Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4 Kitekint ő 205
A LENGYEL REGIONÁLIS FEJL ŐDÉS
A NEOKLASSZIKUS MODELL ALAPJÁN
(The Polish Regional Development According
to the Neoclassic Modell)
PUSZTAI JÓZSEF — AGNIESZKA SZTYRAK
Kulcsszavak:
Lengyelország regionális különbségek neoklasszikus modell konvergencia divergencia
Ebben az elemzésben a neoklasszikus modell segítségével a lengyel vajdaságok meghatározott adatsorai
között kerülnek feltárásra a gazdasági összefüggések, megvizsgálva, hogy ezek megegyeznek-e az empi-
rikus tényekkel. Jelen tanulmány azzal a kérdéssel foglalkozik, hogy ha a Lengyelország regionális
szerkezetében bekövetkezett változások egyensúlyi folyamatoknak tekinthet ők, milyen mértékben közeled-
nek egymáshoz a régiók, vagyis a lengyel régiók divergálnak vagy konvergálnak? (A hipotézis maga az,
hogy a lengyel régiók az elmúlt tizenöt évben divergáltak.) A kérdések megválaszolására, a regionális
egyensúlyi szint meghatározására a kiterjesztett neoklasszikus növekedési modellt használjuk. Vállalko-
zásunk nem könnyű feladat. Egyrészt azért, mert az Európai Unióhoz történt csatlakozás számos bizony-
talansági tényez őt hordoz magában, így a fejl ődési trendek ütemének változása várható. Másrészt továb-
bi problémát jelentett számunkra, hogy a Lengyelországban lezajlott közigazgatási reform (1999) ered-
ményeképpen a területi, statisztikai adatok bázisa nem teljesen tisztázott és megbízható. Némely esetben
jellemző a történelmi adatok teljes vagy részleges hiánya, ami jelent ős mértékben megnehezíti a fejl ődési
problémák makro-statisztikai megközelítését a modell szempontjából.
Bevezetés
A fejlődés és az ezzel kapcsolatos fejlettség olyan összetett fogalmak, amelyek
nehezen definiálhatók, mert az értéktartalmukban nincs közmegegyezés. „Az érték
meghatározottság akkor kapcsolódik egy-egy folyamat értelmezéséhez, amikor a
változás fogalma helyébe a fejl ődés kerül (...). Nehezíti a fogalom meghatározását,
hogy jellemzően nem egy könnyen mérhet ő mennyiségi, hanem soktényez ős minő-
ségi fogalomról van szó." (Nemes Nagy 1998, 236)
A fejl ődés két elemb ől áll, a növekedésb ől és a struktúraváltozásból, amelyek
együtt új jelenséget hoznak létre. A két fogalom eltér ő, a növekedés mennyiségi
változást jelöl, a fejl ődés pedig egy magasabb 1:-nd ű állapot felé tö-tén ő elmozdu-
lásra utal. A gazdaság növekedése többnyire a gazdaság fejl ődését, a térség poten-
ciális kibocsátásának a b ővülését szolgálja, de vannak kedvez őtlen hatásai is.
A gazdasági növekedés hatása a területi fejlettségre kett ős lehet. Egyik a konver-
gencia, ami azt jelenti, hogy az általános gazdasági növekedés új er őforrások bevo-
nását igényli, a szétterül ő gazdasági növekedés hatására egyre fejlettebb környezet
jön létre. (Horváth—Rechnitzer 2000) Az optimális gazdasági növekedés velejárója
a regionális különbségek csökkenése. (Ellentétes esetben a divergencia jelensége
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
206 Kitekint ő TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4
lép fel.) Myrdal elmélete szerint a magára hagyott gazdaságban n őnek a fejlettségi
különbségek, és az a tendencia tapasztalható az egy f őre jutó jövedelem statisztikák
alapján, hogy a fajlagos jövedelem közötti különbség n ő. Elmélete szerint a gazda-
sági növekedés hatására a régiók divergálnak. Amib ől a Máté-effektus (Biblia)
következik: a gazdagabbak még gazdagabbakká lesznek, a szegények pedig még
szegényebbekké. Szerinte a gazdasági növekedés fejlettségre gyakorolt hatása an-
nak a függvényében alakul ki, hogy a gazdaság milyen innovációs képességgel
rendelkezik (Hajdú 2005).
Egy-egy régió gazdasága sajátos törvényszer űséggel bír. A regionális fejl ődésnek
alapvető egyensúlyi feltételei vannak. Amennyiben egy nemzetgazdaságban a kap-
csolódó térségek között jelent ő s gazdasági diszharmónia van, akkor a különböz ő
régiók dezintegrálódhatnak, és ez még nagyobb fejl ő désbeli különbségekhez vezet.
A régiók közötti különbségek egyrészt az eltér ő társadalmi, gazdasági adottságokra,
valamint ezek kihasználtsági fokára, illetve nemzetgazdasági szinten az egyes régiók
közötti együttmű ködés zavaraira vezethet ő k vissza (természetesen külföld felé zárt
gazdaság manapság nem létezik). Az egyedi bels ő adottságok és lehetőségek, vala-
mint az ebből származó el ő nyök/hátrányok nem függnek küls ő feltételekt ől. Vi-
szont a küls ő kapcsolatok a régió fejl ődésére jelentő sen hatnak, differenciáló vagy
nivelláló hatásuk van (Horváth—Rechnitzer 2000).
Az egyenl ő tlenség (közgazdasági iskolánként sokszor mer őben eltérően) több té-
nyezőre vezethet ő vissza. A klasszikus felfogás szerint különös jelent ősége van a
természeti, földrajzi adottságoknak.
A regionális szerzők többsége a működő tőke jelentő ségét emeli ki. Minél na-
gyobb a tő ke koncentrációs képessége, annál nagyobb lehet őségei vannak a gazda-
sági fejl ődésnek. (A t ő ke hiánya rendkívül negatívan hat a gazdasági szerkezetre,
különösen az infrastruktúra fejlesztése területén). További differenciáló tényez ője a
régiónak a munkamegosztásban elfoglalt helye, relatív zártsága. Az áruszerkezet
aszimmetriája a térség sebezhet ő ségét, strukturális hátrányait fejezi ki (ez érvénye-
sül pl. olyan monokulturális régió esetében, amely a következ ő jellemzőkkel bír: a
termékei alacsony diverzifikáltságúak és feldolgozottsági fokúak, ezért a régió
szinte teljes mértékben magas hozzáadott érték ű importra szorul, azonban ezt nem
ellentételezi magas hozzáadott érték ű exporttal). Végül, de nem utolsó sorban meg-
említjük a bels ő piac nagyságát, keresletszerkezetét és a fogyasztói preferenciákat,
mint szintén fontos magyarázó faktorokat. Tehát, mint a teljesség igénye nélküli
felsorolásból is látható, számos tényez ő gyakorol befolyást az egyes régiók fejl ődésé-
re, amely magyarázatok mindegyike egy-egy jelent ő s közgazdasági iskola instrumen-
tumait használja érvelésében. Talán ez a kutatás annyiban eltér ő, hogy a neoklasszi-
kus iskolán túl számos primer kutatást (pl. interjúk), illetve rendkívül b őséges
szekunder adathalmazt vizsgál.
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4 Kitekint ő 207
Konvergencia fogalma
A neoklasszikus modell fő tulajdonsága, hogy lehet ővé teszi a feltételes konver-
gencia (a-konvergencia) el őrejelzését. Ez akkor használható, ha a növekedési ráta
pozitív összefüggésben van a GDP-vel és a saját egyensúlyi állapot (1) közötti tá-
volsággal. (A feltételes konvergencia nem azonos az abszolút konvergenciával.) Az
alapkoncepció szerint a kevésbé fejlett gazdaságok gyorsabban növekednek, mint a
fejlett gazdaságok, ebb ől következik, hogy az id ő folyamán a két fejlettségi szint
kiegyenlítődik. A két koncepció azonos, ha a gazdaságok ugyanahhoz a steady-
ponthoz konvergálnak. Továbbá ebben az esetben a neoklasszikus növekedési mo-
dell prognosztizálja az abszolút konvergenciát (13- konvergencia) is (kevésbé fejlett
gazdaságok gyorsabban fejl ődnek a fejlett gazdaságoknál). Így a konvergencia
létezése igazolásának egyik ellen őrzési módja megvizsgálni, vajon a gazdaságok,
amelyekre hasonló preferenciák és technológiák a jellemz ők, közelítenek-e ugyan-
azon egyensúlyi állapothoz (abszolút értelemben) (Barro—Sala-I-Martin 2004).
Ebben az elemzésben teszteljük a konvergenciát, amelyet a neoklasszikus modell
segítségével alkalmazunk az ország régióinak vizsgálatára. Bár léteznek jelent ős
különbségek a technológiában, a szokásokban, a fejlettségben és intézményekben
egy országon belül is, ezek az eltérések átlagosan kisebbnek látszanak az országok
közötti különbségeknél (Aghion—Caroll—Garcia-Penelosa 1999) (persze ez alól
kivételek a kontinensnyi országok, illetve ennek ellenkez őjeként az Unión belüli
relatíve kicsi országok közötti eltérés ennek ellentmondhat). A vállalatoknak és a
háztartásoknak (ugyanazon országban) különböz ő régiókban ugyanaz (vagy hasonló)
a technológiákhoz (pl. know-how) való hozzáférésük, a háztartások nagyjából hason-
ló preferenciákkal, szokásokkal, kultúrával stb. rendelkeznek. Továbbá ezeknek a
régióknak közös a központi kormányuk, jegybankjuk, monetáris politikájuk stb.,
valamint hasonló intézményi és jogi rendszerrel rendelkeznek. Ez a relatív homogeni-
tás azt jelenti, hogy az egy országon belüli régiók nagyobb valószín űséggel közelíte-
nek egy egyensúlyi ponthoz. Ezért az abszolút konvergencia fogalma inkább használ-
ható régiók között, mint a különböz ő országok között (Barro—Sala-I-Martin 1992).
Elismerem azonban, hogy vitatható, hogy a régiók használata (országok helyett
behelyettesítve) a konvergencia modell teszteléséhez teljesen helyénvaló-e, mert az
inputok valóban mobilabbak régiók között, mint országok között. Jogi, kulturális,
nyelvi és intézményi gátak kevésbé vagy egyáltalán nem jelennek meg egy adott
ország régiói között, ellentétben az országok közötti összehasonlítással (azonban pl.
az EU is egyre inkább ellentmondani látszik ennek, de a WTO törekvése is hasonló).
Ezért a zárt gazdaság feltételezése — a neoklasszikus modell standard kikötéseként —
valószínűleg sérti a regionális adatforrások és eredmények teljes megbízhatóságát,
azonban megítélésünk szerint domináns tendenciák kirajzolására alkalmas.
Mindemellett, a gazdaságok dinamikus tulajdonságai, amelyek már nyitottak a
tőkemozgásokra, összehasonlítóak a zárt gazdaságokéival, ha a t őke, amely magába
foglalja a humán tőkét, nem mobilis, vagy nem használható fel járulékként
interregionális, valamint nemzetközi tranzakciókhoz. A konvergencia sebessége
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
208 Kitekint ő TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4
növelhető a tőkemobilitás létezése miatt. Másik eredmény, hogy a technológia,
csökken ő tő kemegtérülés nélkül implikálja a nulla konvergenciát, függetlenül attól,
hogy a gazdaság nyitott vagy zárt.
Emellett meg kell említenem, hogy a migráció fokozza a konvergencia folyama-
tát. Ez lehetővé teszi a konvergencia sebességének befolyásolását.
Ebbő l azt a következtetést vonhatjuk le, hogy annak ellenére, hogy a régiók egy
országon belül relatíve nyitottak a humán- és t őkemozgásokra, a neoklasszikus
modell alkalmas keretet ad az empirikus vizsgálat számára.
Abszolút fi-konvergencia a lengyel régiókon keresztül
A lengyel régiók adatsorait használom fel (2) az abszolút konvergencia ((3) sebes-
ségének a megbecsüléséhez. Ebben a munkában (terjedelmi korlátok miatt) eltekin-
tek a konvergencia részletesebb elméleti leírásától (Barro—Sala-I -Martin 2004).
Feltételezzük, hogy ebben a pillanatban a megfigyelésünk száma csak a t id őpontra
vonatkozik, 0 és T. A neoklasszikus modell alapján az következik, hogy az átlagos
egy főre jutó növekedési ráta i gazdaság számára 0, T id őintervallumban a következ ő:
1. (l/T)•log(yiT I Yio) = x- [(1-e -13T) /11 • log(yio) + [( I-e-13T ) /T] • log("Yi + aio,T
A uio,T kifejezés a hiba u it effektusát jelenti, 0,T id őszakban: (5›; *) a jövedelem
egyensúlyi szintje: x a technológiai növekedés rátája, amelyr ől feltételezzük, hogy
ugyanilyen mértékű minden gazdaságban.
A kezdeti jövedelem koefficiense a (1-e RT)/T, amely id ővel csökken az id őperió-
dus T csökkenésével, adott p-val. Azaz ha lineáris összefüggést feltételezünk a növe-
kedési ráta és a kezdeti jövedelem között, feltételezhet ő, hogy a koefficiens csökkenni
fog az idő intervallum növekedésével, amelyben a növekedési rátát átlagoljuk.
A 1-es egyenletben a [(1-e -13T) rr] • log(y ^; *) kifejezés a magyarázó változó. Azt
jelenti, hogy i gazdaságnak a növekedési rátája yi0 kezdeti jövedelemt ől függ, de az
egyensúlyi jövedelem szintjétő l is függ, ezért használjuk inkább a feltételes, mint az
abszolút konvergenciát. A gazdaság növekedési rátája negatív összefüggésben van a
kezdeti jövedelemmel.
Azon célból, hogy jobban tudjunk dolgozni a regionális adatokkal, a többváltozós
egyenlet helyett megbecsüljük az egyváltozós regressziót.
2. ( 1 /T)•log(Yrr / Yio) = a- [(1-e -í3T) /T] log(Yio) + wio,T
A 2. egyenletben [(1-e-I3T) /T] *)] kifejezés már nem a magyarázó változó.
Ha a kifejezés, amely a gazdaság kezdeti jövedelmének a koefficiense a 2-es egyen-
letben negatív, akkor feltételezhetjük, hogy a szegényebb gazdaságok gyorsabban
növekednek, mint a gazdagabbak, ami az abszolút konvergencia feltétele.
Az alábbi ábra megmutatja az összefüggést az átlagos éves növekedési ráták és az
1 fő re jutó GDP között a 16 lengyel vajdaság adatsoraiban.
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4 Kitekint ő 209
1. ÁBRA
Az 1995-2002 közötti átlagos növekedési ráták és
1 főre jutó GDP-re vonatkozó regressziója
(Regression of the Average Growth Rate between 1995-2000 and
of the GDP per Capita)
Éves növekedési ráta 1995-2002
9,3
9,2
9,1
9 I-
8,9
8,8
8,7
8,6
0 0,05 0,1 0,15 0,2
Log 1995 1 fő/GDP
Forrás: Saját szerkesztés (Central Statistical Office 2002, 2003).
Az ábrából is sejthetjük, hogy a létez ő összefüggés inkább a divergenciát, mint a
konvergenciát bizonyítja, azaz a különbségek a lengyel régiók között n őnek.
1. TÁBLÁZAT
Alapinformációk
(Basic Information)
ALAPEGYENLET ALAPEGYENLET+STRUKT. PARAM.
IDŐSZAK
[R2] B [R2]
-0.01919 6.70% -0.0345 27.70%
1995-2002
(0.0204) (0.01236) (0.03430) (0.01228)
Forrás: Saját számítás (Central Statistical Office 2002, 2003).
Megjegyzés: A regresszió felhasználja a nem lineáris legkisebb négyzetek mód-
szerét az egyenletb ől a fenti paraméterek megbecsüléséhez a következ ő formulából:
(1/T)•log(y i , Yik-r) = [(1-e-P'T ) /T] • log(yi,t_T)+ más paraméterek
ahol, log(yr_t) az 1 főre jutó GDP i állapotban az id őszak kezdetén, elosztva az átfo-
gó CPI-vel, T a periódus hosszát jelenti. A minta, amely 1995-ben kezd ődik, 16 meg-
figyelésből áll. Minden oszlop tartalmazza p becslését, ennek a standard hibáját, a
regressziónak az R2-es standard hibáját. A likehood-arány statisztikája a koefficiensek
egyenlő ségére vonatkozik, a kezdeti jövedelem logaritmusára az adott id őszakban.
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
210 Kitekint ő TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4
Az első oszlopban megnézhetjük az egyenletet csak egy magyarázó változóval, az
1 főre jutó GDP (az id őszak kezdetén) logaritmusát. A második oszlopban megta-
lálhatók a koefficiensek, amelyeket megbecsültünk az egyenletb ől, amely tartal-
mazza a strukturális paramétereket.
Az első megbecsült [3 koefficiens negatív (-0.01919), ami bizonyítja a konvergen-
cia hiányát. A negatív összefüggés arra utal, hogy a szegény régiók lassabban növe-
kednek, mint a gazdagabb régiók. A divergencia sebessége 1,9%, amely a régiók
lassú, de széttartó irányú fejl ődésére utal.
Az .aggregált strukturális sokkok különböz ő súllyal érintették a vizsgált vajdasá-
gokat, ezért magyarázattal szolgálnak a koefficiens instabilitására (Barro—Sala-I-
Martin 2004). Ezért a táblázat második oszlopában hozzáadjuk a pótlólagos válto-
zót a regresszióhoz, amelynek célja az aggregált strukturális sokkok konstansként
tartása. A változót (S it) a következ ő egyenlet adja:
2
3. S it= t_T • [10g(yi t
i= 1
ahol a wii, t-T j a szektor súlya a vajdaságban, i-edik jövedelemben, t-T id őpontban,
Yit a nemzeti átlagjövedelem dolgozónként, j szektorban, t id őpontban. Ebben a
dolgozatban csak két szektort veszünk figyelembe, a mez őgazdaságot (halászattal,
erdészettel, valamint vadászattal együtt), és az ipart, amelynek domináns szerepe
van a GDP termelésben.
A strukturális változó megmutatja, hogy mennyire fog n őni a régió, amikor mind-
egyik szektor fejl ő dni fog a nemzeti jövedelem átlagos (GDP) növekedési rátája
mértékében. Így például, ha feltételezzük, hogy i-edik régió f ő jellemzője a sze-
mélyautó-gyártás, és hogy az aggregált személyautó-gyártás szektora nem n őtt a T,
t időszakon belül, akkor az S it kicsi értéke azt sugallja, hogy a szektor nem n őhet
gyorsan, mert a személyautó-gyártás recessziótól szenved.
A változó függ az idő szakos nemzeti átlagok növekedési rátáitól és a régió része-
sedésétő l az adott szektorban. Ezért is lehet a változót exogénként kezelni az i régió
növekedésében.
Az esetünkben megfigyelhetjük, hogy a strukturális változók bevonása nem változ-
tatja meg a régiók fejl ődési irányát, s őt jelentős mértékben felgyorsítja ((3 = -0.0345) a
széttartó fejl ődési irányt. Szintén észrevehetjük, hogy a modell magyarázó ereje szig-
nifikánsan n őtt.
Feltételes 6-konvergencia
Az alábbi táblázat megmutatja az egy fő re jutó GDP logaritmusának standard szó-
rását 1995 és 2002 között 16 vajdaságban (Central Statistical Office 2003).
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4 Kitekint ő 211
2. ÁBRA
Egy főre jutó GDP logaritmusának standard szórása, 1995-2002
(Standard Dispersion of the Logarithm of GDP per Capita, 1995-2002)
Sum of GDP/ fő =órása
7
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
Forrás: Saját szerkesztés (Central Statistical Office 2002, 2003).
A táblázatból láthatjuk, hogy a különbségek folyamatosan n őttek 0.1564-től
(1995-ben) 0.2054-ig (2001-ben), amikor is elérték a csúcsot. 2002-ben a a némileg
csökkent, 0.1975 értékig.
Konklúzió
Az ebben az elemzésben bemutatott vizsgálatok azt bizonyítják, hogy a lengyel
régiók divergálnak, évente kb. 2%-os sebességgel, vagyis a szegényebb régiók
lassabban fejl ődnek a gazdagabb régióknál.
A neoklasszikus növekedési modell alkalmazása megmutatja a konvergencia hiá-
nyát a lengyel régiók fejl ődésében. Ez a tény indirekt módon bizonyítja a divergen-
cia létezését, vagyis a vajdaságok széttartó irányú fejl ődését.
Jegyzetek
Az egyensúlyi állapot a nemzetközi irodalomban használt „steady state" kifejezésnek felel meg, ezeket
kölcsönösen felcserélve használjuk ebben a fejezetben.
2
A vizsgálatot a lengyel Central Statistical Office, a lengyel Nemzeti Bank, illetve a saját számításaink
alapján végeztük a Minitab statisztikai program segítségével.
Pusztai József - Agnieszka Sztyrak : A lengyel regionális fejlődés a neoklasszikus modell alapján.
Tér és Társadalom 19. évf. 2005/3-4. 205-212. p.
212 Kitekint ő TÉT XIX. évf. 2005 s 3-4
Irodalom
Aghion, Ph.—Caroll, E.—Garcia-Penelosa, C. (1999) Inequality and Economic Growth: The Perspective
of the New Growth Theories — Journal of Economic Literature. 1. 1615-1661. o.
Barro, J.R.—Sala-I-Martin, X.(1992) Regional Growth and Migration: Japan-US Comparison. Working
Paper No 4038; National Bureau of Economic Research.
Barro, J.R.—Sala-I-Martin, X. (2004) Economic Growth (Second Edition). Massachusetts Institute of
Technology, Massachusetts.
Nemes Nagy J. (1998) A tér a társadalomkutatásban: Bevezetés a regionális tudományba. Hilscher
Rezső Szociálpolitikai Egyesület, Budapest.
Horváth Gy.—Rechnitzer J. (szerk.) (2000) Magyarország területi szerkezete és folyamatai az ezredfordulón.
MTA RKK, Pécs.
Central Statistical Office (2002) Concise Statistical Yearbook of Poland 2001. Year XLIV. Warsaw.
Central Statistical Office (2003) Statistical Yearbook of the Regions-Poland 2002. Warsaw.
Hajdú Z. (2005) Magyarország közigazgatási földrajza. Dialóg Campus, Budapest.
THE POLISH REGIONAL DEVELOPMENT ACCORDING TO THE
NEOCLASSIC MODELL
JÓZSEF PUSZTAI — SZTYRAK AGNIESZKA
The global economy is driven by three interlocked processes: globalization, competition
and innovation. None of them would be possible had not the other two existed.
During the Tast 10-15 years a growing territorial polarization is observed. The growth of
the territorial differences can be explained on the grounds of the exogenous and the
endogenous factors of development. These disparities are both the products of more distant
history, and the results of recent processes.
In the present essay the development of the Polish regions is discussed more than 10 years
after the political system transformation. The growth rates of recent years and the traditional
industrial structures do not support the thesis of quick convergence. However, the main regions
and the Western border territories are developing dynamically. Consequently, a relatively
durable gap can be expected, as well as increased regional differentiation within the country.
In this essay the divergence amongst growth of Polish regions has been proved. The
method of the verification was settled by the neoclassical growing modell.