Az importfelhasználás szerkezetének vizsgálata

(1)

MÖDSZERTANI TANULMÁNYOK

AZ IMPORTFELHASZNÁLÁS SZERKEZETÉNEK VIZSGÁLATA

HALPERN LÁSZLÓ—NEMÉNYI JUDIT

A külkereskedelem-elmélet több lehetőséget kínál az import szerepének tisztázására a gazdaságban. A klasszikus értelmezés szerint az import keresleti és kínálati tényezők ere- dőjeként alakul. Ebben a felfogásban az import kereslete a belföldi jövedelemtől és az import relativ árától, kínálata pedig a külföldi relatív ártól függ (12). E megközelítés alapján -— mely feltételezi, hogy az árak különbözősége folytán nem tökéletes a hazai termékek importtal való helyettesítése -— több empirikus vizsgálat készült mind a fejlett ((12) 1079—1082. old.), mind a fejlődő országokra (l), és a magyar konvertibilis elszámolású import jövedelem— és árrugalmasságát is számszerűsítették e megközelítésben (21).

Egy másik, az előzőtől lényegesen különböző álláspont meghatározó szerepet tulajdonít a gazdasági növekedésben az importnak, amit a termelésre való közvetlenebb hatás juttat kifejezésre. Ebben a szellemben az empirikus vizsgálatok során az import harmadik terme- lési tényezőként bekerül a termelési függvénybe, a tőke és a munka mellé (2). Az import termelési tényezőként való értelmezésének ,,előfutára" a fejlődő országokra megfogalmazott ún. kétréses (two—gap) modell volt, amely szerint a növekedés szűk keresztmetszete idősza- konként felváltva hol a megtakarítási, hol a külkereskedelmi rés (6). Ez a megközelítés első- sorban a rendszeresen külkereskedelmi hiánnyal küszködő országok esetében bizonyult meg- felelőnek, ahol a fejlett technika, a nyersanyag vagy az energia döntően importból származik.

E tanulmányban egy hosszabb távú, a magyar import szerepét és alakulásának meg—

határozó tényezőit elemző vizsgálatsorozat — mely távlatilag a fenti megközelítések empirikus verifikálására irányul —- első eredményeit adjuk közre. Mielőtt azonban az importot, a gaz—

dasági összefüggések kiterjedt rendszerén belül, a többi folyamattal való kapcsolatában vizs- gálnánk, tisztázzunk néhány általános összefüggést és szerkezeti jellemzőt.

Vizsgálatunk rokon az importigényességet és az importszerkezetet széleskörűen elemző

kutatásokkal ((4), (S)). A dolgozatunkban közölt számítások szemlélete két vonatkozásban

is eltér az ÁKM-technika alkalmazásával készült elemzésektől. Egyrészt azért, mert vizs- gálataink ökonometriai módszerrel készültek, másrészt pedig figyelmünket a dinamikus kapcsolatokra összpontosítottuk, s ehhez számításainkat a kointegrációs megközelítéssel végeztük. Az alkalmazott módszer viszonylag új keletű az ökonometria eszköztárában, így tanulmányunkban nagy hangsúlyt helyezünk a módszertani kérdések tárgyalására, hiszen az érthetőség megköveteli az alapfogalmak és az eljárás ismertetését. A dolgozat módszertani jellegét —- a fentiekben vázolt közgazdasági indíttatással szemben -— az magyarázza, hogy

néhány becslési probléma megoldatlansága miatt a kapott eredmények számszerű értékeit óvatosan kell kezelni. Mindezen nehézségek ellenére úgy véljük, hogy már az első számítások során szerzett tapasztalatok közlése is fontos lehet a kointegrácíós megközelítés szerinti modellszerkesztés lehetőségeinek feltárásához.

(2)

A VIZSGÁLAT CÉLJA És MÓDSZERE

Az importfelhasználást vizsgálva jelen számításaink a következő kérdésekre vonat- koztak:

a) a népgazdaság összes (rubel— és nem rubelelszámolású) importjának változása milyen ha- tással van a termelő és az egyes végső felhasználási célú importokra; másként megfogalmazva azt vizsgáltuk, hogy az import visszafogása, vagy növelése együtt jár-e felhasználási szerkezetének makroszinten megragadható változásával;

b) milyen összefüggés mutatható ki a termelő és a végső felhasználás alakulása és annak importtartalma között, azaz a keresletet korlátozó gazdaságpolitika egyben importmegtakarító politikát jelent-e;

c ) az 1960 és 1986 közötti időszakot vizsgálva mennyire tekinthetők stabilnak a számszerű- sített összefüggések, hol mutathatók ki — kimutathatók-e egyáltalán -— az empirikus vizsgálatokkal strukturális töréspontok a makrofolyamatok vizsgálatba bevont kapcsolatrendszerében.

A fenti kérdések vizsgálatára egy egyszerű, idősorok alapján számszerűsíthető modellt írtunk fel, amelynek keretében az a) és a b) pontban felvázolt hatások rövid és hosszú távon érvényesülő összetevőkre bonthatók.

A modell a következő (a jelölések egyszerűsítése kedvéért nem különítjük el a rubel— és nem rubelelszámolású relációt):

AM,:f[M1(t—I), AM, MU—D, Agi, OK!—l)], /1/

ahol:

t — az időváltozó (t: 1, ..., T), i — az importfelhasználás célja.

Az AM; : M,(t)—-Mi(t——I) az í—edik célú (anyag, fogyasztás, beruházás, készlet) importfelhasználás, amelynek változása a következőktől függ:

— az importfelhasználás már elért szintjétől [M,(z— l)],

— az összes import növekedésétől MM: M(t) —M(t — l)],

— az import hosszú távú tendenciájától [M(t— l)],

— az í-edik célú összes hazai felhasználás változásától [Agi : om) —g,(t—— l)],

— az í—edik célú felhasználás hosszú távú tendenciájától [g,(t— l)].

Nyilvánvaló, hogy az /l/ modellben jó néhány fontos hatást figyelmen kívül hagytunk.

A modell nem tartalmazza sem a felhasználási célok, sem pedig a külkereskedelmi relá- ciók közötti kereszthatásokat, amelyek kimutatása és időbeli késleltetési struktúrájának meghatározása gazdagítaná az elemzést. Ez a feltétel egyszerűsítette az egyenletenkénti becs—

lést. Enyhítésére az egyenletek rendszerbecslésével tettünk kísérletet, mely implicit megköze- lítést jelent.

Nem számszerűsítettük a különböző célú importfelhasználásokat befolyásoló egyéb speciális tényezők hatását; a vizsgálat e fázisában nem is vizsgáltuk, hogy egyáltalán van- nak-e ilyenek. Célunk a vizsgálat e kezdeti szakaszában nem az volt, hogy előrejelzések készítésére tökéletesen alkalmas modellt számszerűsítsünk, hanem hogy az importfelhasz- nálásra ható általános tényezők dinamikus kölcsönhatását és intenzitásának időbeli vál- tozását elemezzük.

Csupán volumen-elaszticitásokat becsültünk. Az árhatások elemzésére a munka további szakaszában kerül sor.

A készletfelhalmozás importtartalma az / l/ modell alapján nehezen értelmezhető. Jelen változatban a készletalakulásnak a többi importfelhasználásra gyakorolt hosszú távú hatását vettükfigyelembe. A készletezési célú import modelljét majd a későbbiekben fogjuk kiala—

kitani.

(3)

888 HALPERN LÁSZLÓ—NEMÉNYI JUDIT

Az /1/ modell — lineáris függvény formájában — az alábbiak szerint specifikálható:

AMlzc—l—(a—1)M,(t——1H— bOAM—i— b1M(t— l)-l—a'0 Agi %dl gát— l). [2/

Átrendezés után a

AMgth- b0 AM—l-d0 49.4—(a—1)[M,(t—1)—-[b1/(1— a) ] M(t— 1)—- [dl/(l —a)] g,(t—1)) [3/

formát kapjuk, ahonnan közvetlenül látható, hogy a /3/ modell az ún. hibakorrekciós (error correction) modellek ((18) 288—292. old. és (19)) csoportjába sorolható. A kapcsos zárójelben levő hibakorrekciós kifejezés a változók közötti hosszú távú, egyensúlyi össze—

függést irja le (M(t) : IT/Iés 910) : Ö,). mig a A változók paraméterei a közvetlen, rövid

távú hatásokat fejezik ki. Amennyiben /3/ egyenletet a változók logaritmikus transzformált-

jaira számszerűsítjük, akkor a be és a d0 paraméterek rövidtávú, a bl/(l — a) és a dl/(I -— a) pedig a hosszú távú elaszticitásokat jelentik. A hibakorrekciós mechanizmus a következő- képpen működik: amennyiben a függő változó az egyik időszakról a másikra a hosszú távú növekedési ütemet meghaladó mértékben nő, akkor a híbakorrekciós tag pozitivvá válik, s — lévén (a—I ) negatív -—— a következő időszakban a hibakorrekciós tag visszatereli a függő változót az egyensúlyi pálya felé.

A /3/ egyenlet becslésével kapcsolatban jelentkező problémák régóta ismertek (14).

A kointegrált változókkal való modellezés terén elért eredmények figyelembevételével meg- kíséreltük elkerülni a szokásos buktatók — multikollinearitás, hamis (spurious) regresszió illesztése, dinamikai problémák stb. — egy részét. A kointegrációs technika alkalmazását jelenleg számos tisztázatlan elméleti kérdés nehezíti. Ezekre a becslések bemutatása során igyekszünk felhivni a figyelmet. Fontos azonban látni, hogy a koíntegrációs becsléssel a jelenlegi elméleti hiányosságok ellenére is érdemes kisérletezni, mert az empirikus Ökonomet- riában egy régóta ismert probléma korrekt megoldásához vezethet. Nevezetesen, az elméleti feltevések kielégítésére a különböző adattranszformációkkal élő modellek a szintváltozókat mellőzve óhatatlanul elvetették a hosszú távon érvényesülő, egyensúlyi pályaként is interpre- tálható összefüggéseket (10).

Mindezeket figyelembe véve egyenletenkénti becsléseinket az egyszerű legkisebb négy- zetek módszerével (Ordinary Least Sguares — OLS) és a kointegrációs technika alkalmazásá- val egyaránt elkészítettük. Úgy véljük, hogy a két módszerrel kapott eredmények összeha- sonlítása fontos tapasztalatot jelent az alkalmazások szempontjából még akkor is, ha tisz- tában vagyunk vele, hogy a kointegrációs becslés céljára hosszabb idősorok lennének kívá—

natosak.

A kointegráció vizsgálata kapcsán felmerülő fogalmakat csak leegyszerűsítve, a szá- mítások megértéséhez szükséges szinten tárgyaljuk. A szakirodalomból az alapismereteket részletesen tárgyalja (7), (8), (20), (22); a kointegrációs megközelítésnek az idősorelemzéshez

és az Ökonometriában alkalmazott más technikákhoz való viszonyát pedig (11), (16) és (19)

elemzi.

AZ IMPORTFELHASZNÁLÁSI MODELL EGYENLETENKÉNTI BECSLÉSE

Számításainkat az 1960 és 1986 közötti időszak adatai alapján végeztük. Az importfel- használási, az összes rubel— és nem rubelelszámolású import és az anyag—, valamint a végső felhasználási adatok a Központi Statisztikai Hivatal által összeállított ágazati kapcsolatok mérlegének változatlan áras sorozatából származnak, 1981-es árra átszámítva. Számításaink a TSP 4.0 programcsomag felhasználásával készültek.

A kointegrációs megközelítésen alapuló, Engle és Granger által kidolgozott kétlépcsős eljárás (8) — mellyel számításainkat végeztük — a következő vizsgálatokból áll.

(4)

A változók integráltságának vizsgálata. Hendry ((20) 202. old.) a közérthetőség kedvéért nulladrendű integráltnak tekinti —- jelölése I(O) — a stacionárius idősort. Valójában a gyakorlati alkalmazások az ún. gyenge stacionaritást feltételezik, amikor is az idősor véges második momen- tumú és várható értéke, valamint korrelációs függvénye időben invariáns. ( (16) 48. old.) Egyes idősorok csak többszöri dilferenciálással tehetők nulladrendű integrálttá. így egy idősor k-ad rendű integrált — jelölése [(k) —, ha k-szori difl'erenciálással nulladrendű integrálttá válik.

Engle és Granger a már idézett művükben bemutatják, hogy milyen jelentősen eltérnek az I(O) és az [(l) folyamatok időbeli lefutásának jellegzetességei. Az I(O) folyamatot az jellemzi, hogy állandóan visszatér a várható értékéhez és autokorrelációja gyorsan csökken, azaz ,,véges memó- riájú". Az 10) folyamatok ,,vándorolnak", általában nem térnek vissza az induló állapotba, illetve a visszatérés rendkívül hosszú távon következhet be. Autokorrelációjuk minden késleltetésre egy—

hez közeli, azaz a folyamat ,,nem felejt". Ennek alapján állítja, hogy amennyiben a regressziós egyenlet két oldalán álló változók az integráltság szempontjából különbözők, az egyenlet becsült paraméterének valószínű értéke leggyakrabban zérus ( (13) 214. old.).

A változók integráltságának vizsgálatára a Dickey—Fuller—tesztet használhatjuk. Legyen x, a vizsgált idősor.

))

Ax,:,5xg_1—l— ZVJAxt —J"l'€:

]:1 ahol e, a fehér zaj.

A nullhipotézis H0 : x, I(1); a tesztstatisztika pedig a becslés és annak számitott standard hi- bájának a hányadosa. (y,:O a Dickey—Fuller, y,?O az emelt szintű Dickey—Fuller-teszthez tarto—

zó egyenlet.) A nullhipotézist elvetjük, ha ;? negatív és szignifikánsan különbözik zérustól.

A kointegráltsa'g vizsgálata, a kointegráló regresszió becslése. A kointegráció definíciója több idősorra a következőképpen adható meg (lásd (16)). Az x, idősorvektor komponensei (11, b) rendű kointegráltak (jelölése I(d, b), ha:

— X, minden komponense d—ed rendű integrált (X, wl(d),

— létezik a ;60 vektor, amire Z,:a'X, b)0 (d— b)—ed rendű integrált (íz, mI(d— b).

Számításaink szempontjából és általában a gazdasági idősorok esetén az elsőrendű integrált idősorok kiemelt jelentőségűek. Ezekre alkalmazva a fenti definíciót, az x, és az y, I(1) integráltsá- gú idősorok kointegráltak, ha létezik olyan konstans A, amelyre a z, :x, —Ay,l(0).

Az x, és y, változók kointegráltságának vizsgálatára becsüljük az alábbi kointegráló regresz—

sziós egyenlet paramétereit:

xt: E'i'OU/ziat-

Ez jelenti a kétlépcsős eljárás első fokozatát. A fenti egyenlet alapján vizsgáljuk a következő nullhipotézist. Ha : x, és y, nem kointegráltak. A hipotézis ellenőrzésére használt két —— legegysze—

rűbb - próba a következő:

— a kointegráló regresszióra számított Durbin—Watson-mutató a reziduumok stacionaritásá—

nak vizsgálatára alkalmas. A nullhipotézis: DW:O.

— a kointegráló regresszió reziduumainak (a,) integráltsági vizsgálata Dickey—Fuller- és emelt szintű Dickey—Fuller-teszttel.

A koíntegra'ló egyenlet rezíduumaínak felhasználása. A [3/ egyenlet becsléséhez való alkalma- zásáról a számítások bemutatásakor írunk részletesen.

Az idősorok integráltságának és kointegráltságának vizsgálatára használt teszteket rész- letesen ismerteti ((8) 268—269. old.), és magyarul röviden összefoglalja (22).

Az 1. táblában a fentiekben ismertetett próbákat és a tesztstatisztíkákhoz tartozó kritikus értékeket közöljük.

A 2. táblából leolvasható, hogy a vizsgálatba bevont változók elsőrendű integráltságára vonatkozó nullhipotézisünket nem kell elutasítanunk. A készletfelhalmozás nulladrendű integrált tekintettel arra, hogy a kumulált készletfelhalmozás elsőrendű integráltnak bizonyult. így a /3/ modell becsléseket az egyenletek bal oldalán a függő változó I (0), a jobb oldalon pedig 1 (O) — a növekményi változók — és I (1) változók vegyesen szerepelnek. A ha-

(5)

mis regresszió elkerülése érdekében meg kell vizsgálnunk, hogy az egyenlet jobb oldalán álló szintváltozók (helyesebben azok logaritmusai) kointegráltak-e. Amennyiben a szint- változók kointegráltságát elfogadhatjuk, akkor a modell specifikácíója a változók integrált- sága szempontjából megfelelő.

1. tábla

A kointegra'ciós becslésnélfelhasznált tesztek kritikus értékei *

A kritikus érték

Teszt* 1 ! 5 ! 10

százalékos valószínűségi szint esetén

Két változó esetén

Durbin—Watson—teszt (CRDW) ... 0511 ] O,386 0 322

Dickey—Fuller-teszt (DF) ... _ 4,07 __ 3,37 _. 3'03 Emelt szintű Dickey—Fuller-teszt (ADF) ... _ 3,77 ; _ 3517 __ 2184

Három változó esetén

Durbin—Watson-teszt (CRDW) ... 0,488 ; O,367 ] O,322 Emelt szintű Dickey—Fuller—teszt (ADF) ... —— 3,89 1 — 3,13 ! — 2,82

§ !

Forrás: (15) 233. old.

* A továbbiakban a tesztek kezdőbetűi szerepelnek.

A 2. táblában közöljük az egyedi idősorok integráltságának vizsgálatára kiszámított Dickey—Fuller-teszt értékét.

2.1ábla

A vizsgálatba bevont változók íntegráltsa'gu

Változó* 73335?" DF—teszt

Rubelelszámolású importanyag-felhasználás (MRP) A, log ——6,94 Nem rubelelszámolású importanyag-felhasználás

(MSF) ... A, log -— 3,68 Rubelelszámolású fogyasztási célú import (MRC) . . A, log ——4,51 Nem rubelelszámolású fogyasztási célú import

(MSC) ... A, log —4,80 Rubelelszámolású beruházási célú import (MRI) . . . A, log -— 5,37 Nem rubelelszámolású beruházási célú import (MSI) A, log —— 3,87 Rubelelszámolású import (MR) ... A, log —— 5,99 Nem rubelelszámolású import (MS) ... A, log ——4,63 Anyagfelhasználás (F) ... A, log —-3,98 Fogyasztás (C) ... A, log —3,03 Beruházás (I) ... A, log —-4,17 Kumulált készletfelhalmozás (CK) ... log ——6,99 Kumulált készletfelhalmozás (CK) ... — —4,52

* A változók 1981—es áron, milliárd forintban. A továbbiakban a változók jelei szerepelnek.

** A 103 a változók logaritmusát, a A pedig differencráit jelöli.

A 3. és a 4. táblában bemutatjuk a szintváltozók kointegráltságának vizsgálatára az

M;:ElalM—l—azgrl-a,

egyenlet egyszerű legkisebb négyzetek módszerével készített regressziós becsléshez tartozó, a kointegráltság vizsgálatára használt próbák és mutatók kiszámított értékeit.

(6)

3.tábla

A kaintegra'ló vektor becslése

Korrigált Mutató

többszörös Változó korrelációs

együttható CRDW DF * ADF

(R') 1 %

MRF . . . ' O,9863 l,2021 , —3,67 ——2,36

MSF . . . . ] O,9629 O,5950 —2,0l —— l,76

MRC . . . O,8897 O,9137 —2,69 ——2,07

MSC . . . O,7l46 0,7524 — 2,03 —— l,55

MRI . . . . O,9613 , l,4664 —4,23 — 2,18

MSI . . . . 0,2740 I 0,8779 -— 2,67 ! ——2,18 [

4. tábla

A reziduumok korrelagrammja

Változó I t—l 1 t—2 t—3 t—4 t t—S i 1—6

! l ' i

!

MRF ... . . . 0,391 i 0,092 ——0,047 ! 0,092 * ——0,018 i —O,213 MSF ... 0,688 ! O,4ll O,203 ——0,008 ! —O,l74 l ——O,296 MRC ... O,54O O,296 0, 103 —- O,153 § — 0,020 ! —— 0,084

MSC ... O,553 O,l41 1 0,035 0,017 * —0,051 —-O,182

MRI ... O,167 O,101 0,048 —0,267 ! ——0,069 -—0,018

MSI ... l O,552 § (),190 % 0,023 ——O,lO3 $ —O,371 ! —-O,587

3. l

A kointegráltság hipotézise magas többszörös korrelációs együttható (R:) és alacsony, de a kritikus értékeknél magasabb CRDW-mutató esetén vizsgálható, a kointegrációs egyenlet reziduumaira készitett próbák alapján. A 3. és a 4. táblából látható, hogy a kointegráltság feltételezése az esetek többségében jogos. (Egyedül a nem rubelelszámolású beruházási import egyenletének alacsony a többszörös korrelációs együtthatója.) A reziduumok vizsgálata alapján azonban csak a rubelelszámolású anyagfelhasználás és beruházási célú import esetén fogadhatjuk el egyértelműen a szintváltozók kointegráltságát. Ilyenkor általában további változók bekapcsolásával újrabecsülik a kointegráló egyenleteket (15). Megjegyezzük, hogy az ilyen esetekre még nem állnak rendelkezésre minden szempontból elfogadható kritikus értékek, 3 ez erősen befolyásolja a kointegrációs vizsgálatok megbízhatóságát. Mi a kumu- lált készletfelhalmozás változójával próbálkoztunk, amely ugyancsak elsőrendű integrált, és amelynek bevezetése az / l/ alapmodellbe azt jelenti, hogy a hosszú távú összefüggésbe a készletezés alakulása is belejátszik. Az ezt követően készített számításokról — nagy terjedel—

mük miatt - eredménycentrikusan számolunk be.

A készletváltozó bevezetésével újrabecsültük a kointegráló regressziókat, mégpedig minden lehetséges változatban, azaz a regressziókban szereplő változók mindegyikére (min- dig másik változó állt a függő változó helyén). A különbözőképpen normalizált egyenletek más-más paraméterbecslést szolgáltatnak, s a szakirodalomban még nem alakult ki egyértel- mű állásfoglalás a becslések közötti választás kérdésében. Az interpretációkat ismerteti (15).

A különbözőképpen normalizált egyenletekből kapott becslések behatárolják az egyensúlyi- paraméter—alteret. Annyi bizonyos, hogy a kointegráló egyenletre CLS-módszerrel készített paraméterbecslések konzisztensek, torzitottságuk pedig az illeszkedés jóságával hozható összefüggésbe. Mindenesetre ez az a pont, ahol a kétlépcsős becslés a legtöbb bizonytalan- ságot tartalmazza. A legjobb Rz—tel rendelkező egyenlettel folytattuk a számításokat, de megjegyezzük, hogy a különbözőképpen normalizált egyenletekre készített becslések szám—

(7)

892 HALPERN LÁSZLÓ——NEMÉNYI JUDIT

szerű eredményei nagyon eltérők voltak, ami további vizsgálatok szükségességére hívta fel a figyelmet. A későbbiekben még visszatérünk az ebből a választásból adódó bizonytalansági tényezők illusztrálására. Az 5. táblában közöljük a kiválasztott regressziók jellemzőit.

5. tábla

A kiválasztott koíntegráló regresszíók becslése

l Becsült paraméterek

J

Változó [" 1 R2 Dw DF ADF

M! ; C * M ! g, CK [

!

MRP . . . . I —1, ] —1,0227 ] O,6004 ] O,3739 — [0,9863 l,2021i —3,67 -—2,36 MSF ... 0,3783 4,5160 0,0879 —1,0 0,0017 O,9939 1,4499 —3,79 -—4,20 MRC —1,0 —9,64l3 O,9902 1,3363 —O,1291 O,8873 O,8947 —2,83 —2,01 MSC O,2679 ——6,4810 —1,0 l,7730 —0,0175 O,9826 1,1687 ——3,11 —2,91 MRI ... O,3668 2,5563 O,2566 —-1,0 —0,0775 O,9838 1,5194 —2,83 —2,98 1,0990 —3,03 —2,55

tr

MSI ... 0,1692 O,6843 l—l,0 0,5484 * O,l908 O,9777

Mivel a kiválasztott kointegrációs regressziók reziduumainak vizsgálata alapján el kellett vetnünk a kointegrálatlanság hipotézisét (az ADF szempontjából az MRC—egyenlet lát- szik kétségesnek, de figyelembe véve, hogy elsőrendű integráltság esetén a DF-próba ki- elégítő, valamint a többváltozós esetre kidolgozott kritikus értékek megbizhatatlanságát vé- gül is nem részesítettük különleges elbánásban), a /3/ egyenlet kointegrációs becslését az alábbiak szerint készíthetjük el:

AMizcl—boAMá—doágrt—koma— 1) /4/

ahol R a kointegrációs regressziós egyenletek reziduumait jelenti. A kointegrációs becsléssel tovább finomítható a késleltetési struktúra, ami a /4/ egyenletben a magyarázó változók (közöttük az Rl-k is) különböző időszakra vonatkozó értékeinek speciükációs vizsgálatát jelentené. A jelenlegi fázisban csupán a /4/—nek megfelelő becslést készítettük el; Megjegyez—

zük, hogy az általános modell szellemének megfelelően próbálkoztunk a készletfelhalmozás rövid távú hatásának beépítésével is, azonban ez egyik egyenletben sem bizonyult szignifikáns magyarázó változónak. Eredményeínk azt mutatják, hogy egy—két egyenletnél további kisér- letekkel a dinamikus struktúra még javítható lenne.

A /4/ egyenlet becslését és zárójelben a t-arányokat a 6. táblában mutatjuk be.

6. tábla Az ímportfelhasznála's egyenletenkénti kointegra'ciós becslése

Becsült paraméterek

Változó , R' DW

c ; b., d, ka

MRF ... 0,0435 1,1331 —— 1,0982 — O,4150 O,9OSO 1,943O (2,62) (10,49) ( - 2,87) ( —- 2,77)

MSF ... 0,0074 O,3615 O,9224 1,1529 O,5673 1,5465

(0,30) (2,27) (1 ,75) (2,82)

MRC ... —O,2645 ——0,774O 11,1810 -—O,4570 O,5145 1,8115 (—3,39) (—1,95) (4,78) (—3,37)

MSC ... —0,0515 2,1353 —3,6315 l,7427 O,6899 1,9483

(O,95) "" (7, 10) ( —- 2,29) (3,98)

MRI ... — 0,0063 — O,3712 l,7270 1,9531 O,5594 2,0025

(—0,19) (—1,07) (4,21) (3,71)

MSI ... — 0,0802 1, 5872 0,1767 1,4999 O,6123 l,4492

(—2,37) (4,91) (0,49) (3,39)

(8)

A DW-mutatókból látható, hogy például a nem rubelelszámolású anyagfelhasználás és a beruházási célú import esetén a kapott becslések dinamikai specifikációja még további vizsgálatokat tenne szükségessé. Az illeszkedések javítására szükség lehetne egyéb változók bevonására is, bár megjegyezzük, hogy a viszonylag alacsony RZ-ek a logaritmikus növeke—

dési ütemek esetén nem feltétlenül jelentenek nagy hibát az eredeti változókra nézve. (Egyen—

leteinknél a visszatranszformált becslés és a tényadatok összevetésével számitott relatív hibák 3—10 százalék között mozogtak, tehát az illeszkedés néhány esetben javítható.) Ekkor kézenfekvő továbblépés a nem szignifikáns változók kihagyásával történő újrabecslés.

A nem rubelelszámolású beruházási célú import (MSI-) egyenlet ekkor a következő:

AMSI: —0,0766—l— 1,6671 AMS—l— l,5296 RSI (t— 1)

(—2,36) (6,09) (3,55)

R230,6252 DW21,5506

Mint látható, a becslési jellemzők valamelyest javultak, a paraméterek nagyságrendje nem változott, viszont a specifikáció még így sem tekinthető véglegesnek.

7. tábla

A kointegrácíós becslésből adódó rövid és hosszú távú rugalmasságok

' A rövid távú A hosszú távú'

változó import- i felhasználási import- 1 felhasználási

—- rugalmasságok

! b,, ] do ! mM ! "lo:

[ !

MRF . . . i 1,33 ' —1,10 0,60 O,37

MSF . . . O,36 O,92 —-O,23 2,64

MRC . . . —O,77 11,18 O,99 l,34

MSC . . . 2,l3 —— 3,634 3,73 —- 6,62

MRI . . . . -— i 1,72 ——0,70 2,73

MSI . . . . l,67 ) — 4,05 —-3,05

' mu b,](l—a) és mg.:dgl (l—a)

8. tábla

Az importfelhaszna'lásí modell GLS-becslése

Becsült paramétere?

Változó

(a -—- 1) ] b,, d., mM . mm R! DW

MRF ... —- 0,5069 — 1,0849 —— 1,3500 O,29 i 0,69 O,9103 2,4557

—l— -l—

MSF ... ——0,0486 0,3578 O,4353 — 5,46 1 3,53 O,4726 1,9797

—l— . -i- -l— -i-

MRC ... —— O,5051 ; -— 1,0893 l4,833 O,53 ! 3,07 0,5516 2,4253 el— * —l—

MSC ... —O,2583 2,0660 —4,8645 3,86 ; —4,80 O,5085 1,9648

.!—

MRI ... —O,9133 —0,l375 1,5008 —— O,27 ; 2,04 0,5746 1,7474

%- -l-

MSI ... —- 0,2033 1,7985 0,3676 i 7,91 , — 3,7l 0,6472 1,8226

* l l

1 E l

* A nem szignifikáns paramétereket 4- jellel jelöltük.

(9)

894 HALPERN LÁ SZLÓ—NEMÉNYI JUDIT

A 7. táblában találhatók a modell becsléseiből számítható közvetlen és hosszú távú rugalmasságok (a nem szignifikáns hatások elhagyásával). A hosszú távú rugalmasságok között nem szerepeltetjük a kumulált készletfelhalmozáshoz tartozó paramétereket, mivel ez csupán a készletalakulás proxy-változójaként fogható fel, és így a hozzá kapcsolódó érté- kek magyarázata erőltetett lenne.

Az egyik módszertani érdekesség a kétlépcsős eljárással készített becslések összehason—

lítása a hibakorrekciós modell közvetlen becslésével. Ehhez a 8. táblában közöljük a [3/

modell OLS—becslésével kapott eredményeket.

A 8. táblából látható, hogy a hibakorrekciós modell OLS-becslésekor számos szintvál- tozó nem szignifikáns, amiben feltehetően a multikollinearitás játszik szerepet. A Változók integráltságáról megállapitottakat szem előtt tartva világos, hogy a szintváltozók bármelyi—

kének elhagyása — mely az ökonometriai modellezésben ilyenkor szokásos választás — hamis regresszióhoz vezethetne. Ezért a továbbiakban a kointegrációs becsléseket elemezzük.

A rövid távú paraméterek realitása pedig a növekedési ütemek és az importigényes- ségi mutatók ábrázolásával ellenőrizhető. (Lásd az 1—3. ábrát.)

] . ábra. Az importanyag-felhasználás növekedési üteme

Rubelelszámolású Nem rubelszámolású

1,5 7,5

" ii A 73

I A : it ÉKX A A XA: /1*£Á "

i'; fúl—H X/x/xavú MMA—Jl ,;

09 V

45 018

07

0,7'_liltwitlit§llll!"!t§llllllllllhahlllllllllllllll[lllllllll'% % % § 'n'o

eeeeeweeeaaee

.? 3 E ?: 2 32 n x 3 s .— _a

lavor/anyag -fe//zaszná/ás ... Összes impam' --- Összes anyagú/baszná/ás 2. ábra. A fogyasz tási célú import növekedés: üteme

Rubelelszámolású Nem rubelelszámolású

z,z ao 1,9 1,6 M

ZZ 7.0

az?

ms

014 lllllllll(llIllllllllllll lllllllllllllIlllllllllll 0'4

;eeessaaeeeew

0—0:

3 3 3 3 E 3252 ? Yi ?: ?: 3 N*

fagyási/ási re'/u' imponf --- Összes impan/ —— — — 035155 fogyasz/ás

(10)

7, 8

7,6

7/4

7]?

710

(28

[ZS

04

3. ábra. A beruházási célú import növekedési üteme

Rubelelszámolású Nem rubelelszámolású

l

- i

r SIM .

i r! i'? A

)!ka Év. ):ls'xRK ,

' -./.-' i'

* A Vf XI A. -'

':5 ._." '.-' - ";;— _...r

.; '

Illllllllllllilllllllllll llllllllllillllllllllllll

3 'n e 'n a; lora r— lo e tn a mm

'a to !x Ix %) nem to (0 IN 5 ib %%

0"; Os 03 Us (h mo: m 03 0) (h 03 mm

IN IN N '*— k NN IN KN IN N TN NN

Bena/75259 re'/u' ünpof'l ... 05525: impof'f — —— — Osszes bemházás

715

4.4

A hosszú távú elaszticitások megítéléséhez támpontul szolgálhat a változók átlagos növekedési üteme, melyeket a 9. táblában közlünk.

9. tábla

A vizsgálatba bevont változók átlagos növekedési üteme

Növekedési ütem az

változó 1961 és 1986 ] 1980 és l986

közötti években (százalék)

MRF ... 105,61 101,41

MRC ... 108,9l 103,76

MRI ... 105,32 91,86

MR ... 105,88 100,48

MSF ... 107,76 101,98

MSC ... 105,70 106,79

MSI ... 101,79 99,74

MS ... 106,19 101,96 F ... 105,05 102,1 1 C ... 103,59 101 ,50 I ... 104,79 ! 97,65

A 7. táblából látható, hogy a rubelelszámolású import egyszázalékos emelkedése ennél nagyobb növekedéssel járt az importanyag—felhasználásban, de hosszabb távon a rubelel- számolású importanyag—felhasználás növekedése kisebb az összes import növekedésénél.

A rubelelszámolású fogyasztási és a beruházási célú import változása elsősorban nem az összes import, hanem a végső felhasználás alakulásával mozog együtt. A fogyasztási ím- port rövid távon kis mértékben, de ellentétesen alakul, hosszabb időszakot tekintve pedig az összes importtal arányosan változik. A fogyasztás növekedése az azonos időszaki fogyasztási célú import ugrásszerű növekedésével járt együtt a megfigyelési időszakban, 5 ez hosszú távon is egynél nagyobb (1,34) elaszticitást jelentett. A beruházási import elsősorban a be- ruházási volumen változásához kötődött, mégpedig mind rövid, mind hosszú távon egynél nagyobb értékű paraméterrel.

(11)

A nem rubelelszámolású importanyag-felhasználás közvetlen rugalmassága mind az import, mind az összes anyagfelhasználásra vonatkozóan egynél kisebb, de pozitív. Hosszabb távon csökkenő importhoz kisebb mértékű :növekvő importanyag-felhasználás tartozik.

Az anyagfelhasználási volumen egyszázalékos növekedése 2,64 százalékos átlagos import—

anyag-növekedéssel járt a megfigyelt időszakban. Az összes nem rubelelszárnolású import pozitív elaszticitásai alapján elmondható, hogy a végső felhasználásban érvényesült az im- portkorlátozás visszafogó hatása.

A végső felhasználás a megfigyelt időszak végén szinte stagnáló (fogyasztás) vagy csök—

kenő (beruházás) volt. Ez a tendencia azonban a modell jóval hOsszabb megligyelési idősza- kának egészében feloldódik. Ezért gyanakvással fogadtuk a fogyasztási és a beruházási célú import hosszú távú, viszonylag nagy, negatív értékű rugalmasságát. Adódna a magyarázat, hogy a keresletkorlátozás az importtartalom növekedése mellett valósult meg, ami az import—

hányadok és a növekedési ütemek tanulmányozása alapján részben igaz is. A számszerű értékek azonban nem látszanak reálisnak. Különösen óvatosságra int a magyarázatban az, ha pótlólag összehasonlítjuk a nem rubelelszámolású fogyasztási és beruházási célú import- felhasználásra normalizált kointegráló egyenletekből adódó hosszú távú rugalmasságokkal.

Ezekből a rosszabb statisztikai mutatókkal rendelkező — s így a további becslésből kizárt — egyenletekből a következő rugalmasságokat kaptuk. A fogyasztási import egyenletében

— l,62 az összes import és l,72 az összfogyasztás, a beruházási import egyenletében pedig 1,76 az import és — 1,15 a beruházás rugalmassága. Tehát az irányok és az arányok hasonlók, de a nagyságrend különböző.

Mindez rávilágít a kétlépcsős eljárással adódó eredmények számszerű interpretációjának

nehézségeire. A szakirodalomból már ismertek az /1/ hibakorrekciós modellekre a hosszú

távú megoldás vizsgálatát célzó eljárások, valamint a maximum likelihood megközelítésen alapuló becslési technikák (lásd (16)), melyek a későbbiekben lehetővé tehetik a fentiekben vázolt problémák egy részének megoldását.

AZ IMPORTFELHASZNÁLÁSI EGYENLETEK STABILITÁSA

És RENDSZERBECSLÉSE

Az előző részben bemutatott egyenleteket teszteltük a reziduumok normalitása és ho- moszkedaszticitása szempontjából. Erre vonatkozó hipotézisünket egyetlen egyenlet esetén sem kellett elvetnünk)l

A következő vizsgálat a paraméterek stabilitására vonatkozott. (A meglehetősen hosszú időszakot a közgazdasági irodalomban sokszor — különbözőképpen — szakaszokra bont- ják.) Mi azt vizsgáltuk, hogy empirikusan kimutatható-e erre vonatkozóan valami.

Stabilitási vizsgálatainkat az egyenletenként kiszámított Ouandt-féle hányados és a leg- valószínűbb töréspont évére kiszámított Chow-féle F-teszt alapján végeztük. A rubelelszá—

molású anyagimport egyenletében 1968-ban volt a legvalószínűbb a strukturális törés, de egyik paraméterre vonatkozóan sem kellett elvetnünk a paraméter változatlanságának hipo—

tézisét. A rubelelszámolású importanyag-felhasználás összes importhoz és anyagfelhaszná—

láshoz való kötődése tekintetében — vizsgálataink alapján — tehát az időszak egységesnek tekinthető. Ugyanez mondható el a rubelelszámolású fogyasztási célú importról, amelynél a törés éve valószínűleg 1967 volt, de itt nem lehetett elvetni a változatlan paraméterek hipo- tézisét. A rubelviszonylatú beruházási célú import egyenleténél 1966—ban a rövid távú be- ruházási rugalmasság változatlanságát el kellett vetni. Újrabecsültük az egyenletet az 1968 és 1986 közötti időszakra: a paraméter becsült értéke l,72-ről l,27-re csökkent.

A rubelviszonylatú összefüggések — viszonylag hosszabb időszakot tekintve is - nagy- fokú stabilitást mutatnak.

' A hipotézisvlugálatokat az IAS—programcsomag felhasználásával végeztük.

(12)

A nem rubelviszonylatú ányagfelhasználásnál 1969-ben volt a legnagyobb esélye a strukturális változásnak. A próbák alapján ekkor el is kellett vetnünk a paraméterek válto—

zatlanságának hipotézisét. Az egyenlet újrabecslésével az importrugalmasság O,36—ról 0,41-re, az anyagfelhasználás elaszticitása pedig O,92-ről 1,25-re változott. Azonban az új becslésre is el kellett vetnünk a struktúra állandóságának feltételezését. Az új töréspont az

1973. év volt.

A nem rubelelszámolású fogyasztási import legvalószínűbb töréspontja 1975 volt, ahol azonban nem kellett elvetni az állandó paraméterek hipotézisét. A nem rubelelszámolású be- ruházási import 1967-es legvalószínűbb töréspontjában ugyancsak nem mutatható ki strukturális törés.

Stabilitásvizsgálataink a nem rubelviszonylatú anyagfelhasználás alakulásában mutatták ki több nagyfokú instabilitásra mutató töréspontot.

Meg kell azonban jegyezni, hogy a stabilitási Vizsgálatok technikája olyan, hogy a meg- figyelési időszak Végére jutó Változások kimutatására alkalmatlan. így az 1980—as évek köze- pén bekövetkezett esetleges ,,rezsimváltások" ezzel a módszerrel még nem mutathatók ki.

Az egyenletenkénti becslésne'l — jórészt technikai okokból — nem vettünk figyelembe kereszthatásokat. Továbbá nyilvánvaló, hogy az összes import és a végső felhasználás a népgazdasági összefüggések rendszerében egymástól és más fontos folyamatoktól is függ.

Mindezeket a hatásokat az importfelhasználási egyenletek rendszerbecslésének az elkészíté- sével igyekeztük figyelembe venni.

Az importfelhasználási egyenleteket kiegészítettük az összes rubel— és nem rubelviszony- latú import egyenletével. Első lépésben elkészítettük az így kapott importfelhasználási modell egyenletenkénti becslését az instrumentális változók INST-módszerével. Az instrumentumokat a modell predeterminált változói köréből választottuk ki (végső felhasználások növekedési üteme, kointegrációs reziduális változók). Ezzel a különböző célú importfel—

használási egyenletekben szereplő Változók közül az összes import exogenitásának feltéte- lét enyhltettük, viszont nem feltételeztük a specifikált rendszeren kívüli hatásokat.

Az IN ST—becslés eredményeit a 10. táblában közöljük.

10. tábla

Az importfelhaszna'lási modell INST-becsle'se

Változó ' ! R' DW

e 1 b., ) d., ! k,

MRF ... 0,0584 . 1,3315 —1,6275 —0,3265 O,909l 2,0017

(2,88) (7,30) (— 2,99) (— 1,95)

MSF ... 0,0036 O,2862 1,2862 1,2148 O,5599 1,5065

(0,l4) (1,46) (l ,69) (2,81)

MRC ... —-O,2229 —O,5571 9,8108 —0,4451 0,4500 1,8036

(—2,58) (—1,06) (3,55) (——3,07)

MSC ... —0,0348 1,9354 -——2,9288 1,7115 O,6889 l,9134

(0,58) (5,40) (—1,63) (3,63)

MRI ... 0,0130 —O,1583 l,2230 1,8519 O,5585 1,8566

(O,42) ( —- 0,38) (2,68) (3,83)

MSI ... —— 0,0642 2,0796 —— O,384O l,9398 O,6786 l,9233

( — 190) (5352) (— 0,96) (432)

Az összes rubelelszámolású import egyenletének lNST—becslése:

MR:15,21—l-O,8954 MR(t——1H—O,4761 [RE(t-—2)— RE(t—3)]

(2,75) (17,63) (2,03)

R? : O,9684 DW:1,98

(13)

ahol RE -— a rubelviszonylatú külkereskedelmi egyenleg. Az összes nem rubelelszámolású import egyenletének INST-becslése:

MS: —4,73-l-O,726O X(t- 1)-l-4,5331 AX—O,1029 DS (—2,72) (2,78) (2,26) (—2,283)

R2:0,3036 DW:1,9129

ahol:

X — a bruttó termelés volumene,

DS — a konvertibilis év eleji adósságállomány dollárban.

Összehasonlítva a 10. táblát a 6. táblában közölt egyenletenkénti becslés eredményeivel látható, hogy jelentősebb paraméterváltozást a nem rubelelszámolású anyagfelhasználás rövid távú anyagfelhasználási paraméterében tapasztaltunk (amely O,92-ről 1,29—re válto—

zott), valamint a nem rubelviszonylatú beruházási célú import beruházási paramétere váltott előjelet. Megjegyezzük azonban, hogy egyik paraméter sem szignifikáns. Az INST-becsléssel kapott DW-mutatók jobbak, mint az GLS—becsléssel kapottak, s ennek alapján már csupán az MSF-egyenlet specifikációja igényelne további vizsgálatokat.

Ezt követően elkészítettük a modell becslését a háromfokozatú legkisebb négyzetek módszerével, (BLSO) amelyhez egy végső felhasználásokat endogén módon kezelő makro- modell becsléséhez kialakított instrumentumokat használtuk fel (17). Ezzel azt vizsgáltuk, hogy mennyire befolyásolja a becsléseket a makrogazdasági összefüggések kölcsönös kap- csolati rendszere, mely kívül esett vizsgálataink körén, de nyilvánvalóan nem független tőle.

Az instrumentumok ugyanis magukba tömörítik mindazon hatásokat, amelyeket az adott makromodellben mint kívülről adott exogén adottságokat verifikálni lehetett (a modell exogén változóiból számított főkomponensek). Az ilyen kezelés rekurzív kapcsolat esetén korrekt, tehát amikor az importfelhasználások és a makrofolyamatok között nincs vissza- csatolásos kapcsolat. Az egyirányú kapcsolat feltételezése is jelent megszorítást, aminek feloldása további vizsgálatokat igényelne. A 3LSO-becsléssel ugyanakkor enyhítettünk a különböző importfelhasználások függetlenségének feltételén is.

A 11. táblában a rendszerbecsléssel készitett számítási eredményeket közöljük.

További sajátosság, hogy az itt közölt számítások az 1968 és 1986 közötti időszakra vonat- koznak, ugyanis a felhasznált instrumentumok erre az időszakra álltak rendelkezésre.

ll. tábla

A : impartfelhaszna'la'si egyenletek rendszerbecslése

Változó * R' DW

(: b., de i k,,

MRF ... 0,0339 O,7854 — 0,6951 ! — 0,309O O,8565 2,6473

(l,74) (2,59) (—-— 1,04) l ( —— l,99)

MSF ... —— 0,0312 0,0987 2,0562 ; O,7005 0,6338 2,4018

(——l,Ol) (O,51) (2,74) § (1,67)

MRC ... —0,3061 — l,4849 lS,4180 — O,6375 0,7175 2,4593

( — 422) ( — 1,49) (5,00) ( — 5,07)

MSC ... 0,1037 2,4898 — 5,969O O,3841 0,6338 2,4018

(l,60) (6,72) (———3,07) (0,6037 )

MRI ... 0,0349 — O,4695 O,7621 2,3715 O,6374 1,1 142

(096) ( — OAI) (0,74) (4,77)

MSI ... —— 0,0352 1,786O —O,8192 ; 1,8012 O,7332 l,9924

(— 1,04) (4,05) ( — 1,20) ; (4,41)

(14)

Az összes rubelelszámolású import egyenletének 3LSO-becslése:

MR :16,61-i- 0,9010 MR(t—— 1)—l— O,4727 [RE(t— 2) -—— RE(t——- 3)]

(3,66) (24,37) (3,55)

R2:0,974l DW:2,2481

Az összes nem rubelelszámolású import egyenletének 3LSO-becslése:

MS: —11,11—l—1,7568 X(t-— I)—l— 6,2566 AX— O,2757 DS (— 3,72) (3,55) (4,29) ( —- 2,94)

R2: 0,6338 DW: 2,4018

A 11. táblát összevetve a 6. és 10. táblával már több jelentős változás tapasztalható.

Megváltozik a rövid és hosszú távú hatások szigniükanciája. A legszembetűnőbb, hogy a nem rubelviszonylatú anyagfelhasználási és fogyasztási célú import egyenletében a rövid távú hatások a meghatározók. Az anyagfelhasználási egyenletben az összes anyagfelhasználás rövid távú ingadozásának paramétere válik elsődlegessé. Megjegyezzük, hogy erre az egyenletre — mivel az egyenletenkénti becslések és a stabilitási vizsgálatok során egyaránt prob- lematikusnak bizonyult —- további specifikációs változatokkal próbálkoztunk. Ezek azt támasztották alá, hogy a termelőfelhasználáshoz való kötődés megfelelő késleltetési struk- túrával és kombinálva a készletezés alakulásával vezethet kielégítő eredményre. A rubelel- számolású beruházási célú importnál viszont épp ellenkezőleg, a rövid távú hatások szo- rultak a háttérbe. Ez a megállapítás azonban további vizsgálatokat igényel, tekintettel arra, hogy az egyenlet DW—mutatója nagyon alacsony értékű.

*

Eredményeink alapján látható, hogy az importfelhasználás szerkezetére relációnként és felhasználási célonként különbözően hat az importvolumen és a felhasználás alakulása.

Tovább árnyalja a képet az, ha lehetőség nyílik a közvetlen és a hosszabb távon érvényesülő hatások elkülönítésére, amit vizsgálatunkban a kointegrációs technika biztosított. E kezdeti számítások biztatóak és a továbbiakban a kapcsolatok dinamikus struktúrájának finomítá—

sával, valamint az idősorrendszereken belüli kölcsönös összefüggéseket explicit módon ke- zelő többváltozós technikák alkalmazásával tárhatók fel a komparatív statikus módszerek elől rejtett hatásláncok.

IRODALOM

(1) Arize, A.—Alifi, R.: An econometric examination of import demand function in the theory developing countries.

Journal ofPost Keyneslan Economics. 1987. évi 4. sz. 604—616. old.

2 Bochove, C. A. van: Imports and economic growth. Martin Nyhoü'. Hága. 1982. 290 old.

3 Boda György—Forgan Mária: Az importigényesség hullámzásai. Statisztikai Szemle. 1987. évi 9. sz. 859—875. old.

4 Boda György—Forgon Mária: Az importigényesség alakulása Magyarországon és hatása a népgazdasági makro- folyamatokra. Külgazdaság. 1988. évi 2—3. sz. 291—303. old.

(5; Boda György: Importigényesség és gazdasági növekedés. (Kézirat.)

(6 Chenery, H. B.—Strout, A. M.: Foreign assistance and economic development. American Economic Review.

1966. évi 4. sz. 679—733. old.

7 Engle, R. F.: On the theory of cointegrated economic time series. ESEM. Copenhagen. 1987. 33 old.

8 Engle, R. F.—Granger, C. W. J.: Co-integration and error correction representation, estimation and testing.

Econometrica. 1987. évi 2. sz. 251—276. old.

3 9) Engle, R. F.—Yoo, E. S.: Forecasting and testing in cc)-integrated system. Journal of Econometrlcs. 1987. évi 1. sz.

14 -1 9. old.

(10) Gilbert, C. L.: Professor Hendry's econometric methodology. Praetitioners' Corner. Oxford Bulletin ofEconomics and Statlstics. 1986. évi 3. sz. 283—307. old.

1 §)? gáberlt, C. L.: LSE and the British approach to time series econometrics. Oxford Economic Paper 41. 1989. évi . sz. — . 0 d.

(12) Goldstein, Al.—Khan, S.: Income and price effects in foreign trade. Megjelent: Handbook of international economics II. North Holland. 1985. 1041—1105. old.

(13) Granger, C. W. J.: Developments in the study of cointegrated economic variables. Oxford Bulletin afEconomlc:

and Starlstlcs. 1986. évi 3. sz. 213—228. old.

4;

(15)

900 HALPERN—NEMÉNYI: AZ IMPORTFELHASZNÁLÁS

1" égi) (fáanger, C. W. L—Newbald, P.: Spurious regressions in econometrics. Journal of Econometrics. 1974. évi 2. sz.

— . o . '

(15) Hall, S. G.: An application of the Granger and Eagle two—step estimation procedure to United Kingdom aggregate data. Oxford Bulletin afEcanomícs ami Statistics. 1986. évi 3. sz. 229—239. old.

16; Hall, S. (P.—Henry, S. G. B.: Macroeconomic modelling. North Holland. Amsterdam. 1988. 415 old.

17 Halpern László: A külgazdaság makroösszefüggései ökouometriai modellben. Közgazdaságtudományi Inté- zet.Budapest. 1989. 7] old.

(18; Harvey, A. C.: The econometric analysis of time series. Philip Allan. London. 1982. 229 old.

] (Ig Hylleberg, S.—Mízon, G. E.: Co-integratíon and error correction mechanisms. The Economic Journal. 1989. évi . sz. 11 425. old.

(20) Hendry, D. F.: Econometric modelling with co-integrated variables. An overwiev. Oxford Bulletin ofEconomícs and Statistics, 1986. évi 3. sz. 201—212. old.

7 ig) [gulyák Katalin: Konvertibilis külkereskedelmiink jövedelem— és árrugalmassága. Statisztikai Szemle. 1988. évi . sz. -7 0. old.

Én) Kovács Erzsébet: Idősorok koiutegrációja. Marx Károly Közgazdaságtudományi Egyetem. Népgazdaság Ter- vezési mézet. Műhelytanulmányok. Budapest. 1988. évi 4. sz. 27 old.

TÁRGYSZÓ: Import. Idősorelemzés. Matematikai modell.

PE310ME

ABTOpr Ha ocuoaauuu nammx sa 1960—1986 rom nccnenyror mamuecxue BSRKMOCBSBH ammopruoro norpeőnermsi, uponaaoncrnennoro n Kouetmoro norpeőneumx u mamam Bcero HM- nopra, a raxxce CTaÖKJIBHOCTL amx Bsaumocsaseü.

HpuMeuxemoe aBTopaMn Kongrerpaimonuoe npuőmmemre IIO3BOJI$ICT pasmatiarb xpa'mo—

cpo'mbxe n nonrocpouume Boaneücrsnn. Ounonpemenuo aim-cpu ycrananmmaror, nro B xone pac- 'IeTOB BOBHTHICIXO nemano merononormecxnx npoőneM, mm pemeuux xoropnx eme Tpeőymca naubueimme uccneuoeauus.

SUMMARY

The article examines the dynamic relationships between import utilization, productive and final consumption and of total imports. It also deals with the stability of these relatíonships on the basis of data concerning the 1960—1986 period.

The cointegration approach used by the authors enables us to differentiatc between short-term and long-term eli'ects. At the same time authors establish that calculation work has brought about a great number of methodological problems, the solution of which necessitates further research on the topic.