Makroökonómiai teljesítmény 76 országban_2014

 tanulmány Bilal Mehmood − Syed Hassan RazaMelyik a jobb a fejlődő országokszámára: az angol vagy a németrecept, esetleg mindkettő?Aggregált és diszaggregált tényadatok ökonometriai elemzéseÖsszefoglaló: A Wagner-törvény megalkotása óta fontos szerepet játszik a közgazdaság-tudományi kutatásokban és széles körűszakirodalommal rendelkezik. A törvény az állami kiadások növelése és a javuló makroökonómiai teljesítmény közötti hosszú távúkapcsolattal foglalkozik. A keynesi elmélet szerint a két változó között éppen ellentétes az oksági kapcsolat. Jelen tanulmány célja,hogy (aggregált és diszaggregált) kormányzati kiadási adatok és a fejlődő országok egy főre jutó GDP-adatai alapján ökonometriaimódszerekkel vizsgálja a fenti hosszú távú kapcsolat jellegét. A 76 fejlődő ország 1990 és 2012 közötti adatait az egyik legmoder-nebb, úgynevezett összevont csoportátlag- (pooled mean group – PMG) módszer segítségével vizsgáljuk. Heterogén panelbecslésimódszerként a PMG megengedi, hogy a meredekség és a rövid távú paraméterek országonként eltérők legyenek. Az eredmények aztmutatják, hogy hosszú távú kapcsolat áll fenn a kormányzati kiadások és összetevőik, valamint az egy főre jutó jövedelem alakulásaközött. Jelen tanulmány az (aggregált és diszaggregált) kormányzati kiadási, illetve egy főre jutó jövedelmi adatok közötti kapcsolatvizsgálata során ok-okozati elemzéssel is foglalkozik. Megvizsgáljuk a wagneri és/vagy keynesi oksági összefüggéseket. Az empirikuselemzések eredménye alapján végül ajánlásokat fogalmazunk meg.Kulcsszavak: Wagner-törvény, keynesi elmélet, csoportátlag, összevont csoportátlag, dinamikus fix hatás modell, Granger-féle okságJEL-kód: H50, E12, C23, C10AAz elmúlt évtizedek során a gazdasági válsá- ben növekednek, mint a nemzeti kibocsátás. gokra válaszul a világ számos kormánya ve- Az állami kiadások hatásait három kategóriába zetett be a költségvetési kiadások bővítésén sorolta: alapuló intézkedéscsomagokat. A szakiroda- lomban komoly viták folynak az ilyen fiskális uaz adminisztratív kapacitás bővülése, vaz oktatási és egészségügyi szolgáltatásokbeavatkozások előnyeiről és hátrányairól, azok bővülése,ok-okozati és eljárási hatásairól. Az első elmé- waz infrastruktúra bővítése – tekintve,leti kutatás Adolf Wagner (1883) nevéhez fű- hogy a magánszféra kisebb hajlandóságot mu-ződik, aki empirikus adatok alapján arra a kö- tat a nagyobb beruházások iránt.vetkeztetésre jutott, hogy a gazdasági fejlődés A világ sok országa számára ma is kulcskér-során a kormányzati kiadások gyorsabb ütem- dés, hogy a gazdasági növekedés elősegíthető-eLevelezési e-cím: [email protected] a kormányzati kiadások összetételének változ- tatásával. A fiskális megszorító intézkedések [email protected] például kívánatosak lehetnek túlzott mértékű364 Pénzügyi Szemle 2014/3

 tanulmány eladósodottság esetén. Hasonlóan, jelen tanul- negatív hatással lehet a növekedésre, ha egymány körültekintően vizsgálja a kormányzati ország túl sok forrást allokál a produktív terü-kiadások összetételét és méri azok hozzájárulá- letekre. Megállapították továbbá, hogy a folyósát a gazdasági növekedéshez. A modern idők- kiadások pozitív és szignifikáns szerepet játsza-ben számos fejlett gazdaságnak sikerült ma- nak a gazdasági növekedés meghatározásában.gas növekedési ütemet elérnie a kormányzatikiadások speciális területekre – egészségügy, Kneller, Bleaney és Gemmell (1999) azt vizs-oktatás, védelmi ágazat – történő összponto- gálta, milyen hatással van az adózási és köz-sításával. A döntéshozóknak fontos feladatuk kiadási struktúra az egyensúlyi növekedésre.eldönteni, hogy mely kiadásokat kell csökken- A Barro-modell segítségével 22 OECD-országteni a gazdasági növekedés elősegítése érdeké- 1970 és 1995 közötti adatait vizsgálták meg.ben. A kiadások átcsoportosítására jó példa a Az eredmények azt mutatták, hogy az úgyne-hidegháborús időszak vége, amikor a nyugati vezett torzító hatású adók hátráltatják, míg aországok csökkenthették védelmi kiadásaikat nem torzító hatású adók elősegítik a gazdaságiés az így megtakarított összegeket az oktatás növekedést.és infrastruktúra fejlesztésére tudták fordítani. Blankenau és Simpson (2004) a növekedés Az említett terület meglehetős fontosságá- és oktatás közötti kapcsolatot az endogénnak ellenére nagyon kevés kutatás vagy vizs- növekedési modell keretében becsülte. Arragálat foglalkozik a kormányzati kiadások gaz- a következtetésre jutottak, hogy az említettdasági növekedéshez való hozzájárulásának változók közötti összefüggés nem monoton,kollektív elemzésével. tekintve, hogy az állami oktatási kiadások és a növekedés közötti pozitív kapcsolat kizárható,A szakirodalom áttekintése amikor az általános egyensúly korrekciói hát- rányosan érintik a növekedés egyéb tényezőit.Nagyon sok tanulmány vizsgálja az egészség-ügyi és katonai kiadások hatását a gazdasági Gupta, Clements, Baldacci és Granadosnövekedésre, azonban az oktatási kiadások (2005) a fiskális föderalizmus és az állami ki-szerepe Lucas 1988-as tanulmányának megje- adások gazdasági növekedésre tett hatását vizs-lenése óta került csak reflektorfénybe, mivel ő gálták. 39 alacsony jövedelmű ország adataivolt az, aki rávilágított a humán tőke kiemel- alapján arra a következtetésre jutottak, hogy aten fontos szerepére a gazdasági növekedésben. jobb költségvetési helyzetű országokban gyor-Easterly és Rebelo (1993) empirikusan vizsgálta sabb a gazdasági növekedés. Megállapítottáka humán tőke és a gazdasági növekedés kap- továbbá, hogy alacsonyabb a gazdasági növe-csolatát. Ennek során a közhiedelemnek el- kedés azon országokban, ahol többet költeneklentmondó eredményekre jutottak, miszerint bérekre, mint azokban, ahol többet költenekaz oktatási kiadások bővítése nem mindig se- szolgáltatásokra és nem bér jellegű javakra.gíti a növekedést. Gemmell, Kneller és Sanz (2012) azt be- Devarajan, Swaroop és Zou (1996) elemzé- csülte meg, milyen fokú kapcsolat áll fenn azsükben az állami kiadások összetételét és en- állami kiadások egyes komponensei és a gazda-nek az egyensúlyi gazdasági növekedési rátára sági növekedés között. 17 OECD-ország 1972gyakorolt hatását vizsgálták. 43 fejlődő ország és 2012 közötti adatait PMG-módszerrel vizs-adatait, több mint 20 éves időszakban átte- gálták meg. Eredményeik azt mutatták, hogykintve arra a következtetésre jutottak, hogy a gazdasági növekedés elősegíthető az állami kiadások oktatásra és infrastruktúrára törté- nő átcsoportosításával. A kutatás emellett azt mutatta, hogy a jóléti kiadások arányának nö- Pénzügyi Szemle 2014/3 365

 tanulmány velése visszavetheti vagy megállíthatja a gazda- Adatok és módszertansági növekedést. A tanulmány az 1990 és 2012 közötti időszak Grullón (2014) a Wagner-törvény érvényes-ségét vizsgálta latin-amerikai országokra, 1980 egy főre jutó jövedelmi és kormányzati kiadásiés 2012 közötti adatok alapján. Az összefüggé-sek jobb megértése érdekében az intervallum- adataira támaszkodik [oktatási közkiadások,határ-teszt módszert (bound test) alkalmaztaés a Granger-féle okságot vizsgálta. A kutatás összesen (az állami kiadások százalékában),megerősítette a Wagner-törvény érvényességéthosszú távon, miszerint az állami kiadások egészségügyi kiadások, összesen (a GDP szá-növekedése meghaladja a gazdaság bővülését.Emellett a tanulmány a gazdasági növekedés zalékában), katonai kiadások (a központi kor-és a GDP közötti pozitív kapcsolatot is meg-erősítette. mányzati kiadások százalékában)]. Az adatok a Jelen tanulmány azzal kíván a szakirodalom- Világbank 2014-es fejlődési mutatószámaibólhoz hozzájárulni, hogy a fejlődő országok kö-rében, a nemrég kifejlesztett PMG (összevont (WDI) származnak. A vizsgált országok: Afga-csoportátlag) kointegrációs technikával vizs-gálja a hosszú távú kapcsolat meglétét. Elem- nisztán, Albánia, Algéria, Amerikai Szamoa,zésünket az állam végső fogyasztási kiadásait,egészségügyi kiadásait, oktatási kiadásait és Argentína, Örményország, Azerbajdzsán,katonai kiadásait vizsgáló különböző model-lekre alapoztuk. Granger-féle oksági teszt se- Banglades, Belize, Benin, Bolívia, Botswana,gítségével próbálunk következtetni arra, hogya wagneri vagy a keynesi, esetleg mindkét ok- Bulgária, Burkina Faso, Burundi, Kamerun,ság érvényes-e. Közép-Afrikai Köztársaság, Kína, Kolumbia,Célok Kongói Köztársaság, Elefántcsontpart, Do-Jelen tanulmány célja annak vizsgálata, hogya fejlődő országokban megfigyelhető-e hosszú minikai Köztársaság, Ecuador, Egyiptom, Eltávú kapcsolat az (aggregált és diszaggregált)kormányzati kiadási adatok és az egy főre jutó Salvador, Etiópia, Fidzsi-szigetek, Gambia,GDP-adatok között. A kövekező hipotézisseldolgozunk: Grúzia, Ghána, Guatemala, Guinea, Hon- HA: Hosszú távú ok-okozati kapcsolat van a duras, India, Indonézia, Iráni Iszlám Köztár-kormányzati kiadások (és összetevőik) valamintaz egy főre jutó jövedelem alakulása között, saság, Jordánia, Kazahsztán, Kenya, Kirgizamely alapján eldönthető, hogy a fejlődő orszá-gokra a wagneri vagy a keynesi megközelítés ér- Köztársaság, Laosz, Libanon, Lesotho, Mace-vényes. dónia, Madagaszkár, Malajzia, Mali, Mauriti- A hipotézis helyességének vizsgálatához a kö-vetkező adatokat és módszertant alkalmaztuk. us, Mexikó, Moldova, Mongólia, Mozambik, Namíbia, Nepál, Niger, Pakisztán, Palau, Fü- löp-szigetek, Oroszországi Föderáció, Ruanda, Szenegál, Szerbia, Sierra Leone, Dél-Afrika, Sri Lanka, Szíriai Arab Köztársaság, Tádzsi- kisztán, Tanzánia, Thaiföld, Togo, Tunézia, Törökország, Uganda, Ukrajna, Venezuela és Vietnam. A változók logaritmikus formában szerepelnek a linearizálhatóság érdekében. Az országokat és az időszakot a kiválasztott fej- lődő országokhoz rendelkezésre álló adatok alapján határoztuk meg. A becsülendő modellünk a következő: ln(YPCi,t)=αi+βi·ln(Gi,t)+εi,t (1) YPC = GDP/fő (konstans 2005 USA dollár) G = Az államháztartás végső fogyasztási ki- adása (konstans 2005 USA dollár) εi,t=ρi εi,t–1+ωit (1.1) εi,t a panel regressziótól való eltérést jelző hi- batag, és ρi a reziduumok autoregresszív vekto-366 Pénzügyi Szemle 2014/3

 tanulmány ra az i-edik országban. Az αi modellparaméter technikák alkalmazását. Az egységgyökö-lehetővé teszi az országspecifikus fix hatások, a ket tartalmazó idősorváltozók jelenléténekβi koefficiens pedig az egyes országok közötti kimutatására három különböző, de elter-eltérések figyelembevételét. jedt tesztet alkalmaztunk: Levin et al. (2002) (LLC‑), Im et al. (2003) (IPS-), Maddala és A kormányzati kiadási komponensek szere- Wu (1999) (MW-) teszteket. Az LL-tesztek azpének megítéléséhez a három komponenst fel- autoregresszív paraméter homogenitásán, mígváltva használjuk. Lásd az alábbi egyenleteket: az IPS-tesztek az autoregresszív paraméterek heterogenitásán alapulnak. Az IPS-tesztekhez ln(YPCi,t)=αi+βi·(Ei,t)+εi,t (2) így összevont (pooling) regresszió nem kapcso- ln(YPCi,t)=αi+βi·(Hi,t)+εi,t (3) lódik. Az MW-tesztek ezzel szemben a Fisher- ln(YPCi,t)=αi+βi·(Mi,t)+εi,t (4) féle egységgyökteszteken alapulnak, amelyek E = állami oktatási kiadások, összesen (a nem korlátozódnak adott mintanagyságra azkormányzati kiadások százalékában) egyes mintáknál (Maddala és Wu, 1999). H = állami egészségügyi kiadások (GDPszázalékában) Eredményeink igazolására három különbö- M = Katonai kiadások (a központi kor- ző tesztet alkalmazunk. Maddala és Wu (1999)mányzati kiadások százalékában) szerint „a Bonferroni-határokon alapuló, más, ln(YPCi,t)=αi+βi·(Ei,t)+γi·(Hi,t)+δi·(Mi,t)+εi,t hagyományos (korrelált tesztek esetén alkal-(5) mazandó) tesztek is gyengébbnek bizonyultak a Fishertesztnél.” A tesztek eredményeit az 1.Empirikus elemzés táblázat tartalmazza. A megfelelő késleltetés (lag) kiválasztásához a Schwarz-féle bayesi in-Panel egységgyöktesztek formációs kritériumot alkalmaztuk.Tekintve, hogy paneladataink meglehetősenhosszú, 23 éves időszakra szólnak, a változók- Az 1. táblázat a panel egységgyökteszt sta-ban az egységgyökök meglétét nem zárhatjuk tisztikáit és p-értékeit mutatja. Az eredmé-ki. Eberhardt (2011) a 20 évnél hosszabb idő- nyek szerint az YPC, G, E és M egységgyökkelszakok esetén javasolja a makropanel-becslési rendelkezik, ami miatt nem stacionáriusak. A változók első és további differenciáinak 1. táblázat EgységgyöktesztekTeszt Y ∆Y G ∆G E ∆E H M ∆MLLC 3.981 –13.755*** 7.623 4.016 1.875 –1.916** –11.495*** –4.261 –84.717***IPS 9.582 –13.293*** 10.188 –5.250*** 1.714 –7.265*** –8.649*** 0.063 –25.797*** 85.194 483.309*** 97.950 374.756*** 134.377 325.386*** 351.463*** ADF 88.345 722.931*** 263.484 807.502*** 115.445 600.248*** 533.147*** 152.747 895.076***MW 208.855 837.557*** I(1) I(1) I(1) I(0) PP I(1)Megjegyzések∆ az első differenciákat (FD) jelöli. Mindkét változó természetes alapú logaritmus formában szerepel. Minden teszt a nem stacionaritást veszi nullhipotézisnek.Megjegyzés: A táblázat az egyes statisztikákat és p-értékeket egységnyi késleltetési értékkel (lag) mutatja. A tengelymetszet minden tényezőnélelső differenciákkal vagy azok nélkül szerepel. A Fisher-típusú teszt valószínűségek aszimptotikus χ2 eloszlást alkalmaznak, míg más típusútesztek aszimptotikus normalitást tételeznek fel. **: 5%, ***: 1%Forrás: a szerzők becslése Pénzügyi Szemle 2014/3 367

 tanulmány kiszámítása után a tesztváltozók sorozata sával. Erre a Hausman-statisztika p-értékeibőlmár stacionárius, mivel a közös tengelymet- következtettünk. Ezért a PMG-eredményekreszet panel egységgyöktesztje 1 százalékos összpontosítunk, az MG és DFE helyett.szignifikanciaszinten elutasítja a nem stacio- A modellek rövid magyarázata:náriusság nullhipotézisét, az egyedi tengely-metszet panel egységgyöktesztek pedig 5 szá- I. modell: a kormányzati kiadások (G) hoz-zalékos szignifikanciaszinten szignifikánsak. zájárulását mutatja az egy főre jutó jövede-A legtöbb teszt azt mutatja, hogy H szintben lemhez. A kapcsolat pozitív és statisztikailagstacionárius, I(0), míg YPC, G, E és M első szignifikáns. A hibakorrekciós tényező (φi)differenciájukban stacionáriusak, I(1). negatív és abszolút értéke kisebb, mint 1. φi 1 százalékos szinten statisztikailag szignifikáns.Kointegrációs elemzés A következő modellekben a kormányzati ki-Az Y és az FD stacionaritásának elemzése adások különböző fajtáinak – oktatási (E),után a változók közötti hosszú távú kapcsolat egészségügyi (H) és katonai kiadások (M) –azonosítása érdekében autoregresszív osztott hatásait vizsgáljuk.késleltetésű (ARDL-) módszerrel vizsgáljuk apanelkointegrációt. II. modell: az állami kiadások hozzájárulását mutatja az oktatáshoz (E), egy főre jutó jöve-ARDL panelkointegrációs módszer delem szempontjából. A kapcsolat pozitív ésA panelkointegráció ARDL-módszerrel tör- statisztikailag szignifikáns. A hibakorrekciósténő vizsgálata lehetővé teszi a kointegráció tényező (φi) negatív és abszolút értéke kisebb,kimutatását nem azonos rendű integráltak mint 1. φi 1 százalékos szinten statisztikailagellenére is. Itt nem azonos rendű integrált- szignifikáns. Kointegráció fennállását igazoljajaink vannak, például I(0) és I(1). Pesaran és E és YPC között.Smith (1997) a nagyszámú idősorok és nagy-számú csoportok esetén dinamikus paneles III. modell: az állami egészségügyi kiadásokcsoportátlagbecslést (PMG) javasolt. A PMG- (H) hozzájárulását mutatja az egy főre jutó jö-becslés megengedi, hogy a tengelymetszetek, vedelemhez. A hosszú távú kapcsolat pozitíva rövid távú koefficiensek és a hibák varian- és statisztikailag szignifikáns. A hibakorrekci-ciája különbözzön a csoportok között, azzal ós tényező (φi) negatív és abszolút értéke ki-a kikötéssel, hogy a hosszú távú koefficien- sebb, mint 1. φi 1 százalékos szinten statiszti-seknek meg kell egyezniük a különböző cso- kailag szignifikáns.portokban. A PMG becslési modell tartalmazegy korrekciós együtthatót, az úgynevezett IV. modell: a katonai kiadások (M) hoz-hibakorrekciós tényezőt. Ez a hibakorrekciós zájárulását mutatja az egy főre jutó jövede-tényező mutatja meg, hogy az egyes periódu- lemhez. A kapcsolat pozitív és statisztikailagsokban mekkora korrekció történt. szignifikáns. A hibakorrekciós tényező (φi) negatív és abszolút értéke kisebb, mint 1. φi A 2. táblázat az eredményeket öt modell 1 százalékos szinten statisztikailag szignifi-szerint és azon belül három panelkointegrációs káns. A kointegráció ennél a modellnél is bi-technika alkalmazásával bontja, ezek: csoport- zonyított.átlag (MG), dinamikus fix hatás (DFE) ésösszevont csoportátlag (PMG). A modellek V. modell: a kormányzati kiadások mindhá-mindegyikénél a PMG bizonyult a legmegfele- rom komponensének (E, H, M) együttes hoz-lőbb technikának a Hausman-teszt alkalmazá- zájárulását mutatja. Amint azt a meredekségi együtthatók mutatják, a hosszú távú kapcsolat pozitív és statisztikailag szignifikáns mindhá- rom komponensre. A hibakorrekciós tényező (φi) negatív és abszolút értéke kisebb, mint 1.368 Pénzügyi Szemle 2014/3

2. táblázat Kointegrációs eredmények I. modell II. modell III. modell IV. modell V. modell YPC = f(M) YPC = f(E, H, G) YPC = f(G) YPC = f(E) YPC = f(H) MG DFE PMG MG DFE PMG MG DFE PMG MG DFE PMG MG DFE PMG Hosszú távú paraméterekG 0.575 0.687 0.202 – – – – – – – –– – – – (0.071) (0.000) (0.000) – –0.014 0.023 0.019 (0.748) (0.092) (0.000)E – – – –0.190 0.098 0.234 – – – – –– (0.441) (0.037) (0.000) 0.024 0.493 0.342 0.591 (0.235) (0.223) (0. 000) (0.000)H – – – – – – 0.010 0.380 0.533 – – –0.120 (0.954) (0.000) (0.000) (0.102) 0.042 0.069 0.120 0.2359 (0.004) (0.000)M ––––––––– (0.068) (0.000) Átlagos konvergenciaparaméterek –0.166 –0.055 –0.061 –0.085 –0.017 –0.022 –0.066 –0.034 –0.023 –0.103 –0.014 –0.018 –0.162 –0.032 –0.021φi (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.018) (0.001) (0.001) (0.000) (0.007) (0.000) (0.048) (0.001) (0.000) (0.000) (0.001) Rövid távú paraméterek∆G 0.113 0.015 0.136 – – – – – – ––– ––– (0.000) (0.078) (0.000)∆E – – – –0.006 –0.002 –0.006 – – – ––– –0.002 –0.001 0.0001 (0.004) (0.005) (0.004) (0.435) (0.259) (0.951)∆H – – – – – – –0.030 –0.025 –0.031 ––– –0.019 –0.023 –0.028 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)∆M ––– ––– ––– –0.006 –0. 002 –0.005 –0.003 –0.001 –0.003  tanulmány C(0. 015)(0.004)(0.067)(0.238)(0.034)(0.177)Pénzügyi Szemle 2014/3 369p-érték–0.227–0.3980.1920.543 0.115 0.121 0.413 0.227 –0.031Megj. (0.654) (0.000) (0.026) (0.000) (0.002) (0.000) (0.000) 0.689 0.103 0.118 1.092 0.201 0.115 (0.000) (0.000) (0.000) (0.043) (0.000) (0.000) (0.000) (0.001) (Hausman)MG/DFE = 0.995 (Hausman)MG/DFE = 0.969 (Hausman)MG/DFE = 0.948 (Hausman)MG/DFE = 0.987 (Hausman)MG/DFE = 0.986 (Hausman)MG/PMG = 0.392 (Hausman)MG/PMG = 0.123 (Hausman)MG/PMG = 0.589 (Hausman)MG/PMG = 0.056 (Hausman)MG/PMG = 0.527 A PMG hatékony és konzisztens A PMG hatékony és konzisztens A PMG hatékony és konzisztens A PMG hatékony és konzisztens A PMG hatékony és konzisztensMegjegyzés: Zárójelben a paraméterek p-értékei szerepelnekForrás: A szerzők becslése

 tanulmány φi 1 százalékos szinten statisztikailag szignifi- lami kiadások felől a gazdasági növekedés irá-káns. nyába, míg a Wagner-törvény ellentétes irány- ban feltételezi ugyanezt. Az eddigi kutatások Az öt modell azt mutatja, hogy a kormány- alapján nem eldönthető, hogy a két ellentéteszati kiadásoknál – komponensenként és ös�- nézet közül melyik érvényes. Ilyen kutatá-szességében is – pozitív hosszú távú kapcsolat sok voltak többek között: Vedder és Gallawayfigyelhető meg. Figyelmünket most már jelen (1998), Aly és Strazicich (2000), Bader és Qarntanulmány fő kérdésére irányíthatjuk, azaz (2000), Bağdigen és Çetintaş (2003), Coorayannak eldöntésére, hogy az oksági kapcsolat (2006), Pieroni (2006), Andrésa et al. (2007),wagneri vagy keynesi típusú. Az egy főre jutó Fatas és Mihov (2007), Mavrov (2007), Arpaiajövedelem és a (komponensenkénti és összesí- és Turrini (2008), Alexiou (2009), Hakrotett) kormányzati kiadások közötti ok-okozati (2009) és Yanyan (2009), Olopade és Olopadekapcsolat vizsgálatához a Granger-féle okság- (2010), Nurudeen és Usman (2010), Ighodaropanel verzióját használjuk. és Oriakhi (2010), Oktayer és Oktayer, (2013), Srinivasan (2013) és Grullón (2014). JelenPaneloksági teszt tanulmány – túllépve az eddigi kutatások rövidlátó szemléletén – nem utasítja el a kétJelen tanulmány alapvető kérdése, hogy a két megközelítés párhuzamos érvényességét. Az isfő irányzat – az angol keynesi és a német wag- feltételezhető, hogy a kormányzati kiadásokneri – közül melyik alkalmasabb a kormány- diszaggregált adatainál egyes komponensek azati kiadások és nemzeti jövedelem viszonyá- wagneri, míg mások a keynesi oksági iránytnak leírására. A kérdés eldöntésére oksági követik. Empirikus eredményeink mindkéttesztet végzünk. A keynesi elmélet és a Wag- ismertetett lehetőséget alátámasztják.ner-törvény is kiemelt fontosságúnak tartja akormányzat gazdasági szerepvállalását, de az A 3. táblázat az egy főre jutó jövedelemokságról gyökeresen ellentétes nézetet fogal- és a kormányzati kiadások közötti Granger-maznak meg. A keynesi elmélet valószínűnek féle okságot mutatja. Az eredmények szerinttartja az ok-okozati viszony fennállását az ál- egyirányú oksági kapcsolat mutatható ki a kormányzati kiadásoktól az egy főre jutó jö- 3. táblázat Granger-féle okságiteszt-eredmények Okság F-próba p-érték Mit igazol inkább?Államháztartás végső fogyasztási kiadása → Egy főre jutó jövedelem 14,942Egy főre jutó jövedelem → Államháztartás végső fogyasztási kiadása 0,103 0,000 Keynesi elméletÁllami oktatási kiadások → Egy főre jutó jövedelem 0,924 0,902Egy főre jutó jövedelem → Állami oktatási kiadások 4,278 0,397 Wagner-törvényÁllami egészségügyi kiadások → Egy főre jutó jövedelem 4,923 0,014 0,007 Keynesi és wagneriEgy főre jutó jövedelem → Állami egészségügyi kiadások 7,254 dualitásKatonai kiadások → Egy főre jutó jövedelem 0,692 0,001Egy főre jutó jövedelem → Katonai kiadások 2,130 0,716 Wagner-törvényForrás: a szerzők becslése 0,025370 Pénzügyi Szemle 2014/3

 tanulmány vedelem irányába. Ez a kiválasztott fejlődő ánként is. Mindazonáltal megállapításaink egyországokra nézve bizonyítja a keynesi elmé- része ellentmond Easterly és Rebelo (1993) ered-let érvényességét. Egyirányú oksági kapcsolat ményeinek, illetve összhangban van Kneller,mutatható ki az egy főre jutó jövedelemtől az Bleaney és Gemmell (1999) eredményeivel,állami egészségügyi és katonai kiadások irá- miszerint a kommunikációs, egészségügyi, köz-nyába, ami a Wagner-törvény fennállását iga- lekedési és oktatási kiadások pozitív hatást gya-zolja. Az egy főre jutó jövedelem és az állami korolnak a gazdasági növekedésre. A magasabbegészségügyi kiadások között kétirányú oksági egy főre jutó jövedelem növeli az oktatás és akapcsolatot találtunk. Ez felveti a keynesi- nemzetbiztonság iránti igényt és tudatosságot.wagneri dualitás lehetőségét, ahol mindkét Ez az állami egészségügyi és katonai kiadásokirányú okság fennáll. Eszerint tehát úgy tűnik, szintjének emeléséhez vezet. A jobb közegész-hogy a fejlődő országok adatai alapján a fent ségügyi helyzet ugyanakkor hozzájárul az egyfelvetett mindkét lehetőség igaznak bizonyul. főre jutó jövedelem emelkedéséhez, mivel nő aUgyanakkor egyik irányzat mellett sem szól- munkahatékonyság; a magasabb egy főre jutónak döntő bizonyítékok. jövedelem növeli az egészségügyi szolgáltatások iránti igényt, ami a közegészségügyi szolgálta-Következtetés tások bővüléséhez vezet.Jelen tanulmány eredményei szerint a kor- Általánosságban elmondható, hogy a fejlő-mányzati kiadások átcsoportosítása, illetve dő országok a kormányzati kiadások növelé-korrekciója jelentős hatást gyakorol a gazdasá- sével igyekeznek emelni a nemzeti jövedelemgi növekedésre. A kormányzat végső fogyasz- szintjét. Ez az eredmény kézenfekvő, mivel atási kiadása és az oktatásra fordított állami fejlődő országokban általában alacsony a nem-kiadások is gazdasági növekedést idéznek elő. zeti jövedelem. Nehéz feladat a szűkös nemze-Az állami egészségügyi kiadások és a gazdasági ti jövedelemből forrásokat elvonni a közszol-növekedés között kétirányú oksági kapcsolatot gáltatások finanszírozására. Ilyen helyzetekbentaláltunk. Ebből következik, hogy a gazdasági rendszerint a deficitfinanszírozás jelenthet se-növekedés elősegítése érdekében a fejlődő or- gítséget.szágoknak az egészségügyre, az oktatásra és afogyasztásra kellene összpontosítaniuk. Diszaggregált szempontból a Wagner-tör- vény mellett több érv szól, különösen az okta- Elemzésünkben 76 fejlődő ország adatai tási és katonai kiadások terén, míg az egészség-alapján azt vizsgáltuk, hogy az állami kiadá- ügyi kiadásoknál wagneri és keynesi okságotsok és azok összetétele milyen hatással vannak is megfigyelhetünk. A diszaggregált adatokbóla gazdasági fejlődésre. Heterogén paneladato- nyert ezen eredmények szerint a kormányzatikon összevont csoportátlag- (PMG-) módszer- kiadások összetevőinek oksági kapcsolata in-rel a rövid és hosszú távú hatásokat is mértük. kább kontextusfüggő kérdés. A szükségletek,A Granger-féle oksági teszt után a PMG- illetve közszolgáltatások legfontosabbjánakeredmények pozitív kapcsolatot mutattak ki számító egészségügyi szolgáltatások feedback-a gazdasági növekedés és az állami kiadások hatást is mutatnak. Az oktatási és katonaiközött, nemcsak egészében, de külön kategóri- kiadások viszont a kiválasztott fejlődő orszá- gokban a makroökonómiai teljesítménytől függenek. Pénzügyi Szemle 2014/3 371

 tanulmány  Irodalom Blankenau, W. F. ‒ Simpson, N. B. (2004): Public Gupta, S. ‒ Clements, B. ‒ Baldacci, E. ‒ Mu-Education Expenditures and Growth. (Állami oktatási las-Granados, C. (2005): Fiscal Policy, Expenditurekiadások és növekedés.) Journal of Development Eco- Composition, and Growth in Low-Income Countries.nomics. 73(2), pp. 583‒605 (Fiskális politika, állami kiadások összetétele és növe- kedés az alacsony jövedelmű országokban.) Journal of Eberhardt, M. (2011): Panel Time-Series Modeling: International Money and Finance, 24(3). pp. 441‒463New Tools for Analyzing xt Data. (Panel-idősor mod-ellezés: Új eszközök xt adatok elemzéséhez.) A Stata szoft- Levin, A. ‒ Lin, C.-F. ‒ James Chu, C.-S. (2002):ver egyesült királyságbeli felhasználói konferenciáján Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-(Cass Business School) bemutatott tanulmány Sample Properties. (Egységgyök-tesztek panel ada- tokon: aszimptotikus és véges minta tulajdonságok.) Devarajan, S. ‒ Swaroop, V. ‒ Zou, H. F. (1996): Journal of Econometrics. 108(1), pp. 1‒24The Composition of Public Expenditure and Eco-nomic Growth. (Az állami kiadások összetétele és a Maddala, G. S. ‒ Wu, S. (1999): A Comparativegazdasági növekedés.) Journal of Monetary Economics. Study of Unit Root Tests with Panel Data and a New37(2), pp. 313‒344 Simple Test. (Panel adatokkal végzett egységgyök- tesztek és egy új, egyszerű teszt összehasonlító tanul- Easterly, W. ‒ Rebelo, S. (1993): Fiscal Policy mánya.) Oxford Bulletin of Economics and Statistics.and Economic Growth. (Fiskális politika és gazdasági 61(S1), pp. 631‒652növekedés.) Journal of Monetary Economics. 32(3), pp.417‒458 Mehmood, B. ‒ Siddiqui, W. (2013): What Causes what? Panel Cointegration Approach on Investment in Im, K. S. ‒ Pesaran, M. H. ‒ Shin, Y. (2003): Test- Telecommunication and Economic Growth: Case ofing for Unit Roots in Heterogeneous Panels. (Hetero- Asian Countries. (Mi mit okoz? Panel kointegrációsgén panelek egységgyök-tesztelése.) Journal of Econo- megközelítés a telekommunikációs beruházások és gaz-metrics. 115(1), pp. 53‒74 dasági növekedés esetében, az ázsiai országok példáján.) Romanian Economic Journal. 47(1) pp. 3‒16 Kneller, R. ‒ Bleaney, M. F. ‒ Gemmell, N.(1999): Fiscal Policy and Growth: Evidence from Oktayer A. ‒ Oktayer, N. (2013): Testing Wagner´sGemmell, N., Kneller, R., & Sanz, I. (2012): Does Law for Turkey: Evidence from a Trivariate Causalitythe Composition of Government Expenditure Matter Analysis. (A Wagner-törvény érvényességének tesztelésefor Economic Growth? (Befolyásolja-e az kormányzati Törökországra: háromváltozós oksági elemzés eredmé-kiadások összetétele a gazdasági növekedést?) Kézirat, nyei), Prague Economic Papers. 2, pp. 284‒301University of Nottingham Pesaran, M. H. ‒ Smith, R. (1995): Estimating Grullón, S. (2014): National Income and Govern- Long-Run Relationships from Dynamic Heteroge-ment Spending: Co-Integration and Causality Results neous Panels. (Hosszú távú kapcsolatok becslése din-for Selected Latin American Countries. (Nemzeti jö- amikus, heterogén panelekből.) Journal of Economet-vedelem és kormányzati kiadások: Kointegrációs és rics. 68(1), pp. 79‒113oksági eredmények egyes latin-amerikai országok ese-tén), International Journal of Economics, Commerce and Pesaran, M. H. ‒ Shin, Y. ‒ Smith, R. P. (1997).Management. 2(4), pp. 1‒9 Pooled estimation of Long-Run Relationships in Dynamic372 Pénzügyi Szemle 2014/3

 tanulmány Heterogeneous Panels. (Hosszú távú kapcsolatok összevont Srinivasan, P. (2013). Causality between Publicbecslése dinamikus heterogén panelekben.) University of Expenditure and Economic Growth: The Indian Case.Cambridge, Department of Applied Economics (Oksági kapcsolat az állami kiadások és a gazdasági növekedés között: India.) International Journal of Eco- Pesaran, M. H. ‒ Shin, Y. ‒ Smith, R. P. (1999): nomics and Management. 7(2), pp. 335‒347Pooled Mean Group Estimation of Dynamic Het-erogeneous Panels. (Dinamikus heterogén panelek OECD Countries. (Fiskális politika és növekedés:összevont csoportátlag becslése.) Journal of the Ameri- bizonyítékok az OECD országokból.) Journal of Publiccan Statistical Association. 94(446), pp. 621‒634 Economics. 74(2), 171‒190 Pénzügyi Szemle 2014/3 373