ŹRÓDŁA UTRUDNIEŃ TRANSPORTOWYCH NA POZIOMIE FIRM WYNIKI BADAŃ EMPIRYCZNYCH

Łukasz Goczek

Uniwersytet Warszawski, Wydział Nauk Ekonomicznych, Katedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego

ŹRÓDŁA UTRUDNIEŃ TRANSPORTOWYCH NA POZIOMIE FIRM – WYNIKI BADAŃ EMPIRYCZNYCH

Streszczenie: Celem artykułu jest wskazanie, jaki rodzaj przedsiębiorstw częściej po- strzega utrudnienia w transporcie jako przeszkodę w prowadzeniu działalności gospodar- czej. Empiryczne stwierdzenie tych zależności pozwoli na lepsze ukierunkowanie polity- ki transportowej i szerzej polityki infrastrukturalnej państwa. W części pierwszej artykułu przedstawiono problematykę utrudnień transportowych. W części drugiej zaprezentowa- no dane empiryczne oraz procedurę i wyniki badania empirycznego. Ostatnia część arty- kułu zawiera wnioski.

Słowa kluczowe: badanie empiryczne, infrastruktura, transport.

Wstęp

Wzrost skali działalności gospodarczej pozostaje jednym z głównych wyzwań stojących przed przedsiębiorstwami z krajów dążących do konwergencji z naj- bogatszymi gospodarkami Europy. Niemniej jednak fi rmy działające w krajach Europy Środkowej i Wschodniej stoją w obliczu relatywnie trudniejszych warun- ków prowadzenia działalności gospodarczej, w tym w zakresie transportu i in- frastruktury, niż podobne przedsiębiorstwa w krajach rozwiniętych. Z tego też powodu wzrost skali ich działalności napotyka większe trudności. W celu wy- równania tych warunków działania przedsiębiorstw konieczna jest intensyfi ka- cja powiązań pomiędzy gospodarkami regionu a gospodarkami krajów gospodar- czego centrum Europy. Katalizatorem intensyfi kacji tych powiązań jest rozwój wspólnej sieci transportowej i likwidacja utrudnień w transporcie, postrzeganych jako przeszkoda w prowadzeniu działalności gospodarczej.

Na tym tle ciekawym problemem badawczym wydaje się wskazanie, jaki ro- dzaj przedsiębiorstw zgłasza utrudnienia transportowe jako szczególnie istotne dla swojej działalności. Stwierdzenie empiryczne źródeł utrudnień transporto- wych na poziomie fi rm, co jest celem artykułu, pozwoli na lepsze ukierunkowa- nie polityki transportowej i szerzej – infrastrukturalnej państwa.

1. Waga utrudnień transportowych na poziomie przedsiębiorstw

Dobra infrastruktura jest ważnym elementem efektywnej gospodarki rynkowej.

Obszerne dowody empiryczne wskazują, że istnienie sieci powiązań transporto- wych pomaga promować rozwój przedsiębiorstw i zdobywać nowe rynki. Ba- dania wskazują, że poniżej osiągnięcia pewnego poziomu wyposażenia w infra- strukturę czynnik ten jest poważną przeszkodą dla rozwoju gospodarczego kraju [Goczek 2011]. Dzieje się tak, gdyż przedsiębiorstwa postrzegają mało wydajne usługi infrastrukturalne jako znaczące ograniczenie rozwoju własnej wydajności, zdobywania nowych rynku i rozwoju skali przedsiębiorstwa. Poprzez zmniejsze- nie kosztów transportu i transakcji wydajna infrastruktura również sprzyja kon- kurencyjności i współpracy regionalnej przedsiębiorstw.

Zły stan połączeń transportowych w części Europy Środkowej i Wschod- niej tworzy istotną barierę dla regionalnej i międzynarodowej wymiany han- dlowej w wielu krajach transformacji [EBRD 2004]. Po części wynika to z hi- storii. W czasach komunistycznych państwa regionu inwestowały relatywnie dużo w infrastrukturę w stosunku do państw na podobnym poziomie rozwoju.

W związku z tym dziś większość krajów transformacji posiada znaczny poziom zasięgu sieci transportowej w porównaniu z innymi rynkami wschodzącymi.

Jednakże, jak pokazano w EBRD [1996], infrastruktura odziedziczona po po- przednim systemie była w złym stanie technicznym, a co ważniejsze – źle do- stosowana do potrzeb gospodarki rynkowej. Obecne utrudnienia o charakterze transportowym polegają nie tyle na niedostatku infrastruktury, ile na jej skrzy- wieniu wobec potrzeb przemysłu ciężkiego i braku zdecentralizowania syste- mów transportowych.

Przez ostatnie dwa dziesięciolecia państwa regionu znacznie zwiększyły fi nan- sowanie inwestycji związanych z infrastrukturą, lecz nadal istnieje pilna potrzeba jej modernizacji i rozwoju w celu dostosowania do potrzeb gospodarki rynkowej, a przede wszystkim fi rm regionu. Na tym tle wydaje się ciekawe pytanie badaw- cze, na ile wzrost sieci transportowej w regionie przełożył się na zróżnicowanie w zależności od charakterystyk przedsiębiorstw utrudnień w transporcie postrze- ganych jako przeszkoda w prowadzeniu działalności gospodarczej. Zależność ta została zbadana ekonometrycznie na potrzeby artykułu.

2. Metoda i wyniki badania empirycznego utrudnień transportowych

W artykule użyto danych na temat utrudnień transportowych postrzeganych jako przeszkoda w działalności gospodarczej przez przedsiębiorstwa zebrane w Bu- siness Environment Survey (BEEPS). Sondaż ten jest wspólną inicjatywą Euro- pejskiego Banku Odbudowy i Rozwoju oraz Banku Światowego. Czwarta runda badania odbyła się w latach 2008–2009, a badaniem objęto prawie 12 000 przed- siębiorstw w 29 krajach. Omawiany zestaw danych ma wiele zalet. Przede wszyst- kim baza danych zawiera informacje na temat tego, w jakim stopniu przedsiębior- stwo postrzega utrudnienia transportowe w działalności gospodarczej. Dlatego też istnieje przewaga nad badaniami opartymi na innych metodach wywodzących się bezpośrednio z danych dotyczących lokalizacji i odległości. Po drugie, baza danych zawiera informacje na szerokim przekroju różnych rodzajów przedsię- biorstw w wielu krajach, w tym na temat dużej liczby małych i średnich przedsię- biorstw, co zapewnia różnorodność wyników. Według wiedzy autora dane te nie były używane do badań podobnych do zawartych w niniejszym artykule.

W badaniu empirycznym przyjęto, że prawdopodobieństwo, że zjawisko utrudnień transportowych postrzeganych jako przeszkoda w działalności gospo- darczej znajdzie się w jednym z pięciu stanów określonych skalą Likerta, zależy od zmiennych przedstawionych w tabeli 1 oraz nieobserwowalnych czynników charakterystycznych dla kraju. Dlatego w celu oceny względnego znaczenia cha- rakterystyk fi rm zgrupowanych w powyższych pięciu grupach w wyjaśnieniu ist- nienia utrudnień transportowych użyto następującego równania:

*i k i p p i

k p

y

¦

¦

y_i* – nieobserwowane utrudnienia transportowe dla i-tego przedsiębiorstwa z kraju j,

X_i – wektor charakterystyki tego przedsiębiorstwa, β – szacowane współczynniki regresji,

Kraj – zmienne zerojedynkowe odnoszące się do poszczególnych krajów w celu kontroli nieobserwowalnych efektów związanych z krajem dzia- łalności przedsiębiorstwa. Dla uwzględnienia możliwości nieistotno- ści efektów z tym związanych dokonano równoczesnej analizy dwóch modeli, jednego z uwzględnieniem tych zmiennych zerojedynkowych, drugiego bez tych zmiennych.

Analizowana w modelu ekonometrycznym zmienna zależna w postaci obser- wowalnej, czyli utrudnienia transportowe postrzegane jako przeszkoda w działal-

ności gospodarczej, nie jest zmienną ciągłą, lecz zmienną dyskretną. Przyjmuje ona wartości z przeliczalnego i skończonego zbioru wartości o określonej hierar- chii i tym samym jest zmienną dyskretną o charakterze kategorii uporządkowa- nych. Zatem zmienną tę można opisać w następujący sposób:

y_i = 0 dla y* ≤ 0, y_i = 1 dla 0 < y* ≤ μ₁, y_i = 2 dla μ₁ < y* ≤ μ₂,

 

y_i = J dla μ_j–1 ≤ y*.

W celu zapewnienia uszeregowania kolejnych obcięć rozkładu konieczne jest założenie:

0 < μ₁ < μ₂ < … < μ_J–1 = 1,

gdzie μ jest szacowanym współczynnikiem odcięcia kolejnej kategorii.

W przedstawionym przypadku nie można użyć zwykłej regresji liniowej ze względu na uzyskanie niemożliwych ze statystycznego punktu widzenia ocen współczynników (prawdopodobieństwa przekraczające 1). Istotny jest również fakt uporządkowania zmiennej zależnej, co pozwala na wykorzystanie niosącego dodatkowe informacje wymiaru hierarchicznego tej zmiennej. Pozwala to na wy- korzystanie modelu dyskretnego wyboru dla kategorii uporządkowanych. Dla ta- kiego modelu funkcja prawdopodobieństwa zajścia pojedynczego zdarzenia j z J możliwości jest dana wzorem:

Pr(y_i = 0 | x) = F (–x'β),

Pr(y_i = 1 | x) = F (μ₁ – x'β) – F (–x'β), Pr(y_i = 2 | x) = F (μ₂ – x'β) – F (μ₁ – x'β),

 

Pr(y_i = J | x) = 1 – F (μ_{J – 1} – x'β).

gdzie F oznacza dystrybuantę rozkładu składnika losowego.

Przyjęcie założenia, że składnik losowy ma rozkład normalny, pozwoli otrzymać model probitowy dla uporządkowanych zmiennych zależnych, jeżeli zaś zastoso- wany zostanie rozkład logistyczny, pozwoli to uzyskać model logitowy. Wybór po- między rodzajami rozkładów na potrzeby badania przeprowadzonego w artykule dokonano, kierując się łatwiejszą interpretacją ekonomiczną oszacowanych współ- czynników w modelu logitowym, dlatego wybrano go do dalszych oszacowań¹. Do estymacji modeli zastosowano metodę największej wiarogodności.

1 Dla sprawdzenia odporności procedury empirycznej na wybór rozkładu do estymacji użyto również modelu probitowego. Wyniki były bardzo podobne do modelu logitowego.

Tabela 1. Wyniki oszacowanego modelu źródeł utrudnień transportowych

(1) (2)

Własność zagraniczna 0,0011 0,0012

(0,0008) (0,0008)

Lata od powołania fi rmy –0,0005*** –0,0005***

(0,0001) (0,0001) Logarytm całkowitej sprzedaży fi rm w minionym roku fi skalnym 0,0000 0,0000

(0,0000) (0,0000) Jaki procent sprzedaży fi rmy stanowi eksport bezpośredni? 0,0001 0,0017*

(0,0008) (0,0007) Jaki procent sprzedaży fi rmy stanowi eksport przez pośredników? 0,0060*** 0,0073***

(0,0016) (0,0015)

% dóbr pośrednich i czynników produkcji pochodzenia zagranicz- nego

0,0008 0,0009

(0,0005) (0,0005) Liczba pracowników na koniec minionego roku fi skalnego 0,0001* 0,0001

(0,0001) (0,0001) Całkowity koszt paliwa w minionym roku fi skalnym 0,0000 0,0000

(0,0000) (0,0000)

Białoruś –0,5079**

(0,1789)

Gruzja 0,3797*

(0,1696)

Tadżykistan –0,4269**

(0,1645)

Ukraina –0,1372

(0,1334)

Uzbekistan –0,3705*

(0,1613)

Rosja 0,3108*

(0,1310)

Polska –0,4195**

(0,1336)

Rumunia –0,0879

(0,1378)

Serbia –0,2318

(0,1616)

Kazakhstan –0,2871*

(0,1421)

Mołdawia 0,0669

(0,1600)

Bosnia –0,2203

(0,1758)

Azerbejdżan 0,1281

(0,1989)

(1) (2)

Macedonia –0,3650*

(0,1743)

Armenia 0,2739

(0,1460)

Kirgistan –0,2806

(0,1731)

Estonia –0,8621***

(0,1804)

Czechy 0,3118*

(0,1482)

Węgry –0,7339***

(0,1473)

Łotwa –0,2481

(0,1739)

Litwa –0,6715***

(0,1766)

Słowacja –0,2198

(0,1770)

Slovenia –0,8579***

(0,1711)

Bułgaria –0,2392

(0,1321)

Chorwacja –0,8072***

(0,1469)

Czarnogóra –0,4486

(0,3357) Odcięcie 1

Stała –0,5878** –0,6812**

(0,1954) (0,2349) Odcięcie 2

Stała 0,2305 0,1570

(0,195241) (0,2347) Odcięcie 3

Stała 1,1188*** 1,063***

(,1958) (,2352)

Odcięcie 4

Stała 2,3296*** 2,2864***

(0,1999) (0,2387)

LR 376,86 376,86

LR>Chi2 (p-value) 0,0000 0,0000

Liczba obserwacji 10284 10284

Uwagi: W nawiasach podano błędy standardowe, * oznacza p < 0,05, ** p < 0,01, *** p < 0,001.

Źródło: Opracowanie własne na podstawie badań ankietowych.

W tabeli 1 zaprezentowano wyniki oszacowania modelu ogólnego. Wszystkie wyniki prezentowane w artykule pochodzą z przeprowadzonych badań ekono- metrycznych w kolejności ich powstawania w celu uniknięcia problemów zwią- zanych z eksploracją danych i nadmiernym dopasowaniem modelu. Wyniki te wskazują, że „eksport przez pośredników”, „lata od powołania fi rmy” są najbar- dziej istotnymi czynnikami zwiększania utrudnień transportowych postrzeganych jako przeszkoda w działalności gospodarczej. Co ciekawe jednak, fi rmy ekspor- tujące bezpośrednio nie zgłaszały podobnych utrudnień – zmienna ta była nie- istotna. Również wielkość fi rmy zarówno pod względem sprzedaży, jak i liczby pracowników nie miała wpływu na objaśnianą zmienną. Także wielkość wydat- ków na paliwo nie miała wpływu na postrzeganie omawianych utrudnień. Wyniki te były kontrolowane na nieobserwowalne efekty stałe dla kraju – nieobserwo- walne w zmiennych, stałe dla danego kraju cechy, które mogłyby mieć wpływ na odpowiedzi fi rm w badaniu. Jednak wprowadzenie tych efektów nie wpłynęło na istotność pozostałych zmiennych.

Tabela 2. Wyniki testu Branta oszacowanego modelu

Zmienna Chi2 p>Chi2 df

Łącznie 35,19 0,066 2

Własność zagraniczna 4,38 0,223 3

Lata od powołania fi rmy 3,15 0,369 3

Logarytm całkowitej sprzedaży fi rm w minionym roku fi skalnym 3,94 0,268 3 Jaki procent sprzedaży fi rmy stanowi eksport bezpośredni? 4,00 0,261 3 Jaki procent sprzedaży fi rmy stanowi eksport przez pośredników? 7,32 0,062 3

% dóbr pośrednich i czynników produkcji pochodzenia zagranicznego 4,29 0,232 3 Liczba pracowników na koniec minionego roku fi skalnego 7,52 0,057 3 Całkowity koszt paliwa w minionym roku fi skalnym 4,77 0,190 3 Uwagi: Istotna statystyka poszczególnych zmiennych dowodzi, że założenie regresji równoległej zostało naru- szone.

Źródło: Opracowanie własne na podstawie badań ankietowych.

Podstawowe założenie analizy regresji logistycznej na danych uszeregowa- nych mówi, że stosunek między każdą parą grup zmiennej objaśnianej jest jedna- kowy. Zatem założono, że współczynniki opisujące związek między zmiennymi w najniższej w stosunku do wszystkich wyższych kategorii zmiennej wyjaśnia- nej są identyczne z tymi, które opisują relacje między kolejnym wyższym stop- niem kategorii i wszystkich kategorii wyższej, itp. Warunek ten nosi nazwę pro- porcjonalnych ilorazów szans lub równoległych regresji. Jeżeli związek między wszystkimi parami kategorii w ramach tej samej grupy jest proporcjonalny, ist-

nieje jeden zestaw zmiennych (jeden model) opisujący proces generowania da- nych. Założenie sprawdzono przy pomocy testu Branta (1990)².

Wyniki testu Branta zaprezentowano w tabeli 2. Statystyka testowa potwier- dza, że założenie to jest spełnione w przypadku wszystkich zmiennych i oszaco- wany model jest poprawny, co oznacza, że przeprowadzone testy diagnostyczne modelu empirycznego nie dają podstaw do kwestionowania przyjętej metody sta- tystycznej.

Zakończenie

Jak wykazano w przeprowadzonych na potrzeby artykułu badaniach empirycz- nych opartych na danych zebranych przez EBRD i Bank Światowy, fi rmy ekspor- tujące przez pośredników doświadczają relatywnie większych utrudnień trans- portowych traktowanych jako przeszkoda w działalności gospodarczej niż fi rmy eksportujące bezpośrednio. Interpretacja tego wyniku nie jest jednak oczywista – nie chodzi bowiem o małe fi rmy, wpływ ten był jednocześnie kontrolowany w badaniu przy pomocy różnych zmiennych kontrolnych. W badaniach również wykazano, że fi rmy starsze, prawdopodobnie wraz z nabytym doświadczeniem, doświadczają tych trudności w relatywnie mniejszym stopniu. Może to mieć duże znaczenie w przypadku zakładania nowych fi rm, w których jak się argumentuje, dokonuje się największej liczby innowacji i ma miejsce największy wzrost pro- duktywności.

Bibliografi a

EBRD, 1996, Transition Report: From Plan to Market, EBRD, London.

EBRD, 2004, Transition Report: Infrastructure, EBRD, London.

Brant, R., 1990, Assessing Proportionality in the Proportional Odds Model for Ordinal Logistic Regression, Biometrics, no. 46, s. 1171–1178.

Goczek, Ł., 2011, Empiryczne determinanty ograniczonego dostępu do fi nansowania, Bank i Kredyt, nr 44 (2), s. 59–81.

Goczek, Ł., 2012, Sądy i regulacje – przeszkody dla konkurencji między fi rmami w Euro- pie Środkowej i Wschodniej, Prace i Materiały Wydziału Zarządzania UG.

Greene, W.H., Hensher, D., 2010, Modeling Ordered Choices, Cambridge Books, Cam- bridge University Press.

2 Jeśli założenie to nie byłoby spełnione, konieczne byłoby użycie różnych modeli do opisu re- lacji między każdą parą grup wynikowych.

Ospina, S., Schiffbauer, M., 2010, Competition and Firm Productivity: Evidence from Firm-Level Data, IMF Working Papers, no. 67, International Monetary Fund.

AN EMPIRICAL STUDY OF TRANSPORT DIFFICULTIES AT COMPANY LEVEL

Summary: The article aims to identify what type of companies faced diffi culties in trans- portation as an obstacle to doing business more often. The fi rst part of the article presents a discussion of the importance of the transport diffi culties; the second part presents the results of empirical research carried out in the article. The last part of the article contains conclusions.