Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
Tér és Társadalom XXI. évf. 2007 • 1: 69-83
STRUKTÚRÁK REGIONÁLIS EGYENLŐTLENSÉGEI
(Regional Structural Inequalities)
CZIRFUSZ MÁRTON
Kulcsszavak:
struktúravizsgálat gazdaságszerkezet regionális különbségek Williamson-hipotézis
A területi kutatások elkülöníthet ő csoportját alkotják a szerkezetvizsgálatok. A tanulmány a struktúra
fogalmi meghatározási lehet őségei mellett részletesen foglalkozik a vizsgálati módszerekkel. Magyar-
országi és európai példákon keresztül mutatja be a vektorszemlélet ű módszer el őnyeit és hátrányait. Egy
ötvenkét országra kiterjedő empirikus vizsgálat a Williamson-hipotézis kiterjeszthet őségét támasztja alá
az országos fejlettségi szint és a regionális gazdaságszerkezeti egyenl őtlenségek kapcsolatára.
Bevezetés
Tulajdonképp minden olyan esetben, amikor valamely területegységre vonatkozó
adattal dolgozunk, az adott területre jellemz ő strukturális Mutatókat használunk.
Egy terület, ország, régió, település egyedisége ugyanís a különböz ő jelzőszámok és
számoklcal nem kifejezhető tulajdonságok, jellemz ők összességével, azok egymáshoz
való viszonyával, vagyis az általuk meghatározott szerkezettel modellezhet ő és azo-
nosítható. Ezen általános jelenség ellenére a területi kutatásoknak — de akár ide sorol-
hatjuk a közgazdaságtani kutatások egy részét is — elkülöníthet ő csoportját képezik
azok, melyek kifejezetten a szerkezetre, vagy annak változására összpontosítanak.
A hétköznapokban is sokszor használt szerkezet fogalmához többféle tartalom
köthető. A tanulmány első része ezen meghatározások közül emeli ki a területi
kutatásokhoz kapcsolódó legfontosabbakat és mutatja be azok jellemz őit. Egy terü-
letegység struktúrájának vizsgálatakor a legnagyobb vizsgálati nehézséget a szerke-
zet összetettsége okozza, amely mérési és módszertani problémákat vet fel. Ezen —
a következ ő részben tárgyalandó — kérdések fokozottan jelentkeznek, ha a vizsgált
téMakör a szerkezet több dimenzióját érinti.
A struktúravizsgálatok esetében különböz ő megközelítési módokhoz különböz ő
módszertani háttér tartozik. Legtöbb esetben egyszer űbb vagy összetettebb kvanti-
tatív módszerek is alkalmazásra kerülnek. A tanulmányban a sok eljárás közül
bővebben bemutatom a vektorszemlélet ű megközelítésmódból adódó jelz őszámo-
kat, azok jellegzetességeit, el őnyeit és hátrányait.
A regionális tudomány egyik alapösszefüggésévé vált a Williamson—Kuznets-
hipotézis, amely empirikus vizsgálatok alapján az országok gazdasági fejlettsége és
regionális fejlettségi tagoltsága között egy fordított-U görbét adó összefüggést felté-
telezett (Williamson 1965; Nemes Nagy 1987). Analóg módon vizsgálható a gazda-
sági fejlettség és a regionális gazdaságszerkezeti heterogenitás összefüggése is a
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
70 Czilfusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
világ országaiban. A fordított-U egyes kontinensek vagy nagyrégiók vizsgálata
esetén és elméleti úton közelítve ebben a módosított kérdésfeltevésben is megala-
pozott hipotézisként van jelen a szakirodalomban (Junius 1996; Aiginger 1999;
Wacziarg 2004). Empirikus vizsgálatomban a világ 52 országára kiterjed ően hason-
lítom össze a GDP ágazati szerkezetével számszer űsített gazdasági szerkezet regio-
nális tagoltsága és az országos gazdasági fejlettségi szint (egy f őre jutó GDP) össze-
függését. Ezen belül külön megvizsgálom az egyébként kiegyenlítettnek mondható
Európában tapasztalható különbségeket, trendeket, amelyek a gazdaságszerkezeti
egyenlő tlenségek okainak összetettségét és a magyarázatokban bizonyos regionális
tudományi és társadalomföldrajzi modellek alkalmazhatóságát támasztják alá.
Szerkezet: egy fogalom meghatározási lehet őségei
nem csak a területi kutatásokban
A szerkezet (struktúra) a hétköznapokban leginkább az elrendez ődés és a rende-
zettség fogalmaihoz kapcsolódva jelenik meg, és általában a küls ő térben is meg-
jelenő szerkezetet takar.
„Struktúra (latin: structura) szó szerint annyit jelent, mint: felépítés, felépítési
mód, belső rend(ezettség), tagolás/tagoltság. Közelebbr ől nézve a szerkezet lényege
egyrészt abban nyilvánul meg, hogy az egyes részek a feléjük rendelt egésszel és
egymással milyen módon vannak összekapcsolódva (kvalitatív szempont), másrészt
hogy mekkora az egyes részek mérete az egészhez képest (kvantitatív szempont).
Általánosságban a struktúra úgy definiálható, mint az egésznek részei, amelyek az
egésszel és egymással meghatározott min őségi és mennyiségi viszonyban állnak."
(Peters 1988, 19). Hasonló módon vélekedik a struktúráról Hjalmarsson: „a struktúra
olyan viszonyok rendszere, melyek az egység részei között érvényesülnek"
(Hjalmarsson 1973; idézi Vikström 2001, 5). Mindkét definícióban közös, hogy
alkotóelemekkel és köztük lev ő kapcsolatokkal azonosítják a szerkezetet. A szerke-
zet összetettsége, sokdimenziós és sokmutatós jellege területi kutatásokban elméleti
és módszertani-mérési nehézségeket okoz. Emellett a struktúra összetettsége alap-
ján különíthetjük el a területi szerkezetvizsgálatok két csoportját is.
A területi kutatásokban a mérési nehézségek áthidalására két utat választhat a ku-
tató. Az egyik az egyszer űsítés, vagyis egy vagy néhány tipikus indikátor vagy
összefüggés kiválasztása és elemzése. A másik lehet őség az átfogó áttekintés, a sok
jellemző teljességének vizsgálata, vagy közülük kevesebb jellemz ő ismérv kialakí-
tása (Rechnitzer szerk. 1994). El őbbi esetben a vizsgált kérdések is könnyebben
értelmezhető ek, módszertanilag pedig egyszerűbb matematikai-statisztikai eljárások
alkalmazhatóak. A második lehet ő ség tágabb struktúraértelmezésekor összetettebb,
sokdimenziós módszerek (például faktoranalízis) kerülnek el őtérbe, hiszen az egyes
strukturális dimenzióknak a legtöbb esetben eltér ő a mértékegysége. Ugyanígy hang-
súlyossá válnak az idiografikus megközelítések, a verbális modellek, azaz a vizsgált
térség egyediségének megragadása. Ezt az elkülönítést szemléltethetjük a földrajzi
adatmátrixon, illetve sajátos földrajzi megközelítésmódokat — kérdésfeltevéseket
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 71
társíthatunk hozzájuk. „A földrajztudományi kutatómunka különböz ő formái az
adat-mátrixon végzett eltér ő műveletekre vezethet ők vissza. Az ágazati geográfia
területi egységek széles skáláján mozog, de a funkcionálisan összefügg ő változók
szűk körére terjed, és így alapját a mátrix sor-vektorai képezik. Ezzel szemben a
regionális földrajz egy-egy területi egység lényeges, sajátos bels ő összefüggéseit
igyekszik megragadni, tehát csupán egy vagy néhány oszlop-vektorral, de a válto-
zók rendkívül széles körével dolgozik. Az oszlop-vektorok párhuzamos vizsgálata
vezet el az összehasonlító regionális földrajzhoz, a teljes adat-mátrixon belül el-
különíthető boxok (szub-mátrixok) pedig valamely körülhatárolt térség ágazati
tanulmányozásának bázisát képezik. Harmadik dimenzió bekapcsolásával az id őben
lezajló változások, folyamatok szintén bevonhatók a kutatás körébe." (Probáld
1995). Mivel a strukturális mutatók területi összehasonlítása a fenti terminológiát
használva egyaránt ágazati és regionális (földrajzi) probléma, ezért ez a kutatási
irány többnyire a szubmátrixokkal dolgozik. De különbségeket találhatunk a mód-
szerek között abban, hogy az összes sort és oszlopot, vagy csak néhányat használ-
ják-e, vannak-e olyan oszlop/sortulajdonságok, melyek az adott módszer használa-
tának el őfeltételei, illetve hogy a módszer alkalmazása révén létrejönnek-e (több-
nyire igen) új sorok, oszlopok vagy mátrixelemek. Szintén elkülöníthet ővé válnak a
statikus és a dinamikus vizsgálatok.
Egyszer űbb és összetettebb vizsgálati módszerek
A struktúravizsgálatokban használt legegyszer űbb kvantitatív módszer az ágazati
megoszlási viszonyszámok összehasonlítása. Egydimenziós struktúrák id őbeli össze-
hasonlítáakor az egyes ágazatok—szektorok részesedésében végbement változás
összege is egy dinamikát jelz ő mutatóként értelmezhet ő (Liikanen 1999). Ennek az
eljárásnak a hátránya többek között, hogy nem fejezi ki a változás irányát, így perio-
dikus átalakulások esetében folyamatos változást mutat.
Szerkezetvizsgálatokban a kutatók nagyon gyakran alkalmaznak ágazati egyenl őt-
lenségi mutatókat. Ezek a területi egyenl őtlenségi mutatók (Hoover-index, szórás,
Gini-koefficiens stb.) analógiájára az egyes vizsgált területegységek ágazati sokszí-
nűségét számszerűsítik. Míg a területi egyenl őtlenségi mutatók a koncentráció mér-
tékére adnak információt, az ágazati egyenl őtlenségi mutatók a specializáltság
szintjét mutatják. A vizsgálati szempontok viszonylag rugalmasan változtathatóak,
a mutatók id ő soros elemzésekre is alkalmasak, melyre a szakirodalomban számos
példát találhatunk (Kiss 1998; Jeney—Szabó 2001; Aiginger—Davies 2004;
Bickenbach—Bode 2006).
A vizsgált területegységek a szerkezeti összetev ők és jellemzők belső tereiben kü-
lönböző helyzetet foglalnak el, amely helyzetek részben számszer űsíthetőek is. Ez
módszertanilag az n-dimenziós távolság meghatározásával történhet. Az eljárás
egyrészt az ágazati egyenl őtlenségi mutatókhoz hasonlóan, a kés őbb bemutatandó
vektorszemlélettel szemben a struktúrák bels ő szerkezetének mérésére szolgál, és
nem két szerkezet közvetlen összevetésére. Másrészt használható többdimenziós
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
72 Czirfusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
struktúrák egy számmal való jellemzésére is, ha az egyes mutatókat el őbb standar-
dizálással vagy normalizálással közös nevez ő re hoztuk. Ekkor abból a hipotézisból
indulunk ki, hogy a szerkezet ugyan komplex, de mégis megfogalmazható, elhatá-
rolható valami, amely esetében értelmezhet ő az, hogy két megfigyelési egység
szerkezetileg hasonló vagy különböz ő ; azaz közel, vagy távol van egymáshoz ké-
pest. (Nemes Nagy 1998; Rechnitzer szerk. 1994).
A belső térbeli távolságon és a dimenziócsökkentésen alapuló legösszetettebb
szerkezetvizsgálati módszer a faktoranalízis. Az ágazati egyenl őtlenségi mutatók-
hoz hasonlóan itt is a területi adatmátrix oszlopainak számát csökkentjük, azonban
nem feltétlenül egyre, hanem többre (de mindenképp az eredeti oszlopszám töredé-
kére). Különbség még, hogy az információtömörítés nem kizárólag a sorok bels ő
szerkezetéb ő l adódik, hanem abban az egész mátrix szerkezete leképez ődik. Az így
képzett mutatószámok azonban a módszer alkalmazása közbeni absztrakció miatt
nem biztos, hogy könnyen értelmezhet ők.
A szerkezeti jellemz ő k vizsgálatának más szempontú, földrajzi tartalommal is in-
kább rendelkez ő módszere a hatásarány-elemzés vagy shift-share analízis. A mód-
szert legtöbbször dinamikus vizsgálatokra használják. Alkalmazásának jelent ős
korlátokat szab, hogy a területi adatmátrix soraiban és oszlopaiban hasonló számú
elemnek kell lennie, valamint hogy a finomabb, részletesebb ágazati felosztás az
analízis eredményeiben az ágazati tényez ő nagyságának növekedésével és a regio-
nális tényez ő jelentő ségének csökkenésével jár (Richardson 1978).
A vektorszemlélet ű megközelítés
A vektorszemlélet ű megközelítés kiküszöböli számos el őbbi struktúravizsgálati
módszer gyengéjét (például a korábban említett mutatószámok nem változatlanok
azokban az esetekben, ha az egyes összetev ő k ugyanolyan ütemben változnak, tehát
ha a növekedést nem kíséri tényleges struktúraváltozás - Moore 1978). A módszer
első alkalmazása V. V. Koszov nevéhez f űző dik az 1960-as évek elején (Koszov
1963; idézi Frigyes 2000). Alapötlete az, hogy az n számú strukturális összetev őhöz
hozzárendel egy n-dimenziós strukturális vektort (két dimenzióban szemléltetve
lásd az 1. ábrán). Két ilyen struktúravektor (OP és 0Q) közötti szerkezeti eltérés
számszerűsítésére két mér őszám is alkalmas:
- a két strukturális vektor hajlásszöge (e), vagy annak koszinusza:
co s = (Ö-1;
10P OQ
- két, egységnyi hosszúságúra normált strukturális vektor távolsága:
( \ 2
/I
Op 0Q, , ahol 0 d (Moore 1978).
d(073,0Q)=
OQ1
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 73
A strukturális közelséget kifejez ő koszinusz nem ismeretlen az általános statiszti-
kában. Belátható ugyanis, hogy a lineáris kapcsolatok szorosságát kimutató korrelá-
ciós együttható is a megfigyelt két adathalmaz (vektor) a vártható értékkel csökken-
tett értékeib ől képzett vektor közötti hajlásszög koszinusza (Frigyes 2000).
A két fenti mutatószám eleget tesz a strukturális eltérés mér őszámával szemben
elvárt matematikai feltételeknek, azaz:
- szimmetria: A és B adathalmazok között teljesül, hogy d(A,B)=d(B,A);
- nem-negativitás: d(A,B)=0 csak akkor teljesül, ha A=cB, ahol c>0 konstans,
- háromszög-egyenl őtlenség: A, B, C eltérésmutatóira teljesül a
d(A,B)-1-d(B,C)d(A,C) összefüggés (Frigyes 2000).
A két struktúravektor által bezárt szög több, némely esetben hátrányos tulajdon-
sággal bír. Egyrészt a struktúraváltozást mutató szögek nem összeadhatók, mivel a
változás az n-dimenziós térben zajlik. Másrészt a módszer nem ad tájékoztatást a
strukturális eltérés irányáról sem.
1. ÁBRA
A vektorszemlélet ű megközelítés értelmezése két dimenzióban
(The Two-dimensional Interpretation of the Vectorial Inequality)
strukturális
jellemző 1
Forrás: Saját szerkesztés.
A módszer egyaránt alkalmazható statikus és dinamikus megközelítésben. Stati-
kus vizsgálatban például két területegység ágazati GDP-szerkezetét hasonlíthatjuk
össze — erre látunk majd példát a következ őkben. Az id őbeli összehasonlítások
esetén alkalmazható két eljárás a bázis- és a láncindex logikáján alapul. A mindig
az előző év vektorához való viszonyítás a rövid távú elmozdulások vizsgálatára
alkalmas, de a hosszú távúakra (főleg a közvetlenül egymás utáni, ellentétes irányba
mutató struktúraváltozások analizálására) kevésbé, mert az egymás utáni években
történ ő változások nem feltétlenül mutatnak egy irányba, vagyis az évr ől évre történő
elmozdulások nem adhatók össze. A másik lehet őség egy adott évhez való viszonyí-
tás, ekkor a kezd ő vagy az utolsó időpontot érdemes választani, mert közbens ő év
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
74 Czirfusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
választása esetén az eredményül kapott szögek nemnegatív voltából adódóan egy
V-alakú görbét kapunk, amit nehéz értelmezni (Vikström 2001).
A vektorszemlélet ű megközelítés néhány további sajátossága magyar-
országi példa alapján
A vektoros módszer további két sajátossága, hogy er ősen specializációérzékeny,
illetve, hogy ennek következtében a területi és az ágazati felbontás változásakor
viszonylag eltérő eredményeket adhat. Ezen tulajdonságokat részletesebben Ma-
gyarország megyéinek 2004-es ágazati bruttó hozzáadott értéke alapján vizsgálom
(KSH 2006).
Az egyes megyék bruttó ágazati hozzáadott értékét kétféle részletezettség ű felosz-
tásban vizsgáltam: egyrészt a három összevont nemzetgazdasági ág (mez őgazdaság,
ipar, szolgáltatások), másrészt a 13 gazdasági ág esetében mértem a megyék orszá-
gos szerkezettől való távolságát.
A megyék gazdasági szerkezetének átlagos eltérése (súlyozatlan átlag) az országos-
tól a részletesebb felbontásban a háromszektoros felosztásnak közel kétszerese
(17,15 fok, illetve 8,86 fok). Ez a jelenség egyáltalán nem meglep ő, hiszen a területi
kutatásokban közismert aggregációs-dezaggregációs hatás (vagyis hogy alacso-
nyabb területi szinten az egyenl őtlenségek magasabbak) ágazati megfelel őjéről van
szó. A kétféle felbontásban mért megyei eltérések egymással szoros kapcsolatban
vannak (a lineáris korrelációs együttható 0,78), de azonosíthatóvá válnak a trendt ől
nagymértékben eltér ő megyék is (2. ábra).
Az országos szerkezethez 2004-ben legközelebb Nógrád és Veszprém állt a két
felbontás alapján. A skála másik végén az 1990-es évek közepét ől ipari alapú dina-
mikát felmutató térségek (Vas, Fejér, Gy őr-Moson-Sopron és Komárom-Esztergom)
találhatóak. Közülük is kiemelkedik Komárom-Esztergom, ahol az ipar összevont
nemzetgazdasági ág részesedése az értéktermelésb ől 57,7% az országos 30,9%-kal
szemben (ebb ől a feldolgozóipar és a bányászat 51% az országos 22,7%-kal szem-
ben). Az egyik, vagy másik felbontás alapján kiugró megyék Tolna, Somogy és
Veszprém; utóbbiban a 3 gazdasági ág alapján az eltérés sokkal nagyobb, mint a 13
ág alapján. Az el őbbi kettőben a két felbontás közötti különbség jórészt statisztikai
hatásból adódik. Tolna megyében a Paksi Atomer őmű tevékenysége révén a
villamosenergia-, gáz, g őz- és vízellátás magas részesedése (14% az országos 3,1%-kal
szemben) ellensúlyozza az alacsony feldolgozóipari és bányászati részesedést, így az
ipar egészére egy átlagos értéktermelésb ől való részesedést kapunk — ezért a 3 ág
esetében mért kis távolság. Somogyban a közigazgatás és a szálláshely-szolgáltatás,
vendéglátás ágakban magasabb az értéktermelési arány az országosnál, ám ez a szol-
gáltatásokat egészében vizsgálva sem ad Tolnáéhoz hasonlóan nagy eltérést.
Magyarország esetében a regionális felbontás változtatása nem érinti jelent ősebb
mértékben az összefüggéseket. A regionális szintet vizsgálva az átlagos eltérés (8,79
fok a 3 gazdasági ágat és 16,28 fok a 13 gazdasági ágat tekintve) némileg csökken a
megyéknél tapasztaltakhoz képest, a két ágazati felbontás közötti korrelációs
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 75
együttható értéke pedig magas maradt (0,87). Mindez egyben egy általánosabb
területi fejl ődési irányzatot is igazol: az egyazon régiókba tartozó (sorolt) megyék
gazdaságszerkezeti hasonulását, a regionális szerkezeti kohézió meglétét.
2. ÁBRA
A magyar megyék gazdasági szerkezetének eltérése az országostól kéWle ágazati
felbontásban a bruttó hozzáadott érték alapján (2004)
The Structural Heterogenity of GDP in Hungarian Counties, on two Agregational
Level of Industrial Branches (2004)
35
Komárom-E.
0 30
•cts
'51) • Tolna y = 0,6286x + 11,584
•co 1=12 = 0,6131
(4s 25
)
0) • Somogy
Vas
. • • • Fejér
20 Budapest-- Győr-M.-S
Szabolcs-Sz.-B.
Békés,'
Bács-K.,,,,- • Borsod-Abaúj-Z.
N 6grád
t? 15 • Heves
0
Csongríd
Pest%
• • Zala
Baranya
Jász-N.-Sz
2? 1 0 Hajdú-B
0
Veszprém
1.12
5
0
0 5 10 15 20 25 30 35
eitérés az országos szerkezett ől (3 gazdasági ág, fok)
Forrás: KSH 2006 alapján saját számítások.
Európa: a f bb tendenciák regionális szinten
ő
A vektoros módszerrel vizsgáltam az európai régiók gazdaságszerkezeti eltéréseit
és ezek változását. A választott indikátor a NUTS3-régiók 3 összevont gazdasági
ágra (mez ő gazdaság, ipar, szolgáltatások) bontott bruttó hozzáadott értéke. Az ada-
tokat a 27 régi-új tagállamra és Horvátországra a homogén EUROSTAT-
adatbázisból nyertem, a gazdaságszerkezeti eltéréseket pedig a mindenkori európai
átlagtól (EU-25), illetve az országok heterogenitásának mérése esetén az országos
szerkezettől való fokokban mért eltéréssel azonosítottam.
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
76 Czirfusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
Az adatokat térképezve (3. ábra) három fő megállapítást tehetünk. Egyrészt a ki-
rajzolódó térszerkezet rendkívül mozaikos, amelyet er ősít az is, hogy a módszer
nem mutatja az eltérés irányát (vagyis két azonos fokértékkel rendelkez ő régió
rendkívül különböz ő gazdaságszerkezettel rendelkezhet). A másik, hogy az ország-
határok mentén kirajzolódó fejlettségi törések sok esetben gazdaságszerkezeti elté-
réssel párosulnak (mint Csehország nyugati határán vagy a magyar—román határon):
az alacsonyabb fejlettségi szint nagyobb gazdaságszerkezeti eltéréssel jár. A har-
madik megállapítás, hogy az európai értelemben vett földrajzi periférián (Baltikum,
Románia, Bulgária, Görögország, Portugália egy része, Dél-Írország) általában
magasabbak a regionális szint ű eltérések.
3. ÁBRA
Az európai régiók gazdaságszerkezetének eltérése az EU-25-ök átlagától
(NUTS3 szinten, 2002)
(Structural Heterogenity of Regional Economies in the EU25
(2002, NUTS3, GDP-structure)
Strukturális eltérés (fok)
1 5 alatt
DE] 5 - 1 0
1 0 - 15
15 - 20
9 20 felett
200 0 200 400 600 800 1000 Kilometers.. s
Forrás: EUROSTAT Regio adatbázis alapján saját számítások és szerkesztés.
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 77
Az okokat vizsgálva három tényez őt emelhetünk ki. A homogén földrajzi adott-
ságok gazdaságszerkezeti homogenitást is jelentenek: Dánia a regionálisan legki-
egyenlítettebbnek mondható ország. A másik, hogy a gazdasági szerkezetváltozás
növeli a regionális gazdaságszerkezeti különbségeket, mivel jellemz ően nem minden
régióban egyszerre megy végbe, hanem szelektíven; mégha el őbb-utóbb az ország
jelentősebb részét el is éri. Ezt tapasztalhatjuk a 12 új EU-tagállam legtöbbjében,
Portugáliában vagy Írországban. Magyarországon az 1995 és 2003 közötti id ősort
vizsgálva azt láthatjuk, hogy a mindenkori ipari sikermegyék egyikének gazdaság-
szerkezete tért el legjobban az Uniós átlagtól: 1995-96-ban Vas, 1997-2001-ig
Fejér, 2002-2003-ban Komárom-Esztergom megyék, de Gy őr-Moson-Sopron is
viszonylag magas fokokban mért eltéréssel rendelkezett. A harmadik fontos meg-
állapítás, amely a vektorszemlélet ű megközelítés — a többi nem térparaméteres
elemzési eljáráshoz hasonló — egyik gyengeségét jelzi, hogy az eredmények er ősen
függenek a térfelosztás módjától. A nagy európai országokban, amelyekben város-
régiók önálló egységként nem léteznek — mint Franciaországban, Spanyolországban
és részben Lengyelországban — az országos gazdaságszerkezett ől való átlagos elté-
rés kisebb, mint például Németországban, ahol a közepes méret ű városok is önálló
NUTS3-as régiót képeznek. Lengyelország kiegyenlítettségében más tényez ők —
többek között viszonylagos fejlettségbeli lemaradása — is szerepet játszhatnak, me-
lyeket a következ őekben vizsgálok.
Az egyes országokon belül az európai átlagtól legeltér őbb régiók mélyebb össze-
függéseket rejtenek és különböz ő országcsoportokat jelölnek ki. A legfejlettebb or-
szágokban a fővárosi, szolgáltatások által meghatározott régiók térnek el legjobban az
átlagos európai struktúrától, mint Párizs vagy Koppenhága esetében. Hasonló volt a
helyzet Szlovéniában a vizsgált id őpont kezdetétől, 1995-től 2000-ig. Ezzel szemben
a felzárkózó országokban a fővárosi térségek a „legeurópaibbak", mint azt Szófia,
Bukarest, Prága, Pozsony, Vilnius, Tallinn vagy a kissé ebb ől a körből kilógó Helsin-
ki és Dublin esetében több vizsgált évben is tapasztalhatjuk. Az ipari központok ma-
gas eltérése sok európai országban mondható tipikusnak, ez a helyzet többek között
Wolfsburgban (az ipar részesedése a Volkswagen-autógyárnak köszönhet ően 77% a
bruttó hozzáadott értékb ől), Ausztriában Steyr-Kirchdorf régióban (amely a linzi
nehézipari körzetet foglalja inagában) vagy Magyarország esetében. A két legújabban
csatlakozott tagállam, Románia és Bulgária esetében periferikus helyzet ű mezőgazda-
sági dominanciájú térségek térnek el leginkább az európai átlagszerkezett ől.
Specializált térségek egy lehatárolási módszere a gazdasági szerkezet
alapján Európában
A vektorszemlélet ű megközelítést egy fejezet erejéig félretéve a következ őekben
a gazdaságí szerkezet alapján specializált régiók meghatározásának egy módszerét
mutatom be. Egyúttal példát is hozok a térparaméteres elemzési eljárások egyiké-
nek erre a kérdéskörre való alkalmazására — így részben kiküszöbölve az el őbbiek-
ben megemlített hiányosságokat.
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
78 Cziifusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
4. ÁBRA
A specializáció térbeli koncentráltsága Európában NUTS3-szinten (2002)
(Concentration of Regional Specialisation in the EU25 (2003, NUTS3)
mező gazdaság
ipar
szolgáltatások
nem szignifikáns
.0
200 0 200 400 600 800 1000 Kilometer;
Forrás: EUROSTAT Regio adatbázisa alapján saját számítások és szerkesztés.
A 4. ábra három NUTS3-szinten végzett területi autokorrelációs vizsgálat egyesí-
tett ábrázolását mutatja. Mez ő gazdasági, ipari, illetve szolgáltatási régiónak min ő-
sül egy térség, ha az adott szektor részaránya a bruttó hozzáadott értéken belül
95%-os szignifikanciaszinten a régióban és szomszédjaiban is európai összehasonlí-
tásban magas (azaz a lokális autokorreláltság alapján a magas-magas kategóriába
sorolható). Jól látható, hogy nagyobb mez őgazdasági térségek csak a földrajzi peri-
fériákon rajzolódnak ki (a Baltikumtól a Balkánon át az Ibériai-félszigetig). Az ipari
tevékenységeknek egy markáns centruma található Közép-Európában, ahol a f ővárosi
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 79
régiók (és a módszerb ől adódóan szomszédjaik) kivételével az ipari részesedés a
bruttó hozzáadott értékb ől mindegyik régióban magas. Hasonló a helyzet Dél-
Írországban és Romániában nagyjából az Erdélyi-medence területén. A szolgáltató
tevékenységekrő l köztudott, hogy leginkább a városhierarchia mentén koncentrálód-
nak, ennek megfelel ő en a hangsúlyosan tercier szektorú térségek szétszórtan találha-
tóak, két kivételtől, a Londoni-medencétő l és egy dél-olasz turizmus dominálta tér-
ségtő l eltekintve. Mindenképpen érdekes, hogy a módszer alapján nem rajzolódik ki
az európai térszerkezeti modellek (például „kék banán", Pentagon) egyike sem.
A módszer természetesen csak egy lehet őséget mutat be a specializált régiók lehatá-
rolására, ám mindenképpen egy figyelembe vehet ő vizsgálati szempontot jelenthet.
A Williamson-hipotézis kiterjesztése: fejlettségi szint és gazdaság-
szerkezeti heterogenitás
A Williamson-hipotézis a gazdasági fejlettség és a regionális fejlettségi különbsé-
gekben empirikus vizsgálatok alapján egy fordított-U alakú görbét adó összefüggést
feltételezett. Ez az összefüggés az országok gazdasági specializációjában és a gaz-
dasági tevékenységek koncentrációjában is fennáll, mint azt több empirikus vizsgálat
bizonyította (Williamson 1965; Junius 1996). Vizsgálatomban a Williamson-
hipotézis függ ő változóját a gazdaságszerkezet regionális heterogenitásával helyet-
tesítettem, amelyet az országos szerkezett ől való vektoros módszerrel mért átlagos
regionális eltéréssel azonosftottam. Az ötvenkét országra (lásd a Függeléket) kiter-
jedő vizsgálat összes forrásának felsorolásától terjedelmi korlátok miatt eltekintek,
a három összevont gazdasági ágra vonatkozó regionális bruttó hozzáadott érték
adatai Európa esetében az EUROSTAT-adatbázisból, a többi országnál többnyire a
nemzeti statisztikai hivataloktól, a nemzeti bankoktól, illetve az ENSZ Human
Development Reportjaiból származnak.
A számítások eredményét az 5. ábra mutatja. A legfontosabb megállapítás, hogy a
gazdaságszerkezet regionális heterogenitása és az országok gazdasági fejlettségi
szintje (GDP/fő vásárlóerő-paritáson) között szoros összefüggés mérhet ő. Mivel
mindegyik vizsgált ország már elért bizonyos fejlettségi szintet (így a fordított-U
bal oldali szárát keresztmetszeti vizsgálatban nem rekonstruálhatjuk), a fejlettség
növekedésével folyamatos kiegyenlít ődést tapasztalhatunk a régiók gazdasági szer-
kezete között, és kirajzolódni látszik egy új differenciálódási trend is a legfejlettebb
gazdaságokban. Ugyanakkor a trendgörbét ől való eltérés mértéke a fejlettség növe-
kedésével egyre csökken.
Az ábra az egyes kontinensek—nagyrégiók adatait elkülönítve ábrázolja, ami to-
vábbi következtetések levonására is módot ad. Ázsia és Latin-Amerika esetében
azonos fejlettségi szint mellett is jelent ősen különböző gazdaságszerkezeti egyen-
lő tlenséggel találkozunk. Például Kína kiegyenlítettségével szemben (amelyet rész-
ben a régiók alacsony száma eredményez) Mongólia duális gazdasági szerkezete
miatt a legheterogénebb a vizsgált országok közül. Mongóliában a szolgáltató f ő-
város áll szemben az agrárjelleg ű vidékkel — mindkét esetben a vektoros módszer
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
80 Czi/fusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
sajátosságából adódóan magas fokokban mért eltérésekkel. A fejlettebb Ázsiában
érdekes tény, hogy Dél-Koreát a trendgörbéhez képest jelent ősen magasabb gazdaság-
szerkezeti heterogenitás jellemzi. Latin-Amerikában a kiegyenlített Mexikóval és
Bolíviával szemben egy heterogén Peru és Chile áll. A kelet-közép-európai volt
szocialista országok a rendszerváltozás egyenl őtlenségnövel ő hatása ellenére a
világtrendnél kiegyenlítettebbek, csak Oroszország és Szlovénia került e térségb ől a
trendgörbe fölé. Az európai összehasonlításban tapasztalható magas fokú heteroge-
nitás tehát világösszefüggésekben alacsonynak min ősül. A 15 régi EU-tagállam és
Norvégia esetében a korábban megismert heterogén-mozaikos térszerkezet pedig
világösszefüggésekben kiegyenlített viszonyokat takar.
5. ÁBRA
A gazdasági fejlettség és a regionális gazdaságszerkezeti egyenlőtlenség összefüg-
gése a világ országaiban az ezredfordulón.
(Relation of the Regional Inequalities of Development Level and the Structural
Heterogenity at the Millenium (World-wide sample)
40
• Afrika
0 Észak-Amerika
35 * EU-15 és Norvégia
Kelet-Európa
Regionális struktúrák átlagos eltérése (fok)
30 *Latin-Amerika
Ázsia, Ausztrália és óceánia
25
•
20
y = 2E-08) - 0,001x + 21,341
R2= 0,4309
15
10
• • •
Magyarország
0 5000 10000 15000 20000 25000 30000 35000 40000
GDP/fő (PPS, USD, 2003)
Forrás: Saját szerkesztés.
Összefoglalás
A strukturális vizsgálatok a területi kutatások egy jól elkülöníthet ő csoportját al-
kotják. A struktúravizsgálatok — nevükb ől is adódóan — els ősorban (ágazati) szerke-
zeti közelítést alkalmaznak, de területi szempontok is különböz ő mértékben érvé-
nyesülnek bennük. A tanulmány a fogalommeghatározások mellett a szerkezet-
vizsgálati módszerek legfontosabb tulajdonságait elemezte, különös tekintettel a
vektorszemlélet ű megközelítés el őnyeire és hátrányaira. A magyarországi folyama-
tok európai és világösszefüggésekbe való helyezése alapján Magyarország megyéi
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 81
gazdasági szerkezet szempontjából egymáshoz viszonylag hasonlóak, a különbségek
inkább kisebbek a világ más, hasonló fejlettség ű országával összevetve. Az európai
szinten tapasztalható különbségek jól megmagyarázhatóak bizonyos közgazdasági
okokkal (gazdasági szerkezetváltozás), és földrajzi—regionális tudományi modellek-
kel és problémacsoportokkal (centrum—periféria, szomszédsági hatás, lehatárolási
hatás). A világ 52 országára kiterjed ő empirikus vizsgálattal pedig a Williamson-
hipotézis kiterjeszthetőségét sikerült igazolni a gazdasági szerkezet regionális hete-
rogenitása és az országos gazdasági fejlettségi szint kapcsolatára.
Irodalom
Aiginger, K. (1999) Do industrial structures converge? — WIFO Working Papers. 116.
Aiginger, K.—Davies, S.W. (2004) Industrial Specialization and Geographic Concentration: Two Sides of
the Same Coin? Not for the European Union. — Journal of Applied Economics. 2. 231-248. o.
Bickenbach, F.—Bode, E. (2006) Disproportionality Measures of Concentration, Specialization, and
Polarisation. — Kiel Working Paper. 1276.
EUROSTAT Regio adatbázis
Frigyes E. (2000) Struktúra — koncentráció — egyenl őtlenség. — Statisztikai Szemle. 8. 598-619. o.
Jeney L.—Szabó P. (2001) A magyar ipar változása a koncentrációs és specializációs indexek tükrében az
1990-es években. Földrajzi Konferencia, Szeged.
Junius, K. (1996) Economic Deleopment and Industrial Concentration: An Inverted U-Curve. — Kiel
Working Paper. 770.
Kiss J. (1998) Az ágazati gazdaságszerkezet szerepe a regionális differenciálódásban Magyarországon. —
Tér és Társadalom. 1-2. 138-162. o.
Koszov, V.V. (1963) Vozmozsniije resenyzja problemi agregacii mezsotraszlevüh szvjazej — Voproszü
Ekonomiki. 3.
KSH (2006) Magyarország nemzeti számlái. Budapest.
Liikanen, E. (1999) Strukturwandel und Anpassungsleistungen im europöischen verarbeitenden
Gewerbe. Mitteilung der Kommission an den Rat, das Europaische Parlament, den AusschuB der
Regionen und den Wirtschafts- und SozialausschuB.
Moore, J.H. (1978) A Measure of Structural Change in Output. — Review of Income and Wealth. 1. 105-118. o.
Nemes Nagy J. (1987) A regionális gazdasági fejl ődés összehasonlító vizsgálata. Akadémiai Kiadó,
Budapest.
Nemes Nagy .1. (1998) A tér a társadalomkutatásban. Hilscher Rezső Szociálpolitikai Egyesület, Budapest.
Peters, H-R. (1988) Sektorale Strukturpolitik. R. Oldenbourg Verlag, München, Wien.
Probáld F. (1995) A regionális földrajz helye a geográfiában (háttérvázlat). — Regionális Tudományi
Tanulmányok. 2. ELTE Regionális Földrajzi Tanszék.
Rechnitzer J. (1994) (szerk.) Fejezetek a regionális gazdaságtan tanulmányozásához. MTA RKK,
Győr—Pécs.
Richardson, H.W. (1978) Regional Economics. University of Illinois Press, Urbana—Chicago—London.
Vikström, P. (2001) Long term Patterns in Swedish Growth and Structural Change. — Research Memo-
randum. GD-48. Groningen Growth and Development Centre.
Wacziarg, R. (2004) Structural Convergence. — CCDRL Working Papers. 8.
Williamson, J.G. (1965) Regional inequality and the process of national development: a description of
the patterns. — Economic Development and Cultural Change. 4. 3-84. o.
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
82 Czirfusz Márton TÉT XXI. évf. 2007 • 1
Függelék: A vizsgált országok f őbb jellemz ői
Appendix: Main Indicators of the Analysed Countries (country, year, number of
subnational entities, structural heterogenity - grade)
Ré- Atlagos
giók strukturá-
Ország 1999 -
szú- lis eltérés Banglades 20 10,33
2000
ma (fok)
Ausztria 2003 35 9,77
Mongólia 2002 5 36,21 Románia 2003 42 9,77
Kirgizisztán 2000 8 29,14 Észtország 2003 5 9,74
Thai föld 2004 20 25,94 Csehország 2003 14 8,90
Peru 2000 24 23,31 Kína 2003 31 8,88
Fülöp-szigetek 2003 17 22,55 Magyarország 2003 20 8,84
Mozambik 1999 11 21,61 Szlovákia 2003 8 8,79
Sri Lanka 2002 9 20,00 Lettország 2003 6 8,29
Kazahsztán 2004 16 19,44 Spanyolország 2003 52 8,20
Chile 2002 13 17,74 Mexikó 2004 32 7,92
Brazília 2003 27 15,94 Hollandia 2003 40 7,88
Argentína 2001 24 15,45 Belgium 2003 43 7,84
Dél-Korea 2004 16 14,80 Németország 2003 439 7,83
Orosz Föderáció 2004 88 14,60 Kanada 2002 11 7,78
Kolumbia 2003 24 13,85 Finnország 2003 20 7,70
Görögország 2003 51 12,92 Dél-afrikai
2001- 2001 9 7,60
India 32 12,52 Köztársaság
2002 Lengyelország 2003 45 6,86
Bulgária 2003 28 12,27 Olaszország 2003 103 6,67
Norvégia 2003 19 12,13 Nagy-Britannia 2003 133 6,59
1998-
Nepál 5 12,03 Svédország 2003 21 6,44
1999
Horvátország Japán 2002 47 5,93
2003 21 11,60
2002-
Új-Zél and 2003 15 11,60 Ausztrália 8 5,90
2003
Szlovénia 2003 12 11,40 Franciaország 2003 100 5,77
Bolívia 2004 9 11,23 Dánia 2003 15 5,32
Portugália 2003 30 10,62 Amerikai
Írország 2002 8 10,56 Egyesült 2004 51 5,20
Litvánia 2003 10 10,40 Államok
Czirfusz Márton : Struktúrák regionális egyenlőtlenségei
Tér és Társadalom 21. évf. 2007/1. 69-83. p.
TÉT XXI. évf. 2007 • 1 Struktúrák regionális egyenlőtlenségei 83
REGIONAL STRUCTURAL INEQUALITIES
MÁRTON CZIRFUSZ
In this paper the main aspects of structural researches in the regional studies and spatial
analyses are presented. The article offers a concise summary of measuring structural change
and lays emphasis on the strengths and weaknesses of the vector-based methodology first
used by V. V. Kossov. We argue that this method can be widely used to measure regional
structural inequalities within a country as well as in the world. Three important factors have
been analysed which affect economic structural inequality among European regions: the
homogenous geographical endowments, the inequality-raising economical transformation
process and the modifiable areal unit problem. Based on an empirical study of regional
inequalities of 52 countries in the world we show that the inverted U-curve pattern of the
Williamson-Kuznets hypothesis can also be observed between the level of the development
and the regional inequalities of economic structures measured by the sectoral GVA.