Konwergencja realna krajów OECD w latach 1970-2007

Pełen tekst

(1)Zeszyty Naukowe nr. 867. Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie. 2011. Łukasz Jabłoński Katedra Ekonomii Stosowanej. Konwergencja realna krajów OECD w latach 1970–2007 1. Wstęp W artykule przeanalizowano ścieżki wzrostu gospodarczego w latach 1970– –2007 w 30 krajach OECD, tj. Australii, Austrii, Belgii, Kanadzie, Czechach, Danii, Finlandii, Francji, Niemczech, Grecji, na Węgrzech, w Islandii, Irlandii, we Włoszech, w Japonii, Korei Południowej, Luksemburgu, Meksyku, Holandii, Nowej Zelandii, Norwegii, Polsce, Portugalii, Słowacji, Hiszpanii, Szwecji, Szwajcarii, Turcji, Wielkiej Brytanii oraz Stanach Zjednoczonych. Przeprowadzona analiza miała na celu zweryfikowanie hipotezy o występowaniu zjawiska realnej konwergencji poziomów rozwoju gospodarczego tych krajów. W badaniu uwzględniono dwa rodzaje konwergencji: konwergencję typu β oraz σ. Teoretyczną podstawą przedstawionych rozważań są neoklasyczne modele wzrostu gospodarczego R.M. Solowa [1956] oraz N.G. Mankiwa, D. Romera i D.N. Weila [1992]1. Zasadniczym wnioskiem płynącym z analizy tych modeli jest występowanie konwergencji realnej typu β. Oznacza to, że w krajach bogatych, czyli charakteryzujących się wyższym poziomem rozwoju gospodarczego (wyższym PKB przypadającym na mieszkańca), stopy wzrostu gospodarczego są niższe niż w biednych krajach. W konsekwencji z neoklasycznych modeli wzrostu gospodarczego wynika, że szybszy wzrost krajów słabiej rozwiniętych (β-konwergencja) prowadzi do stopniowego zmniejszania zróżnicowania poziomów rozwoju gospodarczego poszczególnych krajów (σ-konwergencja), co ostatecznie prowadzi do pełnej zbieżności poziomów ich rozwoju. W pierwszej części artykułu zaprezentowano podstawowe definicje oraz metodę analizy zbieżności typu β i σ w badanej grupie krajów. W kolejnych 1 Charakterystykę modelu R.M. Solowa [1956] oraz N.G. Mankiwa, D. Romera i D.N. Weila [1992] można znaleźć m.in. w pracach: [Tokarski 2000, 2005, 2009; Woźniak 2008].. ZN_867_Księga.indb 31. 2012-01-10 10:04:57.

(2) Łukasz Jabłoński. 32. częściach artykułu przeanalizowano ścieżki wzrostu w badanych krajach w latach 1970–2007 w celu weryfikacji hipotez o występowaniu konwergencji (β i σ) we wszystkich krajach OECD, kapitalistycznych krajach OECD oraz posocjalistycznych krajach członkowskich OECD. Badania konwergencji typu β przeprowadzono z uwzględnieniem danych panelowych według dwóch metod estymacji: klasycznej metody najmniejszych kwadratów (MNK) oraz metody z estymatorem o ustalonych efektach (FE). 2. Metodologia badań Konwergencja typu β występuje wówczas, gdy zachodzi ujemna (odwrotna) zależność pomiędzy stopą wzrostu dochodu lub dochodu per capita a jej poziomem z pierwszego badanego okresu. Weryfikowanie hipotezy o występowaniu konwergencji typu β polega na rozwiązaniu równania regresji postaci [Próchniak i Rapacki 2009, s. 148]:. 1 (ln y (T ) − ln y (0) ) = α0 + α1 ln y(0), T. gdzie: y(T) – poziom dochodu per capita w ostatnim badanym okresie, y(0) – poziom dochodu per capita w pierwszym badanym okresie, α0, α1 – parametry funkcji regresji.. (1). Konwergencja typu β zachodzi wówczas, gdy parametr α1 przyjmuje wartość mniejszą od zera. Oznacza to, że w krajach z relatywnie wyższym poziomem dochodu per capita roczne stopy wzrostu dochodu są niższe niż w krajach z relatywnie mniejszym dochodem. Jeśli parametr α1 = –1, w grupie analizowanych krajów występuje doskonała zbieżność typu β poziomów dochodów per capita. Jeśli kraje z wyższym początkowym poziomem dochodu przypadającego na mieszkańca mają niższe stopy wzrostu dochodu niż kraje z mniejszym dochodem per capita, parametr α1 ma wartość ujemną. Gdy parametr α1 = 0, nie występuje korelacja między stopą wzrostu dochodu per capita a jego poziomem z początkowego okresu. Wówczas w grupie analizowanych krajów obserwuje się postępujący proces dywergencji ze względu na poziom dochodu przypadającego na mieszkańca. Występowanie ujemnej wartości parametru α1 uzasadnia obliczenie stopy konwergencji β. Współczynnik β określa, jaki procent odległości do ścieżki zrównoważonego wzrostu pokonuje każdy kraj w ciągu jednego okresu, np. roku. R. Barro i X. Sala-i-Martin [1992, s. 223–251] dowiedli, że parametr α1 można zapisać jako:. ZN_867_Księga.indb 32. 2012-01-10 10:04:57.

(3) Konwergencja realna krajów OECD.... 33. α1 = − (1 − e−β) .. (2). Współczynnik odzwierciedlający szybkość zbieżności gospodarki do ścieżki zrównoważonego wzrostu można zatem przedstawić jako:. β = −1 T ⋅ ln (1 + α1T ) .. (3). Z przedstawionych formuł wynika, że jeśli parametr α1 przyjmuje wartości mniejsze od zera, to stopa konwergencji β przyjmuje wartości dodatnie i odzwierciedla procent odległości, jaki gospodarka pokonuje w danym okresie w kierunku ścieżki zrównoważonego wzrostu. Według R. Barra i X. Sala-i-Martina konwergencja typu σ występuje wówczas, gdy dyspersja miernika dochodów per capita zmniejsza się w czasie. Tak rozumianą konwergencję można obliczać z wykorzystaniem współczynnika odchylenia standardowego [Friedman 1992; Boyle i McCarthy 1997, 1999; Próchniak i Rapacki 2009, s. 148–149]. W konsekwencji dyspersję zmiennej yt można szacować z wykorzystaniem statystyki odchylenia standardowego, σyt:. σyt =. n. 2 1 ln , n · ∑  ( yt y* ) i =1. (4). n. 1 gdzie log y* = n · ∑ ln yt . i =1 Konwergencja typu σ występuje wtedy, gdy spełniony jest poniższy warunek:. σ yt +T < σ yt .. (5). W badaniach dłuższych szeregów czasowych wykorzystuje się także metodę analizy zbieżności typu σ, opartą na równaniu regresji o postaci [Malaga 2004; Próchniak 2006; Próchniak i Rapacki 2009, s. 147]:. σ yt = α 0 + α1t , (6). gdzie: σyt – odchylenie standardowe analizowanej zmiennej (np. dochodu per capita), t – liczba badanych okresów, np. lat (t = 1, 2, …). Zbieżność typu σ występuje wówczas, gdy parametr α1 przyjmuje wartość mniejszą od zera. W celu oceny oszacowanego równania regresji oblicza się ponadto współczynniki i testy własności statystycznych parametrów funkcji, tj. statystyki t-Studenta, poziomy istotności szacowanych parametrów, współczynnik determinacji R2 oraz skorygowany współczynnik determinacji (skor. R2).. ZN_867_Księga.indb 33. 2012-01-10 10:04:59.

(4) 34. Łukasz Jabłoński. Aby zweryfikować hipotezę o występowaniu konwergencji bezwarunkowej pomiędzy badanymi krajami, przeprowadzono procedurę oszacowania konwergencji typu β oraz σ. Obliczenia przeprowadzono dla wszystkich 30 krajów OECD, w tym 4 posocjalistycznych, w latach 1970–2007 na podstawie wskaźnika PKB per capita w cenach stałych (wg PPP, USD)2. Dane dotyczące całego badanego okresu były dostępne dla wszystkich krajów z wyjątkiem krajów posocjalistycznych, tj. Polski, Słowacji, Węgier i Czech, dla których dane są dostępne dopiero od 1991 r. W konsekwencji procedurę obliczeniową zróżnicowano ze względu na trzy kryteria: podokresy, grupy badanych krajów, wykorzystanych szeregów czasowych, oraz metodę szacowania parametrów regresji. Procedurę obliczeniową przeprowadzono dla lat 1970–2007 oraz 1992–2007. Wyodrębnienie okresu 1992–2007 miało na celu lepsze zdiagnozowanie procesu konwergencji (bądź dywergencji) z uwzględnieniem krajów posocjalistycznych, dla których są dostępne dane dopiero od 1991 r. Gospodarki OECD podzielono na trzy podgrupy: – wszystkie kraje OECD (OECD-all), – kraje OECD, które w całym badanym okresie były gospodarkami kapitalistycznymi (wolnorynkowymi, OECD-cap), czyli Australia, Austria, Belgia, Kanada, Dania, Finlandia, Francja, Niemcy, Grecja, Islandia, Irlandia, Włochy, Japonia, Korea Południowa, Luksemburg, Meksyk, Holandia, Nowa Zelandia, Norwegia, Portugalia, Hiszpania, Szwecja, Szwajcaria, Turcja, Wielka Brytania oraz Stany Zjednoczone, – kraje posocjalistyczne OECD (OECD-posoc): Czechy, Węgry, Polska i Słowacja. Badanie przeprowadzono na średnich ruchomych 1., 3. oraz 5. rzędu (dane roczne oraz średnie ruchome 3- i 5-letnie). Wykorzystanie średnich ruchomych (3- i 5-letnich) wynikało z pobudek poznawczych. Wielu badaczy sugeruje bowiem, że dane roczne są obciążone wahaniami sezonowymi. W konsekwencji dla zmniejszenia wahań cyklicznych (wygładzenia szeregów czasowych) wykorzystano średnie ruchome rzędu 3. oraz 5. Weryfikację hipotezy o konwergencji bądź dywergencji typu β badanych krajów przeprowadzono z wykorzystaniem MNK oraz FE. 3. Konwergencja wszystkich krajów OECD Wyniki oszacowań parametrów konwergencji typu β i σ wszystkich krajów OECD w latach 1970–2007 oraz 1992–2007 przedstawiono w tabelach 1–5 oraz 2 W badaniu wykorzystano dane publikowane przez OECD: http://stats.oecd.org/WBOS/, dostęp: 12.12.2008.. ZN_867_Księga.indb 34. 2012-01-10 10:04:59.

(5) ZN_867_Księga.indb 35. roczne współczynnik t-Studenta 0,0812 4,626 –0,00580 –3,2690 0,01032 0,00936 1027 tak 0,002526 p 0,0000 0,0011. 3-letnie t-Studenta 5,957 –4,2280 0,01804 0,01703 975 tak 0,002483. współczynnik 0,0800 –0,00570. p 0,0000 0,0000 współczynnik 0,0702 –0,00480. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1). roczne t-Studenta 3,445 –2,4300 0,01301 0,01081 450 tak 0,002614. współczynnik 0,0853 –0,00600. Źródło: opracowanie własne.. Stała ln (PKBt–1) R2 Skor. R2 n Konwergencja β. Wyszczególnienie p 0,0006 0,0154. 3-letnie t-Studenta 3,569 –2,3750 0,01244 0,01023 450 tak 0,002002 współczynnik 0,0701 –0,00460. p 0,0004 0,0179. współczynnik 0,0628 –0,00400. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1) 5-letnie t-Studenta 3,743 –2,3950 0,01265 0,01044 450 tak 0,001741. p 0,0002 0,0170. 5-letnie t-Studenta p 6,038 0,0000 –4,1070 0,0000 0,01799 0,01692 923 tak 0,00209. Tabela 2. Wyniki regresji MNK zbieżności typu β w grupie OECD-all w latach 1992–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. Źródło: opracowanie własne.. Stała ln (PKBt–1) R2 Skor. R2 n Konwergencja β. Wyszczególnienie. Tabela 1. Wyniki regresji MNK zbieżności typu β w grupie OECD-all w latach 1970–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. Konwergencja realna krajów OECD... 35. 2012-01-10 10:04:59.

(6) 36. Łukasz Jabłoński. na rys. 1 i 2. W tabelach 1 oraz 2 zawarto wyniki wyliczeń przeprowadzonych metodą MNK, a w tabelach 3 oraz 4 – na podstawie FE. Z oszacowanych parametrów regresji zaprezentowanych w tabelach 1–4 nie można wyciągnąć jednoznacznego wniosku, że kraje OECD-all rozwijały się zgodnie z hipotezą konwergencji typu β. Wniosek ten odnosi się do dwóch analizowanych podokresów, tj. 1970–2007 oraz 1992–2007. Obliczenia dokonane z wykorzystaniem MNK nie potwierdzają występowania zbieżności typu β w grupie OECD-all w żadnym z badanych okresów. Współczynniki równania regresji stojące przy zmiennej ln (PKBt–1) przyjęły wartości ujemne, co świadczy o tym, że kraje z wyższym PKB per capita (bogatsze) odnotowały niższą stopę wzrostu gospodarczego (PKB per capita) niż kraje biedniejsze. Proces konwergencji typu β zachodził bardzo powoli, tj. w tempie około 0,2–0,25% rocznie. Do przedstawionych wyliczeń należy podchodzić jednak bardzo ostrożnie. Pomimo właściwych (ujemnych) poziomów współczynników konwergencji typu β szacunki te charakteryzują się słabymi własnościami statystycznymi. Oszacowane równania regresji MNK dla obu podokresów z uwzględnieniem rocznych oraz średnich ruchomych 3- oraz 5-letnich ujawniają wprawdzie wysoką istotność statystyczną parametrów (t-Studenta oraz wartości p), zwłaszcza dla podokresu 1970–2007, dopasowanie równań regresji do rozkładu danych empirycznych jest jednak bardzo słabe (skor. R 2 < 0,02). W konsekwencji nie ma podstaw do jednoznacznego potwierdzenia hipotezy o występowaniu zbieżności typu β w grupie OECD-all. Zasadniczo odmienne wnioski dotyczące zjawiska zbieżności typu β od tych wypływających z obliczeń przeprowadzonych MNK można wyciągnąć, wykorzystując metodę FE. O ile wyliczenia przeprowadzone MNK świadczą o występowaniu pewnej presji konwergencyjnej, o tyle wyniki oszacowań uzyskane metodą FE dowodzą występowania raczej dywergencji aniżeli konwergencji typu β w grupie OECD-all (tabele 3 i 4). W obydwu badanych podokresach parametry dotyczące zmiennej ln (PKBt, i) przyjęły wartości większe od zera. Oznacza to, że w całym badanym okresie kraje o wyższym PKB per capita rozwijały się szybciej niż kraje z niższym poziomem tego wskaźnika. Wszystkie modele regresji oszacowane dla obydwu podokresów oraz różnych danych (rocznych oraz średnich ruchomych 3- oraz 5-letnich) są lepiej dopasowane do rozkładu zmiennych empirycznych niż wyniki uzyskane MNK. W odniesieniu do obydwu badanych podokresów skorygowane współczynniki determinacji przyjęły wyższy poziom niż odpowiadające im estymacje przeprowadzone MNK. Do oszacowań dla podokresu 1970–2007 należy jednak podchodzić ostrożnie, oszacowane parametry równania regresji charakteryzują się bowiem niską istotnością statystyczną (p > 0,2), co uniemożliwia sformułowanie. ZN_867_Księga.indb 36. 2012-01-10 10:04:59.

(7) ZN_867_Księga.indb 37. 5-letnie t-Studenta p –0,2250 0,8215 1,398 0,1624 0,31831 0,29538 923 nie (niska istotność) –. współczynnik –0,00430 0,0027. 1-roczne współczynnik t-Studenta –0,19590 –2,5570 0,0221 2,887 0,25287 0,19938 450 nie –. Źródło: opracowanie własne.. Stała ln (PKBt–1) R2 Skor. R2 n Konwergencja β. Wyszczególnienie p 0,0108 0,0040 współczynnik –0,26590 0,0290. 3-letnie t-Studenta –4,6280 5,038 0,36691 0,32158 450 nie –. p 0,0000 0,0000. współczynnik –0,23800 0,0262. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1) 5-letnie t-Studenta p –5,0860 0,0000 5,570 0,0000 0,46489 0,42657 450 nie –. Tabela 4. Wyniki regresji metodą FE zbieżności typu β w grupie OECD-all w latach 1992–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. 3-letnie t-Studenta p 0,793 0,4279 0,236 0,8129 0,21716 0,19228 975 nie (niska istotność) –. współczynnik 0,0179 0,0005. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1). 1-roczne współczynnik t-Studenta p 0,0142 0,478 0,6324 0,0009 0,324 0,7453 0,12046 0,09397 1027 nie (niska istotność) –. Źródło: opracowanie własne.. Stała ln (PKBt–1) R2 Skor. R2 n Konwergencja β. Wyszczególnienie. Tabela 3. Wyniki regresji metodą FE zbieżności typu β w grupie OECD-all w latach 1970–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. Konwergencja realna krajów OECD... 37. 2012-01-10 10:05:00.

(8) Łukasz Jabłoński. 38. precyzyjnych wniosków ekonomicznych. Z kolei wartości współczynników regresji FE (tabela 4) oraz ich oceny statystyczne (t-Studenta, wartość p) ujawniają występowanie wyraźnej dywergencji typu β w grupie OECD-all w latach 1992–2007. Zróżnicowanie poziomu PKB per capita w czasie (σ-konwergencję) zaprezentowano w tabeli 5 oraz na rys. 1 i 2. Wyniki równania regresji umożliwiające weryfikację hipotezy o występowaniu konwergencji typu σ sugerują występowanie pewnej presji konwergencyjnej. Tabela 5. Parametry równania regresji konwergencji typu σ w grupie OECD-all w latach 1970–2007 oraz 1992–2007 Wyszczególnienie Stała t R2 Skor. R2 n Konwergencja. Zmienna objaśniana: σ [ln (PKBt)] 1970–2007 1992–2007 współczynnik t-Studenta p współczynnik t-Studenta p 0,4252 65,51 0,0000 0,4454 105,0 0,0000 –0,00040 –1,59 0,1185 –0,00300 00–6,854 0,0000 0,06634 0,77039 0,04041 0,75399 38 16 tak tak. Źródło: opracowanie własne.. Zróżnicowanie poziomu PKB per capita zmniejszało się w grupie OECD-all zarówno w okresie 1970–2007, jak i 1992–2007. Wyniki oszacowań regresji σ-konwergencji świadczą o tym, że większa presja konwergencji wystąpiła w latach 1992–2007 niż w całym badanym okresie (1970–2007). Do wyników uzyskanych dla podokresu 1970–2007 również należy podchodzić ostrożnie. Oceny statystyczne parametrów regresji dla tego okresu charakteryzują się niską istotnością statystyczną, zwłaszcza skorygowanym współczynnikiem determinacji. Z kolei dla okresu 1992–2007 dopasowanie równania regresji oraz oceny istotności parametrów równania dowodzą występowania konwergencji typu σ. Pogłębieniem analizy zbieżności typu σ jest analiza wzrokowa poziomów odchylenia standardowego logarytmu naturalnego PKB per capita w badanym okresie (rys. 1 i 2). Z wykresów przedstawionych na rys. 1 i 2 wynika, że ujemne nachylenie równania regresji wystąpiło w obydwu badanych podokresach. Co istotne, dynamika zróżnicowania poziomu PKB per capita nie była stała w analizowanym okresie. Dominująca tendencja malejąca odchylenia standardowego charakteryzowała dane dotyczące lat 70. i 80. Z kolei na przełomie lat 80. oraz 90. wystąpiło zwiększenie różnic poziomów dochodów w badanych krajach. Ponownie silną presję. ZN_867_Księga.indb 38. 2012-01-10 10:05:00.

(9) Konwergencja realna krajów OECD.... 39. zmniejszania zróżnicowania poziomu PKB per capita zaobserwowano w pierwszej dekadzie XXI w. 0,5 y = –0,000x + 0,425. 0,46. R2 = 0,066. 0,42. 2004. 2006 2007. 2002. 2006. 2000. 1998. 1996. 1994. 1992. 1990. 1988. 1986. 1984. 1982. 1980. 1978. 1976. 1974. 1972. 1970. 0,38. Rys. 1. Zbieżność σ w grupie OECD-all w latach 1970–2007 Źródło: opracowanie własne.. 0,5. y = –0,003x + 0,445 R2 = 0,770. 0,45 0,4 0,35. y = 0,000x + 0,372 R2 = 0,022. 0,3 0,25. y = –0,006x + 0,241 R2 = 0,754. 0,2 0,15. OECD-all. OECD-cap. 2005. 2004. 2003. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. 1993. 1992. 0,1. OECD-posoc. Rys. 2. Zbieżność σ w grupie OECD-all, OECD-cap oraz OECD-posoc w latach 1992–2007 Źródło: opracowanie własne.. Należy podkreślić, że dywergencja zaobserwowana na początku lat 90. nie wynikała z dywergentnego rozwoju grupy krajów OECD, ale z włączenia do próby badawczej krajów posocjalistycznych.. ZN_867_Księga.indb 39. 2012-01-10 10:05:01.

(10) Łukasz Jabłoński. 40. 4. Konwergencja kapitalistycznych krajów OECD W grupie kapitalistycznych członków OECD w latach 1970–2007 zaobserwowano występowanie konwergencji typu β poziomu i stopy wzrostu PKB per capita. Szacowanie parametrów regresji na podstawie danych rocznych oraz średnich ruchomych 3- i 5-letnich MNK ujawnia ujemny znak parametru odnoszącego się do zmiennej ln (PKBt, i) oraz ich wysoką istotność statystyczną (tabela 6). Ze względu jednak na niski poziom skorygowanego współczynnika determinacji do tych oszacowań również należy podchodzić ostrożnie. Skrócenie analizowanego okresu do lat 1992–2007 zmniejszyło istotność statystyczną parametrów równania regresji w grupie OECD-cap. W konsekwencji niemożliwe okazało się wyciągnięcie wniosków o zależnościach występujących między roczną zmianą PKB per capita a jego poziomem w tych krajach3. Na podstawie oszacowania parametrów równania konwergencji β w grupie OECD-cap z wykorzystaniem metody FE stwierdzono występowanie presji konwergencyjnej typu β w okresie 1970–2007 oraz dywergencji typu β w okresie 1992–2007 (tabele 7 i 8). Analiza uzyskanych wyników (tabela 7) wskazuje, że występująca w okresie 1970–2007 konwergencja typu β charakteryzowała się niską istotnością statystyczną. Oprócz niskich poziomów skorygowanego współczynnika determinacji zaobserwowano także bardzo wysokie oceny statystyki t-Studenta. W konsekwencji do uzyskanych oszacowań należy podchodzić z dystansem. Istotną statystycznie dywergencję typu β w grupie OECD-cap zaobserwowano w latach 1992–2007 przy wykorzystaniu metody FE (tabela 8). Wynika to z oszacowań prowadzonych na średnich ruchomych 1., 3. oraz 5. rzędu. Co istotne, oszacowania te ujawniły dość dobre dopasowanie funkcji do rozkładu zmiennych empirycznych (R2 i skor. R2), zwłaszcza w przypadku estymacji na średnich ruchomych 3- i 5-letnich (tabela 7). Wyniki wyliczeń dotyczących zróżnicowania poziomu PKB per capita (σ-konwergencję) w kapitalistycznych krajach OECD zaprezentowano w tabeli 9 oraz na rys. 3. Z oszacowań współczynników odzwierciedlających tendencję zmian poziomu zróżnicowania PKB per capita wynika, że zbieżność typu σ w okresie 1970–2007 jest istotna statystycznie. Wyniki estymacji uzyskane w odniesieniu do okresu 1992–2007 ze względu na słabe własności oszacowanych parametrów stojących przy zmiennej czasowej (t) mają natomiast charakter regresji pozornej. Nie można Przeprowadzenie procedury obliczeniowej parametrów konwergencji typu β w grupie OECD-cap w okresie 1992–2007 ujawniło wysoce niezadowalające własności statystyczne. Skorygowany współczynnik determinacji przyjął wartości ujemne w przypadku średnich ruchomych 1., 3. oraz 5. rzędu. 3. ZN_867_Księga.indb 40. 2012-01-10 10:05:01.

(11) ZN_867_Księga.indb 41. 1-roczne współczynnik t-Studenta 0,0762 4,260 –0,00530 –2,9650 0,00908 0,00804 962 tak 0,002308. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1) 3-letnie 5-letnie p współczynnik t-Studenta p współczynnik t-Studenta 0,0000 0,0779 5,722 0,0000 0,0705 6,005 0,0031 –0,00550 –4,0510 0,0000 –0,00490 –4,1210 0,01776 0,01946 0,01668 0,01831 910 858 tak tak 0,002395 0,002133 p 0,0000 0,0000. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1) 1-roczne 3-letnie 5-letnie współczynnik t-Studenta p współczynnik t-Studenta p współczynnik t-Studenta p 0,0406 1,371 0,1704 0,0457 2,076 0,0381 0,0248 1,363 0,1732 –0,00170 –0,5870 0,5573 –0,00230 –1,0420 0,2976 –0,00020 –0,1440 0,8849 0,11493 0,22568 0,34690 0,09032 0,20288 0,32646 962 910 858 tak (niska istotność) tak (niska istotność) tak (niska istotność) 0,000739 0,001 0,0000869. Źródło: opracowanie własne.. Stała ln (PKBt–1) R2 Skor. R2 n Konwergencja β. Wyszczególnienie. Tabela 7. Wyniki regresji metodą FE zbieżności typu β w grupie OECD-cap w latach 1970–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. Źródło: opracowanie własne.. Stała ln (PKBt–1) R2 Skor. R2 n Konwergencja β. Wyszczególnienie. Tabela 6. Wyniki regresji MNK zbieżności typu β w grupie OECD-cap w latach 1970–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu Konwergencja realna krajów OECD... 41. 2012-01-10 10:05:01.

(12) ZN_867_Księga.indb 42. –0,11180. 0,0133. Stała. 390 nie –. n. Konwergencja. β. Źródło: opracowanie własne.. 0,14513. 0,20227. 1,499. –1,2430. Skor. R2. R2. roczne. współczynnik t-Studenta. ln (PKBt–1). Wyszczególnienie. 0,1346. 0,2143. p 0,0180. –0,15970. –. nie. 390. 0,29526. 0,34236. 2,858. –2,5150. współczynnik t-Studenta. 3-letnie. 0,0045. 0,0123. p. 5-letnie. 0,0137. –0,11660. –. nie. 390. 0,42715. 0,46544. 2,725. –2,3040. współczynnik t-Studenta. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1). 0,0067. 0,0217. p. Tabela 8. Wyniki regresji metodą FE zbieżności typu β w grupie OECD-cap w latach 1992–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. 42. Łukasz Jabłoński. 2012-01-10 10:05:01.

(13) Konwergencja realna krajów OECD.... 43. więc wyciągnąć wniosków ekonomicznych dotyczących konwergencji bądź dywergencji typu σ. Tabela 9. Parametry równania regresji konwergencji typu σ w grupie OECD-cap w latach 1970–2007 oraz 1992–2007 Zmienna objaśniana: σ [ln(PKBt)] Wyszczególnienie. 1970–2007. 1992–2007. współczynnik t-Studenta Stała. 0,4429. t. –0,00220. p. współczynnik t-Studenta. 106,0. 0,0000. 0,3724. –12,160. 0,0000. 0,0002. p. 100,6. 0,0000. 000,56. 0,5791. R2. 0,80441. 0,02251. Skor. R2. 0,79898. –0,047310. n. 38. 16. Konwergencja. tak. nie (niska istotność). Źródło: opracowanie własne.. 0,47 0,45 0,43. y = –0,002x + 0,442. 0,41. R2 = 0,804. 0,39 0,37. 2006. 2004. 2002. 2000. 1998. 1996. 1994. 1992. 1990. 1988. 1986. 1984. 1982. 1980. 1978. 1976. 1974. 1972. 1970. 0,35. Rys. 3. Zbieżność σ w grupie OECD-cap w latach 1970–2007 Źródło: opracowanie własne.. Z wykresu przedstawionego na rys. 3 wynika, że zróżnicowanie poziomu PKB per capita wykazywało tendencję malejącą do połowy lat 90. W latach 1997–2001 zaobserwowano σ-dywergencję, a od 2002 r. ponownie nastąpiła σ-konwergencja.. ZN_867_Księga.indb 43. 2012-01-10 10:05:02.

(14) Łukasz Jabłoński. 44. 5. Konwergencja posocjalistycznych krajów członkowskich OECD Wyliczenia współczynników odzwierciedlających zależność pomiędzy poziomem oraz tempem wzrostu PKB per capita uniemożliwiają weryfikację hipotezy o zbieżności ścieżek wzrostu gospodarczego w grupie posocjalistycznych krajów członkowskich OECD. Wyliczenia przeprowadzone dla tej grupy krajów w latach 1992–2007 MNK dały wyniki o niskiej istotności statystycznej oszacowanych parametrów regresji. Z kolei wyliczenia przeprowadzone metodą FE okazały się istotne statystycznie, zwłaszcza dla średnich ruchomych 3. oraz 5. rzędu. Znaki współczynników parametrów przy zmiennej ln(PKBt–1) świadczą o dywergencji typu β w latach 1992–2007 (tabela 10). W konsekwencji ścieżki wzrostu PKB per capita w grupie OECD-posoc nie są zgodne z hipotezą konwergencji typu β. W tabeli 11 oraz na rys. 4 przedstawiono wyniki badań nad zbieżnością typu σ w grupie OECD-posoc w latach 1992–2007. W badanym okresie zróżnicowanie poziomu PKB per capita zmniejszyło się (ujemny znak parametru przy zmiennej czasowej t), co potwierdza istnienie konwergencji typu σ w latach 1992–2007. Co więcej, oszacowania charakteryzują się wysoką istotnością statystyczną oraz dobrym dopasowaniem (skor. R2 > 0,7). 0,3 0,25 y = –0,0068x + 0,2418. 0,2. R2 = 0,7545. 2007. 2006. 2003. 2004. 2003. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. 1993. 0,1. 1992. 0,15. Rys. 4. Zbieżność σ w grupie OECD-posoc w latach 1992–2007 Źródło: opracowanie własne.. Z wykresu przedstawionego na rys. 4 wynika, że zróżnicowanie poziomu PKB per capita najszybciej zmniejszało się w okresie 1996–1999. W latach 2001–2007 poziom odchylenia standardowego logarytmu naturalnego PKB per capita utrzymywał się na w miarę stałym poziomie z niewielką tendencją malejąca. Ścieżki wzrostu PKB per capita w posocjalistycznych krajach członkowskich OECD nie są więc zgodne z hipotezą konwergencji typu β, natomiast wykazują występowanie zbieżności typu σ.. ZN_867_Księga.indb 44. 2012-01-10 10:05:02.

(15) ZN_867_Księga.indb 45. –0,11180. 0,0133. ln (PKBt–1). 390 nie –. Konwergencja. β. 0,1346. 0,2143. p. 3-letnie. 0,0180. –0,15970. –. nie. 390. 0,29526. 0,34236. 2,858. –2,5150. współczynnik t-Studenta 0,0045. 0,0123. p 0,0137. –0,1166. 16 tak. n. Konwergencja. Źródło: opracowanie własne.. 0,75453 0,73700. Skor. R2. –6,56. 24,10. t-Studenta. Zmienna objaśniana: σ [ln (PKBt)]. 2. R. 0,2418 –0,00680. t. współczynnik. Stała. Wyszczególnienie. 5-letnie. p 0,0000. 0,0000. –. nie. 390. 0,42715. 0,46544. 2,725. –2,3040. współczynnik t-Studenta. Tabela 11. Parametry równania regresji konwergencji typu σ w grupie OECD-posoc w latach 1992–2007. Źródło: opracowanie własne.. 0,14513. n. 0,20227. 1,499. –1,2430. Skor. R2. R2. 1-roczne. współczynnik t-Studenta. Stała. Wyszczególnienie. Zmienna objaśniana: ln (PKBt) – ln (PKBt–1). 0,0067. 0,0217. p. Tabela 10. Wyniki regresji metodą FE zbieżności typu β w grupie OECD-posoc w latach 1992–2007 z uwzględnieniem średnich ruchomych 1., 3. i 5. rzędu. Konwergencja realna krajów OECD... 45. 2012-01-10 10:05:02.

(16) Łukasz Jabłoński. 46. 6. Podsumowanie Ścieżki wzrostu gospodarczego w badanej grupie krajów OECD były zróżnicowane. Niektóre badane kraje wykazywały wspólne stany równowagi stacjonarnej, odzwierciedlone konwergencją typu β oraz σ, inne zaś w większym stopniu potwierdzały występowanie dywergencji typu β oraz σ. Podsumowanie wyników przeprowadzonych badań zawarto w tabeli 12. Weryfikację hipotezy o występowaniu zbieżności typu β przeprowadzono z wykorzystaniem dwóch metod estymacji. W przypadku klasycznej MNK wyniki potwierdziły występowanie odwrotnej zależności między poziomem a stopą wzrostu PKB per capita w grupie OECD-all oraz OECD-cap w latach 1970–2007. W drugim badanym okresie, tj. 1992–2007, nie stwierdzono konwergencji typu β w żadnej grupie badanych krajów. Tabela 12. Podsumowanie wyników badań konwergencji typu β oraz σ w grupie krajów OECD w latach 1970–2007 Grupa krajów OECD OECD-cap OECD-posoc. Okres 1970–2007 1992–2007 1970–2007 1992–2007 1992–2007. β-konwergencja MNK FE tak nie nie (niska istotność) nie tak tak (niska istotność) – nie – nie. σ-konwergencja tak tak tak nie tak. Źródło: opracowanie własne.. Wykorzystanie metody FE miało na celu uwzględnienie heterogeniczności badanych krajów. Wyniki estymacji ujawniły konwergencję typu β jedynie w grupie OECD-cap w okresie 1970–2007, jednak na niskim poziomie istotności. Pozostałe modele wykazały raczej występowanie dywergencji β, a nie konwergencji. Na podstawie analizy poziomu PKB per capita stwierdzono występowanie konwergencji typu σ we wszystkich badanych krajach oraz podokresach. Wyjątkiem okazała się estymacja w grupie OECD-cap w latach 1992–2007. Zróżnicowanie poziomu rozwoju gospodarczego zmniejszało się w badanej grupie krajów. Z przeprowadzonych badań wynika, że w badanej grupie krajów występowała presja konwergencyjna (zarówno β jak i σ). Analizowane państwa wykazywały jednak powolne tempo zbieżności absolutnej. Potwierdzono występowanie konwergencji typu β w okresie 1970–2007, ale oszacowania dla okresu 1992–2007 świadczą o tym, że w ostatniej dekadzie XX w. proces konwergencji znacznie. ZN_867_Księga.indb 46. 2012-01-10 10:05:03.

(17) Konwergencja realna krajów OECD.... 47. się osłabił, przeradzając się w proces dywergencji. Zjawisko konwergencji jest wyraźniejsze, gdy bada się jednorodną grupę krajów (w tym przypadku dotyczy to grupy OECD-cap). Uzyskane wyniki w ogólnym ujęciu są zgodne z rezultatami badań przeprowadzonych przez innych autorów. K. Malaga [2004] przeanalizował zjawisko zbieżności występujące w krajach OECD w latach 1960–1999. Badania te także ujawniły ujemne współczynniki przy wielkości PKB per capita, dowodząc tym samym występowania konwergencji typu β. Autor ten, analizując proces konwergencji i przyjmując jako początek okresu analizy lata 70. XX w., również wykazał niski poziom tempa zbieżności typu β. Zilustrował też malejące odchylenia standardowe logarytmu PKB per capita, co dowodzi występowania zbieżności typu σ. Literatura Barro R.J., Sala-i-Martin X. [1992], Convergence, „Journal of Political Economy”, vol. 100, nr 2. Boyle G.E., McCarthy T.G. [1997], A Simple Measure of β-convergence, „Oxford Bulletin of Economics and Statistics”, vol. 59, nr 2. Boyle G.E., McCarthy T.G. [1999], Simple Measures of Convergence in per Capita GDP: A Note on Some Further International Evidence, „Applied Economics Letters”, vol. 6. Friedman M. [1992], Do Old Fallacies Ever Die?, „Journal of Economic Literature”, vol. 30, nr 4. Malaga K. [2004], Konwergencja gospodarcza w krajach OECD w świetle zagregowanych modeli wzrostu, Prace Habilitacyjne, nr 10, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej w Poznaniu, Poznań. Mankiw N.G., Romer D., Weil D.N. [1992], A Contribution to the Empirics of Economic Growth, „Quarterly Journal of Economics”, vol. 7, nr 2. Próchniak M., Rapacki R. [2009], Konwergencja typu beta (β) i sigma (σ) w krajach transformacji w latach 1990–2005 [w:] Wzrost gospodarczy w krajach transformacji. Konwergencja czy dywergencja?, red. R. Rapacki, PWE, Warszawa. Solow R.M. [1956], Contribution to the Theory of Economic Growth, „Quarterly Journal of Economics”, vol. 70, nr 1. Tokarski T. [2000], Optymalne stopy inwestycji w modelu Mankiwa-Romera-Weila, „Ekonomista”, nr 3. Tokarski T. [2005], Wybrane modele podażowych czynników wzrostu gospodarczego, Wydawnictwo Uniwersytetu Jagiellońskiego, Kraków. Tokarski T. [2009], Matematyczne modele wzrostu gospodarczego (ujęcie neoklasyczne), Wydawnictwo Uniwersytetu Jagiellońskiego, Kraków. Woźniak M.G. [2008], Wzrost gospodarczy. Podstawy teoretyczne, wyd. 2 popr. i uzup., Wydawnictwo Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie, Kraków.. ZN_867_Księga.indb 47. 2012-01-10 10:05:03.

(18) 48. Łukasz Jabłoński. Real Convergence between Countries of the OECD in the Years 1970–2007 The article analyses the trajectory of economic growth in 30 countries of the OECD from 1970 to 2007. The countries discussed include Australia, Austria, Belgium, Canada, Czech Republic, Denmark, Finland, France, Germany, Greece, Hungary, Iceland, Ireland, Italy, Japan, South Korea, Luxembourg, Mexico, Holland, New Zealand, Norway, Poland, Portugal, Slovakia, Spain, Sweden, Switzerland, Turkey, Great Britain and the US. The analysis was done to verify a hypothesis on the phenomenon of real convergence of the economic growth levels of these countries. Two type of convergence – beta (β) and sigma (σ) – were considered. Research on convergence type beta (β) was carried out using panel data derived with two estimation methods, the classical pooled least squares (PLS) and a method based on an estimator of fixed effects (FE). The results of our research suggest the occurrence of convergence pressure (both beta and sigma) in the group of countries under consideration, which however demonstrated a slow rate of absolute convergence. Further, as much as the occurrence of convergence type beta may be confirmed for the entire 1970–2007 period, estimates for the 1992– 2007 period suggest to the same extent that in the 1990s the convergence process weakened considerably as it became a process of divergence. The results also suggest that the convergence phenomenon is more pronounced when more homogenous groups of countries are studied. In this case, this applied to countries of the OECD.. ZN_867_Księga.indb 48. 2012-01-10 10:05:03.

(19)