es évek közepétől nem bizonyult hatékonynak, mivel a kormányzat az eredeti hiteltervcéloktól a büdzsé hitelfelvételei során jelentősen eltért (Sherani, 2006). Az M2 növekedésre vonatkozó hiteltervcélokat folyamatosan emelték. A monetáris politika elsősorban a kormány által meghatározott növekedési és inflációs célok szolgálatában áll a monetáris aggregátumoknak és tartalékoknak megfelelően. A monetáris politika céljait elsősorban az 1956. évi SBP-törvény szellemében állították össze (Qayyum Malik, 2011). Megfigyelhető, hogy a lassúbb növekedés időszakában a monetáris politika szigorúbb, míg a bővülés időszakában a monetáris politika lazább. A szegénységi szint az 1990-es évek során folyamatosan nőtt, az 1992-es 26,8 százalékról 1999-re már elérte a 30,6 százalékot, elsősorban a vidéki szegénység bővülése és a városi szegénység csökkenése miatt. Az általános szegénység növekedése a 2000/2001-es időszakban is folytatódott, de ezúttal a vidéki és városi régiókat egyaránt érintette (Arif Farooq, 2011). A szegénység növekedéséért számos tényező tehető felelőssé, többek közt a gazdasági instabilitás, a központi költségvetés és a folyó fizetési mérleg folyamatos hiánya. A szegénységet jelentősen befolyásoló, külföldről érkező átutalások összege is folyamatosan csökkent az 1990-es évek óta. Ökonometriai módszertan A fiskális egyensúlytalanság szegénységre gyakorolt hatását autoregresszív osztott késleltetésű modell (ARDL) segítségével vizsgáltuk különböző változók mentén. A Pesaran és Shin (1995, 1999), valamint a Pesaran et al. (2001) tanulmányaiban bemutatott ARDL-technika szignifikánsan becsli a hosszú és rövid távú paramétereket az integrációs sorrendtől függetlenül, szemben más megközelítésekkel például Johans (1991, 1995), Engel és Granger (1980) ahol az integrációs sorrend fontos. A hagyományos módszerekkel szemben az ARDL előnyösebb, különösen, mivel képes a rövid és véges adatsorok értékelésére. Ökonometriai modellünkben a szegénység (Pov) mint függő változó, az egy főre eső GNP, a költségvetési hiány (FD), a Gini együttható (Gini) és a közvetett adók (Tax) mint magyarázó változók szerepelnek. Az autoregresszív osztott késleltetésű modell a következők szerint áll össze: p ΔlnPov=α+ ΔβlnGNP t + ΔλlnFD t + r ΔψlnGini t + ΔωlnTax t s δlnpov t 1 +γlngnp t 1 +ϕlnfd t 1 +ΩlnTax t 1 +U t (1) ahol β, λ, ψ, ω a rövid távú rugalmasságokat, míg δ, γ, η, ϕ és Ω a hosszú távú becsléseket mutatja; az ARDL-modell becsléséhez háromlépéses megközelítést alkalmazunk. Az első lépésben megbecsüljük az (1) egyenletet, a második lépésben a hosszú távú korreláció meglétét vizsgáljuk a következő nullhipotézis szerint H0: δ = γ = ϕ= η = Ω = 0 (nincs hosszú távú kapcsolat a változók között) H1: δ = γ = ϕ= η = Ω 0 (van hosszú távú kapcsolat a változók között) A hipotézist Wald-próbával és F-próbával teszteljük; amennyiben a nullhipotézist elutasítjuk, továbbléphetünk a harmadik lépésre, a hosszú távú rugalmasság becsléséhez: p lnpov t =α+ βlngnp t 1 + λlnfd t 1 + r s ψlngini t 1 + ΩlnTax t 1 U t i = 0,1,2,3,4 n (3) A 3. számú egyenlet a hosszú távú rugalmasságot mutatja, de tekintve, hogy a hosszú q q Pénzügyi Szemle 2014/1 87

távú egyensúlytól rövid távú eltérések lehetnek, a hibakorrekciós modell (ECM) alkalmazása javasolt. Ennek számítása a következő módon történik: p ΔlnPov t =α+ ΔβlnGNP t 1 + ΔλlnFD t 1 + r s ΔψlnGini t 1 + ΩlnTax t 1 φect t 1 + U t... i =0,1,2,3,4 n (4) Ahol az ECT a hibakorrekciós terminus és az ECT késleltetésértéke az alkalmazkodás sebességét méri; negatív φ azt jelzi, hogy a modell hosszú távú egyensúly felé tart, a pozitív φ azt jelzi, hogy a modell a hosszú távú egyensúlytól távolodik. A változók adatai a Világbank online adatbázisából, a pakisztáni állami statisztikai hivataltól és a Pakisztáni Gazdasági Szemle q különböző számaiból származnak, a vizsgált időszak 1981-től 2010-ig tart. A szegénységet fejenkénti szegénységi arányként számoljuk (a vidéki és városi átlaga), a Gini-együttható arányformában szerepel, a többi változó millióban. Minden adat logaritmikus formába lett konvertálva, hogy a változók linearitását biztosítsuk. Empirikus eredmények Az empirikus becslés Microfit 05-el történik; a késleltetést a Schwarz-féle bayes-i kritériummal választjuk ki a késleltetés meghatározása igen érzékeny lépés, mivel jelentősen befolyásolja a hosszú távú becslés eredményét, ugyanis az (1) egyenletben szereplő késleltetésértékek határozzák meg a hosszú távú rugalmasságot. Az (1) egyenlet becslését követően a következő eredményeket kaptuk (lásd 3. táblázat). 3. táblázat Függő változó: ΔlnPOV Autoregresszív osztott késleltetésű becslések ARDL(0,0,0,0,0) a Schwarz-féle bayes-i kritériumok alapján 28 megfigyelés 1981 2010 között a becsléshez Regresszor Együttható Standard hiba T-érték [Prob] A 2,1366 5,4150 0,39456[,698] ΔlnGNP 0,93865 1,2941 0,72532[,478] ΔlnFD 0,22655 0,21245 1,0664[,300] ΔlnGINI 0,21727 0,28744 0,75588[,459] ΔlnTAX 0,02612 0,11450 0,22819[,822] lnpov( 1) 0,47284 0,21388 2,2108[,040] lngnp( 1) 0,75691 0,25623-2,9540[,008] lnfd( 1) 0,48329 0,24122 2,0035[,060] lngini( 1) 0,46293 0,28289 1,6364[,119] lntax( 1) 0,18069 0,11180 1,6163[,123] R-négyzet.8591; Korrigált R-négyzet.78863 DW-statisztika 2.0556 88 Pénzügyi Szemle 2014/1

A 3. táblázat mutatja az (1) egyenlet eredményeit, a delta (Δ) értékekkel és időkésleltetéses (t 1) becslésekkel együtt, amelyek szerint a delta (Δ) és lag (t 1) a késleltetés értéket becsli, amelyet a Wald-próba és hipotézistesztelésnél tovább alkalmazunk. A hosszú távú kapcsolat meglétének bizonyításához F-próbát végzünk, és az eredményt összevetjük a Peasaron- (2001) értékek alsó és felső szintjével. Az F-próba eredménye 4,5, amely 5 százalékos szignifikanciaszint mellett meghaladja a felső tabulált értéket (3,5) trend és korlátozás nélkül. A Wald-statisztika is bizonyítja a hoszszú távú kapcsolat meglétét az eredmények a 4. táblázatban láthatók. A hosszú távú korreláció igazolását követően következő feladatunk a hosszú távú rugalmasság meghatározása. A hosszú távú becsléseket az 5. táblázat mutatja. A hosszú távú becslések azt mutatják, hogy a GNP kivételével amely erős negatív korrelációt mutat minden magyarázó változó pozitív korrelációt mutat a szegénységgel. A hosszú távú egyensúly nagy időtávot ölel fel, amelynek során valószínű a rövid távú eltérés, ezért a hibakorrekciós (ECM-) modell hasz- 4. táblázat Wald-próba A DPOV ARDL-regressziója alapján: ΔlnGNP ΔlnFD ΔlnGINI ΔlnTAX A lnpov( 1) lngnp( 1) lnfd( 1) lngini( 1) lntax( 1) Az A1 A10 együtthatók a fenti regresszorokhoz tartoznak. A Wald-próbához tartozó korlátozások: a6+a7+a8+a9+a10= 0 Wald-statisztika CHSQ(1) = 1.017650[,419] 5. táblázat Függő változó: POV Autoregresszív osztott késleltetésű becslések ARDL(1,0,0,0,0) a Schwarz-féle bayes-i kritériumok alapján Regresszor Együttható Standard hiba T-érték [Prob] lnpov( 1) 0,62396 0,18585 3,3573[,003] lngnp 0,48353 0,19739 2,4496[,022] lnfd 0,20402 0,16082 1,2686[,217] lngini 0,15673 0,19301 0,81202[,425] lntax 0,073983 0,08691 0,85125[,403] A 1,7966 3,9361 0,45645[,652] R-négyzet.83833; Korrigált R-négyzet.80318; F-stat. F( 5, 23) 23.8528[.000]; DW-statisztika 2.0628 Pénzügyi Szemle 2014/1 89

6. táblázat Függő változó: ΔPOV Az ARDL-modell hibakorrekcióval ARDL(1,0,0,0,0) a Schwarz-féle bayes-i kritériumok alapján Regresszor Együttható Standard hiba T-érték [Prob] ΔlnGNP 0,48353 0,19739 2,4496[,022] ΔlnFD 0,20402 0,16082 1,2686[,217] ΔlnGINI 0,15673 0,19301 0,81202[,425] ΔlnTAX 0,073983 0,086911 0,85125[,403] ΔA 1,7966 3,9361 0,45645[,652] ECT( 1) 0,37604 0,18585 2,0233[,055] R-négyzet.6456; Korrigált R-négyzet.5681 F-stat. F( 5, 23) 1.6548[.186] DW-statisztika 2.0628 nálata javasolt. A 6. táblázat mutatja az ECM eredményeit. ECT a hibakorrekció idejére utal, az alkalmazkodás fokát és sebességét méri. A negatív, szignifikáns ECT az sugallja, hogy a modell a hosszú távú egyensúlyra törekszik. Összességében az eredmények azt sugallják, hogy a költségvetési hiány mind rövid, mind hosszú távon mélyíti a szegénységet, növeli az egyenlőtlenséget, valamint a közvetett adók is emelik a szegénységi szintet, ami egyenlőtlenséghez vezet. Következtetések Jelen tanulmány a költségvetési hiány, szegénység és egyenlőtlenség kérdéskörét vizsgálta Pakisztánban. 1981 és 2010 közötti adatsorok alapján, a szegénységet mint függő változót, és a költségvetési hiányt, az egy főre eső GNP-t, a Gini-együtthatót és a közvetett adókat mint magyarázó változókat használva, az autoregresszív osztott késleltetésű modell (ARDL) segítségével vizsgáltuk az összefüggések meglétét. Az empirikus eredmények azt mutatják, hogy a költségvetési deficit és az általa gerjesztett helytelen erőforrás-elosztás, a korrupció és a gyenge intézményrendszer növeli a szegénységet. A kormányzat bővülő kiadásai nem a megfelelő helyre kerülnek, a finanszírozás pénzkibocsátással, közvetett adóztatással és külső hitelfelvétellel történik. A bővülő pénzkínálat emeli az árszínvonalat, a közvetett adók és felhalmozódó adósságterhek veszélyeztetik a szegényebb rétegek vásárlóerejét és szegénységbe taszítják őket. Összefoglalva: a költségvetési hiány mélyíti a szegénységet és elősegíti az egyenlőtlenségek kialakulását. A költségvetési deficit óriási problémaforrás, amely aláássa a makrogazdasági stabilitást és növekedést. A kormányzat felelőssége megfelelő intézkedéseket tenni a deficit visszaszorítása érdekében, hogy ezáltal megfékezze a szegénység és egyenlőtlenség kialakulását. Úgy kell tekintenie erre, mint az elszegényedés elleni küzdelem fontos lépésére, amely csökkenti a külső forrásoktól való függést és fellendíti a magán- és a versenyszektort. 90 Pénzügyi Szemle 2014/1

Irodalom Arif, G. Mand Farooq, S. (2011): Poverty, Inequality and Unemployment in Pakistan. (Szegénység, egyenlőtlenség és munkanélküliség Pakisztánban.) Iszlám Fejlesztési Bank. 1432H. tanulmány Agha, A. I. Khan, M. S. (2006): An Empirical Analysis of Fiscal Imbalances and Inflation in Pakistan. (Költségvetési egyensúlytalanság és infláció empirikus elemzése Pakisztánban.) Pakisztáni Központi Bank Kutatási közlöny. 2. évf., 2. szám Chaudhary, M. A Ahmad, N. (1995): Money Supply, Deficit and Inflation in Pakistan. (Pénzkínálat, deficit és infláció Pakisztánban.) The Pakistan Development Review. 34. évf., 4. szám, pp 945 956 Catao, L. Terrones, M. E. (2003): Fiscal Deficit and Inflation. (Költségvetési deficit és infláció.) IMF 65. sz. munkadokumentum Growth in Pakistan. (Külső adósság és a gazdasági növekedésre gyakorolt hatása Pakisztánban.) Nemzetközi Pénzügyi és Gazdasági Kutatási Folyóirat, 20. szám Holloway, T. M. (1988): The Relationship between Federal Deficit/Debt and Interest. Rates, (Államadósság/költségvetési hiány és a kamatszint kapcsolata.) American Economist. 32, pp 29 38 Johansen, S. (1991): Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. (Kointegrációs vektorok becslése és hipotézisvizsgálata Gauss-féle vektor autoregresszív modellekben.). Econometrica. 59, pp 1551 1580 Johansen, S. (1995): Likelihood-based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models. (Valószínűségalapú interferencia kointegrált vektor autoregresszív modellekben.) Oxford University Press Engle, R. F. Granger, C. W. J. (1987): Cointegration and Error-Correction: Representation, Estimation and Testing. (Kointegráció és hibakorrekció: reprezentáció, becslés és tesztelés.) Econometrica. 55(2) szám, pp 251 276 Fan, E. X. (2007): Pakistan Public Debt. (Pakisztán államadóssága.) Ázsiai Fejlesztési Bank, előzetes munkadokumentum. 1. sorozat Fujiki, H. (2001): Budget Deficits and Inflation: A Theoretical and Empirical Survey. (Költségvetési deficit és infláció: Egy elméleti és empirikus tanulmány.) Monetáris és gazdasági tanulmányok. 19. szám, 49 87. oldal George T. A. Gupta, S. (2002): Governance, Corruption and Economic Performance. (Kormányzás, korrupció és gazdasági teljesítmény.) Nemzetközi Valutaalap Hameed, A. Ashraf. H. Chaudhry, M. A. (2008): External Debt and its Impact on Economic Keefer, P. Knack, S, (1997): Why Don t Poor Countries Catch Up? A Cross National Test of An Institutional Explanation. (Miért nem zárkóznak fel a szegény országok? Egy intézményi magyarázat országokon átívelő vizsgálata.) Economic Inquiry. 35: pp 590 602 Knack, S. Keefer, P. (1995): Institutions and Economic Performance: Cross-Country Tests Using Alternative Institutional Measures. (Intézmények és gazdasági teljesítmény: Országok közti tesztek alternatív intézményi lépések segítségével.) Gazdaság és Politika Szaklap. 7. évf. pp 207 227 Keith, S. (2005): Do Budget Deficits Cause Inflation? (Inflációt okoz-e a költségvetési deficit?) Business Review. 3. szám, pp 28 32 Knack, S. (1996): Institutions and Convergence Hypothesis: The Cross-National Evidence. (Intézmények és konvergencia hipotézis: a nemzetközi bizonyíték.) Public Choice. 87. szám, pp 207 228 Pénzügyi Szemle 2014/1 91

Mo, P. H. (2001): Corruption and Economic Growth. (Korrupció és gazdasági növekedés.) Journal of Comparative Economics. 29. szám, pp 66 79 Mauro, P. (1995): Corruption and Growth. (Korrupció és növekedés.) Quarterly Journal of Economics. 110. szám, pp 681 812 Pesaran, H. M. Shin, Y. (1999): Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration Analysis, Chapter 11, in Storm, S., (ed.), Econometrics and Economic Theory in the 20th. Century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium. (Autoregresszív osztott késleltetésű becslés modell szerinti megközelítés a kointegrációs elemzésben; Innen: Storm, S (szerk): Ökonometria és gazdaságelmélet a XX. században: Ragnar Frisch centenáriumi szimpózium.) Cambridge University Press: Cambridge Pesaran, H. M. Shin, Y. Smith, R. (1996): Testing the Existence of a Long-Run Relationship. (Egy hosszú távú korreláció vizsgálata.) DAE munkadokumentum 9622. sz. sorozat, Alkalmazott gazdaságtan tanszék, University of Cambridge Pesaran, H. M. Shin, Y. Smith, R. J. (2001): Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships. (Tesztelési megközelítések az egyenrangú relációk elemzésében.) Journal of Applied Econometrics. 16. évf., pp 289 326 Pellegrini, L. Gerlagh, R. (2004): Corruption s Effect on Growth and its Transmission Channels. (A korrupció hatása a növekedésre és transzmissziós csatornáir.) Kyklos. 57. szám, pp 429 456 Qayyum, W. Malik, W. S. (2011): Measuring the Stance of Monetary Policy for Pakistan s Economy. (A monetáris politika szerepe és helyzete Pakisztán gazdaságában.) 3. SAICON Konferencia, December 29., Lahore, Pakisztán Sherani, S. (2006): Pakistan s Fiscal and Monetary System. (Pakisztán fiskális és monetáris rendszere.) Lahore Journal of Economics. 11. szám, különkiadás, pp 13 24 Serban, M. (2002): Budget Deficit and Inflation. (Költségvetési deficit és infláció.) disszertációs tanulmány, Gazdasági Tanulmányok Akadémiája, Pénz- és bankügyi doktori iskola, Románia Serfraz, A. Anwar, M. (2009): Fiscal Imbalances and Inflation: A Case Study of Pakistan. (Költségvetési egyensúlytalanság és infláció: pakisztáni esettanulmány.) Pakistan Journal of Social Sciences. (PJSS) 29. évf., 1. szám, pp 39 50 Tiwari, A. K. Tiwari A. P. (2011): Fiscal Deficit and Inflation: An empirical analysis for India. (Költségvetési hiány és infláció: India empirikus elemzése.) The Romanian Economic Journal. XIV. szám, pp 131 158 92 Pénzügyi Szemle 2014/1