A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban

Közgazdasági Szemle, LIV. évf., 2007. április (334–349. o.) KOÓS BÁLINT A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban Magyarországon az utóbbi években több okból is az érdeklõdés középpontjába ke­ rült a gazdasági tevékenységek térbeli átrendezõdése. A megnövekedett figyelem érthetõ, hiszen a kérdés jelentõs társadalmi-gazdasági csoportok helyzetét befolyá­ solja, s a folyamat meglehetõsen intenzív. A gazdasági tevékenységek térbeliségé­ nek megváltozása alapjaiban formálja át a kialakult helyzetet: megváltoztathatja az évtizedek alatt létrejött ingázási viszonyokat, befolyásolja az érintett önkormányza­ tok mozgásterét, a vállalkozások számára pedig a mûködési feltételek drasztikus átalakulását jelenti. A szerzõ e folyamat térbeliségének, intenzitásának megragadá­ sára a kereskedelem, jármûjavítás nemzetgazdasági ágazatba tartozó vállalkozások csoportját vizsgálja meg, a vállalkozásdemográfia elméleti és a térökonometria mód­ szereit alkalmazva. Journal of Economic Literature (JEL) kód: C21, L26, L81, O14, O18. A magyar nagyvárosok szûkebb-tágabb környezetében a rendszerváltást követõen inten­ zív gazdasági fejlõdésnek lehettünk tanúi, amely alapvetõ változásokat hozott a város– vidék kapcsolatban. A hagyományos elkülönülés, ami a városokat és a környezetüket jellemezte, gyors ütemben indult oldódásnak: a nagyvárosokhoz közeli településeken megindult egy felzárkózási folyamat, amelynek köszönhetõen gazdaságuk egyre inkább hasonlóvá vált – például a cégsûrûség (ezer lakosra jutó vállalkozások száma), a tercier szektor részaránya alapján – a gazdasági centruméhoz. A nagyvárosokat övezõ területek gazdasági fejlõdéséhez számos fogalom kapcsolódik, például dekoncentráció, szétterü­ lés, tovagyûrûzõ hatás (spillovers), kiegyenlítõdés. Bár mindegyik kifejezés megragad egy-egy markáns jellemzõt, a továbbiakban mégis inkább a szociológusoktól átvett gaz­ dasági szuburbanizáció kifejezést alkalmazom (Tímár–Váradi [2000]). Tímár Judit meg­ határozása szerint „a szuburbanizáció a városi népesség és tevékenységek decentralizáci­ ója, amely szerves részét képezi az átfogó urbanizációs folyamatnak. Decentralizáció abban az értelemben, hogy az urbánus népesség, a termelõ és a nem termelõ emberi tevékenységek egy része …, a tõke, a beruházások … már nem a városi központokban, hanem egyre inkább az azokat övezõ térségekben koncentrálódnak”. (Tímár [1993] 218. o.). A szuburbanizációnak mint társadalmi decentralizációs folyamatnak a gazdasági jel­ lemzõi nyilvánvalók, ezért amikor csupán a folyamat gazdasági oldalát ragadjuk meg, indokolt gazdasági szuburbanizációról beszélni. Érzékeltetve, hogy az átfogó folyamat egyetlen területen, a gazdaságban megfigyelhetõ hatásaival kívánunk foglalkozni. E de­ finíció mellett szól, hogy úgy ragadhatjuk meg a folyamat lényegét, hogy a nagyvároso­ kat övezõ területek gazdasági fejlõdését nem szûkítjük le néhány speciális jellemzõre Koós Bálint közgazdász, tudományos segédmunkatárs, Magyar Tudományos Akadémia Regionális Kuta­ tások Központja (e-mail: [email protected]). A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban 335 (mint ahogy például a tovagyûrûzõ hatás fogalmával történne). Érzékelteti ugyanis, hogy a folyamat korántsem tekinthetõ általánosnak, inkább csak az urbánus városkörnyéket érinti, miközben a rurális térségek egyáltalán nem, vagy csak kismértékben kapcsolód­ nak be a folyamatba. A gazdaság térbeliségének vizsgálata a különbözõ megközelítések esetében A gazdaság térbeliségét, illetve annak változását számos tudományterület vizsgálja, más­ más szempontokat emelve a vizsgálódás középpontjába, eltérõ feltételezésekkel élve és különbözõ módszerekkel keresve a választ. A közgazdaságtudományon belül hagyomá­ nyosan a telephelyelméletek foglalkoznak a térbeliség kérdésével, arra keresve a választ, hogy az adott tevékenységet folytató vállalkozás mûködése számára a tér mely pontja kínál alkalmas vagy éppen optimális feltételeket. A telephelyelméletek körében tradicio­ nálisan három fõ irányzatot különböztetnek meg (Hayter [1997]). Ezek pedig rendre a klasszikus-neoklassszikus (Weber [1909], Lösch [1962], Hotelling [1929]), a viselkedési (Simon [1957], Cyert–March [1963], Pred [1969], Townroe [1971]) és az intézményi (Galbraith [1970], Krumme [1981], Kobrin [1987]) telephelyelméletek. Bár nem telep­ helyelmélet, de a gazdaság térbeli jellemzõit is figyelembe veszi az utóbbi évek két jelen­ tõs irányzata is: a Krugman-féle új gazdaságföldrajzi (Krugman [1991], [1993], [1998]), illetve a vállalatdemográfiai (Hannan–Freeman [1977], [1989]) megközelítés. Közvetlen gazdasági jelentõsége miatt ezen túl kialakult egy, a mindennapok gyakorlatában is alkal­ mazható irányzat, amely inkább döntési modellnek, semmint kutatási irányzatnak (kifi­ zetõdõ termelés térbeli határai) tekinthetõ (Rawstron [1958]). A gazdaság térbelisége kapcsán nem hagyhatjuk figyelmen kívül a könyvtárnyi vállal­ kozásirodalmat sem, amelynek több vonulata is foglalkozik a telephelyi kérdésekkel (Venkataraman és szerzõtársai [1990], Geroski [1995]). A vállalkozások térbeliségére jelentõs hatást gyakorol, hogy az induló vállalkozások jellemzõen az alapító lakóhe­ lyéhez közel kezd mûködni (Katona–Morgan [1952], Mueller–Morgan [1962], Cooper– Dunkelberg [1987]). Ebben komoly szerepet játszik a vállalkozó társadalmi beágyazott­ sága, vagyis annak tételezése, hogy a vállalkozó társadalmi kapcsolatai (Stinchcombe [1965]), a mobilizálható tõkét, információt stb. biztosító személyes kapcsolatai térben erõsen behatároltak (Granovetter [1985]), ami kihat az induló vállalkozás térbeliségére is, hiszen ezekre a kapcsolatokra és az ezek mentén mobilizálható különbözõ tõkefajtákra (Granovetter–Swedberg [2001]) építve lehet sikeres a vállalkozás. Az is hatással van a gazdaság térbeliségére, hogy az újonnan létrejövõ vállalkozások jellemzõen a vállalkozó korábbi munkahelyi tapasztalataira alapozva jönnek létre, vagyis a vállalkozó jellemzõen ugyanabban az ágazatban kezd el tevékenykedni, mint amelyben korábban alkalmazott­ ként dolgozott (Cooper [1973], Vesper [1979], Timmons [1989]). Ez pedig már önmagá­ ban is a gazdasági tevékenységek agglomerálódásának irányába mutat (Sorenson–Audia [2000]). A vállalkozások létrejöttéhez, sikerre viteléhez nem csupán különbözõ tõkefaj­ tákra van szükség, legalább ennyire fontos az ágazathoz kapcsolódó hallgatólagos (tacit) tudás birtoklása (Polanyi [1962]), illetve az az eltökéltség, magabiztosság, ami a vállal­ kozót átlendíti a nehéz idõszakokon (Bandura [1986]). E magabiztosság megszerzésében szerepet játszik egyrészt a felhalmozott ágazatspecifikus tapasztalat, de legalább ennyire fontos az a személyes megerõsítés, amit a hasonló helyzetben lévõ emberek pozitív pél­ dája jelent – „Ha õ képes volt rá, akkor én is meg tudom tenni!” (Sorenson–Audia [2000], Kuczi [2002].) Tekintve, hogy a vizsgálódás középpontjában nem az egyes vállalkozások térbeli vá­ lasztásai, telephelyi döntései állnak, ezért a szuburbanizációs folyamat megragadására a 336 Koós Bálint mezoszintû megközelítés alkalmazása tûnik megfelelõnek. Ilyen megfontolásból a vállal­ kozásdemográfiai megközelítést alkalmazom, amely nem önmagukban a vállalatokat, hanem a vállalatok egy bizonyos csoportját állítja a kutatás középpontjába. Ez lehetõsé­ get teremt arra, hogy segítségével ennek a bonyolult társadalmi-gazdasági folyamatnak, amit szuburbanizációnak nevezünk, egy alkalmas modelljét állítsuk fel, új ismeretekkel bõvítsük a témával kapcsolatos tudásunkat, jobban megértsük a gazdaság térbeli viselke­ dését. A kutatás során térökönometriai (spatial econometrics) módszereket, modelleket alkalmazok, amelyek hazai bemutatására, illetve alkalmazására mindeddig kevés példa (Varga [1998], [2002]) akadt. A vállalatdemográfiai megközelítés, annak ellenére, hogy az angolszász nyelvterületen egyre több kutatás során alkalmazzák, s ennek eredményei szép számú publikációban jelennek meg, Magyarországon mindeddig csekély figyelmet kapott, ezért rövid bemutatása indokolt (Péli és szerzõtársai [1999]). Vállalatdemográfiai megközelítés Az angolszász szakirodalomban a vállalatdemográfia (corporate demography) megneve­ zés terjedt el, ami rámutat a kutatási irány legfõbb jellegzetességére, miszerint demográ­ fiai szempontból közelít a vállalatokhoz, illetve azok egy csoportjához. A Hannan–Freeman [1977], [1989] szerzõpároshoz kötõdõ kutatási irány eredendõen szervezetszociológiai indíttatású, de az utóbbi idõben, ahogy egyre több területen alkalmazzák ezt a megköze­ lítést, megfigyelhetõ egyfajta hangsúlyeltolódás, irányváltás is. A mikroszintû vizsgáló­ dások mellett ugyanis egyre gyakrabban alkalmazzák mezoszintû kutatásokban is, ami már a regionális gazdaságtan határait (is) feszegeti. De nem csupán a regionális gazda­ ságtan érintett, hiszen a modern piacelmélet (industrial organization), a gazdaságföld­ rajz, a demográfia területén mûködõ kutatók egyaránt felfigyeltek erre az egyre terebé­ lyesedõ – és ezzel együtt egyre színesebbé váló – megközelítésre. A vállalatdemográfia egyik legfontosabb ismertetõjegye a populációközpontúság, vagy­ is a kutatás középpontjában a népességet érintõ demográfiai események: megalakulás, megszûnés, relokáció, szervezeti változás, illetve válság állnak. A kutatásnak ez a meg­ közelítése teszi alkalmassá a vállalatdemográfiát arra, hogy eszköztárával a gazdaság változó térbeliségét, szuburbanizációját megvizsgálhassuk. A szuburbanizálódás révén a gazdasági centrumokhoz közeli településeken is magassá válik a vállalkozások száma, miközben a centrumoktól távol (a gazdasági periférián) ez nem következik be. Ez a jelenség arra utal, hogy a gazdasági centrumból dinamizáló hatások erednek, amelyek képesek kisebb-nagyobb hatókörben mozgásba lendíteni a környezetüket. Ha ilyen mó­ don ragadjuk meg a gazdaság térbeli decentralizációját, akkor erre alkalmas modellt kínál a vállalkozásdemográfia, annak területi dimenzióban megfogalmazott sûrûségfüg­ gési elmélete. A vizsgált népesség egy részének területileg lehatárolt csoportját (a szubpopu­ lációt) ugyanis nem csupán a globális külsõ hatások, hanem a vele kapcsolatban álló – „szomszédos”– szubpopulációkban történõ események is befolyásolják. A populáció te­ rületi alapon történõ megbontása témánk szempontjából azért rendkívül fontos, mert így lehetõvé teszi a hatások térbeli szétterjedésének a vizsgálatát. A területi alapon megkülönböztetett szubpopulációk közti kapcsolat lehet mind pozi­ tív, mind pedig negatív, vagyis az egyik területi egységben bekövetkezõ populációnöve­ kedés a szomszédos területeken elõidézhet növekedést és csökkenést is. A szubpopulációk közti pozitív irányú kapcsolatot állapított meg többek között Hannan és szerzõtársai [1995] és Hedström [1994] is, náluk az egyik szubpopulációban regisztrált növekedés a másik­ ban is növekedéshez vezetett. Az egyik szubpopuláció sikere (az egyedszám növekedése) ugyanis megkönnyíti a környezõ területeken lévõ vállalkozások létrejöttét és mûködését. A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban 337 A szomszédos területeken megfigyelhetõ bõvülés követhetõ, másolható példát mutat, ami egyrészt a vállalkozókat a sikeres minta átvételére készteti, másrészt viszont a vállal­ kozás beindításához szükséges erõforrásokkal – tõkével, információkkal, kapcsolati tõ­ kével, munkaerõvel – rendelkezõket gyõzi meg, hogy érdemes az induló új vállalkozás támogatására. A siker legitimációs ereje révén a mintát egyre többen követik a szomszé­ dos területeken is, ami a populáció létszámának gyorsuló ütemû növekedéséhez vezet el. A növekedésnek azonban erõs határt szab az erõforráskorlát – az egyedszám növekedé­ sével egyre intenzívebbé válik a versengés, ami csökkenti a késztetést a piacra lépésre. Az eltartóképesség felsõ határához közeledve, a szubpopulációk növekedési rátája közti viszony negatívba csap át: az egyik helyen megfigyelhetõ növekedés a másik területen már a létszám csökkenést idézi elõ – az újonnan piacra lépõk már csak a versenytársak rovására maradhatnak fent. E téma csupán az utóbbi idõben került a kutatók érdeklõdésének homlokterébe, ezért a korlátozott számú publikáció módot nyújt az eddigi kutatások vázlatos bemutatására. Ezek közül elsõként kell megemlíteni Baum–Mezias [1992] kutatását, amely egyetlen városrész (Manhattan) szállodáit vizsgálta egy közel százéves periódusban (1898–1990). A szerzõpáros arra kereste a választ, hogy a közeli versenytársak léte miként befolyásol­ ja a szállodák túlélési esélyeit. Eredményeik alapján a konkurenciához közeli elhelyezke­ dés pozitívan befolyásolta a szálloda-túlélési esélyeket, ami hosszú távon a vállalkozások agglomerálódásához vezetett. Itt értelemszerûen negatív kapcsolat állt fenn a szomszédos – a formálódó hotelközpont és a távolabbi – területek között. Hedström [1994] ezzel szemben pozitív kapcsolatot tárt fel a szomszédos területek egységei közt, amikor a svéd szakszervezetek 1890 és 1940 közötti történetét vizsgálta. A szakszervezetek alapításának területiségét kutatva, arra a megállapításra jutott, hogy egy adott területen megfigyelhetõ aktivitás – egy új szakszervezet alapítása – a szomszé­ dos területeken is növelte a szakszervezetek létrejöttének esélyét. A szakszervezetnek mint intézményesült formának a földrajzi elterjedése Hedström szerint alapvetõen a helyi társadalmi hálózatokra, személyes kapcsolatokra vezethetõ vissza, amely lehetõvé tette a szomszédos területek közti információáramlást, s ily módon elõsegítette az erre fogé­ kony emberek önszervezõdését. Greve [2000] – hasonlóan a Baum–Mezias [1992]-höz – egy földrajzilag meglehetõsen szûk térben, a Tokiót magában foglaló agglomerációban vizsgálta a bankok és bankfiók­ ok számának alakulását az 1894–1936 közti idõszakban. A szomszédos területek egy­ másra hatását Greve is kimutatta, de ennek jelentõsége elmaradt a saját területre jellemzõ cégsûrûség befolyásoló hatásától. Ingram–Inman [1996] kutatásában kifejezetten a területi, szomszédsági hatás vizsgála­ ta került a középpontba. A Niagara-vízesés két oldalán lévõ szállodákat vizsgálva, azt találta, hogy a két csoport között csupán a versengés érvényesült (negatív kapcsolat): amennyiben az egyik oldalon nõtt a szállodák száma, a túlsó oldalon ezzel párhuzamosan mérséklõdött a belépési ráta, és nõtt a megszûnési ráta. A vízesés egyes oldalait külön vizsgálva, a klasszikus sûrûségfüggésnek megfelelõ eredmények adódtak: alacsony cég­ sûrûség mellett alacsony volt a megszûnési ráta, és magas volt a belépési ráta, amely aztán a cégsûrûség emelkedésével megfordult. Sorenson–Audia [2000] szerzõpáros hasonló eredményre jutott, amikor az amerikai cipõgyártókat vizsgálta meg. A saját államon belül mind pozitív (alacsony cégsûrûség mellett), mind pedig negatív kapcsolatot (magas cégsûrûség esetén) megfigyeltek – a területi egységek között azonban csak negatív irányú kapcsolatot tártak fel. Itt kell rámutatni arra a sajátosságra, hogy a szerzõk különbözõ területi szinteken: Baum–Mezias [1992] utcaszinten, Greve [2000] kerületek szintjén, Sorenson–Audia [2000] pedig államok szintjén értelmezte a szubpopulációkat és ezzel összefüggésben a szom- 338 Koós Bálint szédságot is, ami feltételezhetõen a kapott eredményeket is befolyásolta. A vizsgálat területi egységének (utca, háztömb, település, megye, állam stb.) meghatározása fontos, hiszen az eredményeket nagymértékben befolyásolhatja, akár ellentétes eredményre is juthatunk más és más területi szintet választva. Alapvetõ fontosságú tehát, hogy a vizs­ gált szervezetek tényleges térbeli hatóköréhez illeszkedõ területi szinten valósuljon meg a vizsgálat. Ennek fontosságát mutatja a klasszikus Yule–Kendall [1964] példa: a szerzõk megnézték, hogy különbözõ területi szinteken milyen erõs együttmozgás figyelhetõ meg Angliában a búza és a kukorica termésátlaga között. Amennyiben a közigazgatás 48 egységét vesszük alapul, a két mutató közt gyenge (0,22) korrelációt tapasztalhatunk, amely azonban a területi egységek összevonásával párhuzamosan egyre inkább erõsebbé válik – három egység mellett a korreláció már kifejezetten erõs (0,99). A témában eddig megvalósított kutatások vázlatos bemutatása után is látható, hogy a területi aspektus beemelésével nagymértékben fokozódott a téma komplexitása. Olyan, korábban elhanyagolható kérdések kerültek elõtérbe, mint a tér heterogenitása: a cent­ rum–periféria viszony, illetve a vizsgált ágazat érettsége–társadalmi elfogadottsága. Pozitív szomszédsági viszonyt Hedström [1994] és Greve [2000] állapított meg, mindketten egy­ egy új intézmény (szakszervezet, illetve bank) területi terjedését vizsgálták, a kezdeti idõktõl fogva. Ingram–Inman [1996], illetve Sorenson–Audia [2000] ezzel szemben „érett”, társadalmilag már elfogadott intézményeket (szállásadás, cipõgyártás) vett górcsõ alá, és – nem meglepõ módon – negatív kapcsolatot, azaz versengést találtak a szomszédos területi egységeken mûködõ szubpopulációk között. A centrum–periféria viszony közvetlen vizsgálata eddig egyetlen kutatásban sem me­ rült fel, bár mind Greve [2000], mind pedig Baum–Mezias [1992] szerzõpáros kutatási területén (Tokió, Manhattan) eltérõ földrajzi szinten bár, de markánsan megjelent a vizs­ gált szervezetek térbeli koncentrálódása. Ezt valamennyi publikációban meg is jelenítik, ám kialakulásának, fennmaradásának, sõt esetenként erõsödésének a kérdésével a kuta­ tók nem foglalkoztak. Greve [2000] felvetette, hogy a bankközpontok Tokió üzleti ne­ gyedében, Nihonbashiban történõ koncentrálódása összefüggésben lehet az ágazati jel­ lemzõkkel – több bank együttmûködését megkövetelõ nagy hitelek, a szindikált bankhi­ telek szervezése nagyfokú, kölcsönös bizalmat feltételez, aminek kialakításában, fenn­ tartásában kedvez a földrajzi közelség. Gazdasági szuburbanizáció Magyarországon A gazdasági rendszerváltást követõen a vállalatalapítás jogilag lehetõvé vált (1988. évi VI. törvény a gazdasági társaságokról), ennek ellenére az új alapítású vállalkozások szá­ ma kifejezetten alacsony volt, és fõként a nagyvárosokra – Budapest, Gyõr, Debrecen, Pécs, Szeged, Székesfehérvár, Miskolc, Nyíregyháza, Kecskemét – korlátozódott. Az idõ múlásával, ahogy szaporodtak a vállalkozások mûködésével kapcsolatos tapasztala­ tok, s tegyük hozzá, egyre inkább megszilárdult az a meggyõzõdés, hogy a társadalmi­ gazdasági változások tartósnak ígérkeznek, egyre több vállalkozás kezdett mûködni a gazdasági centrumtelepüléseken, illetve az ahhoz szervesen kapcsolódó agglomerációk­ ban. A centrumhoz közeli településeken megfigyelhetõ növekedés hátterében a vállalat­ demográfiai megközelítés szerint a legitimációs hatás húzódik meg (Hannan–Freeman [2000]). E településen élõk ugyanis intenzív gazdasági kapcsolatban (napi ingázás) áll­ nak a centrumtelepülésekkel, ami megkönnyítette a tapasztalatok átvételét, a minta köve­ tését – vagyis a gazdasági vállalkozás beindítását. Hogyan alakult Magyarországon a szuburbanizációs folyamat? Mely településeket érin­ tett, és milyen intenzitással? A szuburbanizálódó térségek meghatározásához a területi A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban 339 adatok feltáró elemzése (exploratory spatial data analysis, ESDA) utóbbi évtizedben ta­ pasztalható robbanásszerû fejlõdése nyújt új eszközöket (Anselin [1988], [1990], [1992], [1995], Anselin–Bera [1998]), amelyek ilyen irányú alkalmazása csupán az utóbbi évek­ ben kezdõdött meg (Boiteux-Orain és szerzõtársai [2004]). A módszer alapötlete egysze­ rû, hiszen a területi egységek közt megfigyelhetõ együttmozgást, az úgynevezett területi autokorrelációt helyezi a középpontba. Pozitív területi autokorreláció esetén a szomszé­ dos területi egységek hasonló – átlag alatti, illetve átlag feletti – értékeket vesznek fel, vagyis területi klasztereket alkotnak, míg negatív területi autokorreláció esetén átlag fe­ letti értékhez átlag alatti, vagy átlag alatti értékhez átlag feletti szomszédos értékek kap­ csolódnak (sakktáblamintázat). A gazdasági szuburbanizáció ebben a megközelítésben úgy ragadható meg, hogy a gazdasági központ körüli településeken szignifikánsan pozi­ tív lokális területi autokorrelációt lehet mérni. Ez egyben ki is jelöli a szuburbán zónát, hiszen ahol pozitív lokális területi autokorrelációt fedezhetünk fel, ott területi klaszterrõl, adott esetben agglomerációról (gazdasági centrum és szuburbán zóna együttese) beszél­ hetünk. Lokális területi autokorreláció számítására a lokális Moran I-próba kínálkozik, ame­ lyet az (1) alapján határozhatunk meg: Ii,t = (xi,t – µt)/m0Σwi,j(xj,t – µt), m0 = Σ(xi – µ)2/n, (1) ahol xi,t a megfigyelt változó i-edik megfigyelési egységében és a t-edik idõpontban fel­ vett értéke, n az elemszám, wi,j a területi súly, amely a szomszédsági viszonyt képezi le, µt pedig az i-edik egység szomszédai t-edik idõpontban felvett értékeinek átlaga. A loká­ lis Moran I-próba pozitív értéke azt jelzi, hogy az adott területi egységet és a szomszédos egységeket hasonló – akár átlag feletti, akár átlag alatti – értékek jellemzik, vagyis a területi klaszter része a kérdéses i-edik megfigyelési egység. Amennyiben a lokális Moran I-próba értéke negatív, azt jelzi, hogy a kérdéses területi egység nem tekinthetõ hasonló­ nak a szomszédos területekkel, akár magas–alacsony, akár alacsony–magas kapcsolatról is van szó. A területi súlymátrixok (W) alkalmazása az utóbbi évtizedben kapott lendületet a térökonometria fejlõdésével, ezért széles körben talán nem ismert, s hasznos lehet rövid bemutatása. A területi súlymátrix egy N × N méretû mátrix, amelynek elemei csak pozi­ tív, illetve nulla értéket vehetnek fel. A pozitív érték a megfigyelési (területi) egységek közti kapcsolatot, míg a nulla a kapcsolat hiányát jelzi. Két területi egység kapcsolata rendkívül sokféle lehet (Anselin [1988]), a következõkben csak néhányat sorolunk fel. – Szomszédság, amikor a területi egységek közös határai közösek – ezt nevezzük elsõ fokú szomszédságnak. Ennek kiterjesztése a k-ad fokú szomszédság, ahol a két területi egység k lépésnyire van egymástól: például másodfokú a kapcsolat, amikor a szomszéd szomszédját is kapcsolatban állónak tekintjük. Számítási szempontból fontos kérdés, hogy a közös határt miként definiáljuk: ha egyetlen pontban érintkezõ egységeket is szomszéd­ nak tekintünk – a sakkhasonlatot folytatva –, ez az úgynevezett királynõ szomszédság, akkor jellemzõen több szomszédsági kapcsolatot határolhatunk le, mintha csupán az en­ nél szigorúbb, futó szomszédságot vesszük alapul, amely közös határszakasz alapján határozza meg a szomszédságot. Bármelyik meghatározást alkalmazzuk is, szimmetrikus lesz az így definiált kapcsolat, ha az i-edik megfigyelési egység kapcsolatban áll j-edikkel, akkor fordítva is igaz. – Távolság alapú kapcsolat esetében az i-edik megfigyelési egységgel kapcsolatban állónak tekintjük azon egységeket, amelyek egy bizonyos – elõre megadott – távolságon belül helyezkednek el. Ez lehet fizikai távolság: például 10 kilométeren belüli, de lehet például idõtávolság is (10 percen belül közúton elérhetõ stb.). A kapcsolat ilyen esetben is szimmetrikus. 340 Koós Bálint – K-legközelebbi szomszéd: sajátos leképezése a kapcsolathálózatnak, hiszen nem egy elõre megadott távolságon belüli területi egységeket tekinti kapcsolatban állónak, amely­ nek jellemzõi nagyon jól használhatók (szimmetrikus, könnyen értelmezhetõ, számolha­ tó), de képtelen kezelni a településsûrûségbeli, illetve területnagyságbeli különbségeket. Erre nyújt megoldást ez a módszer, amikor is a távolság konkrét értékétõl függetlenül a legközelebbi k egységet tekintjük kapcsolatban állónak. Ez a kapcsolat viszont már nem szimmetrikus, ami a területi súlymátrix felhasználását korlátozza. – Általános súly: valamely társadalmi-gazdasági folyamat leképezése révén nyerhe­ tõ. Gazdasági kérdések esetében gyakran alkalmazzák az 1/(ri – rj) formulát a területi súlyok elõállítására, ahol ri és rj adott változó két területi egységben felvett értékét jelöli. Ez jellegébõl adódóan aszimmetrikus kapcsolatot jelent, ugyanakkor éppen eb­ bõl adódóan alkalmas nem szimmetrikus viszonyok – mint amilyen a centrum–perifé­ ria is – leképezésére. A Központi Statisztikai Hivatal T-star adatbázisának jelenleg elérhetõ legfrissebb (2004) változatában szereplõ adatok – mûködõ társas vállalkozások a G (kereskedelem, jármûja­ vítás) nemzetgazdasági ágazatban – felhasználásával meghatározhatjuk a gazdasági szuburbanizáció által érintett települések körét, és képet alkothatunk a folyamat térbeli kiterjedésérõl. A G nemzetgazdasági ágazatba tartozó vállalkozások vizsgálata mellett szól, hogy az ilyen vállalkozás alapítása nem igényel komoly tõkebefektetést, speciális szakismeretet, lokalizált nyersanyagot, így elvileg az ország bármely településén mûköd­ hetnek. Annak érdekében, hogy a települések eltérõ lélekszámából adódó torzítást mér­ sékeljük, nem a mûködõ társas vállalkozások abszolút számát, hanem ezer lakosra jutó számát, vagyis a cégsûrûséget helyezzük a vizsgálat középpontjába. A lokális Moran I-próba értékének számításakor nagy jelentõsége van a területi súlymát­ rix megválasztásának, hiszen ez határozza meg, hogy a vizsgált települést mely települé­ sekkel tekintjük kapcsolatban állónak. Elsõ lépésben a legegyszerûbb, többletinformációt nem igénylõ, fizikai szomszédságot leképezõ másodfokú királynõ-súlymátrixot felhasznál­ va végezzük el a számítást. Hogy nem a legegyszerûbb, elsõfokú szomszédságot megjele­ nítõ súlymátrixot alkalmazzuk, annak hátterében az a megfontolás áll, hogy gazdasági szuburbanizáció a nagyvárosokra értelmezhetõ, amelyek kisugárzó gazdaságszervezõ ereje feltételezhetõen több településre is kiterjed, nem csupán a hozzá legközelebbiekre. A számítások elvégzése és az eredmények grafikus ábrázolása (1. ábra) után megálla­ pítható, hogy magas cégsûrûséggel jellemezhetõ területi klaszter – jelen esetben gazdasá­ gi centrum és szuburbán zónája – határolható le Szombathely, Gyõr, Veszprém–Siófok– Balatonföldvár, Keszthely–Hévíz, Tata–Tatabánya, Székesfehérvár, Budapest, Pécs ese­ tében. Feltûnõ ugyanakkor, hogy még másodfokú szomszédság mellett is magas kereske­ delmi cégsûrûséggel jellemezhetõ településcsoport figyelhetõ meg a Kisvárda–Záhony térségében. A G nemzetgazdasági ágazatba tartozó mûködõ társas vállalkozások magas ezer lakosra jutó értéke ebben az esetben valószínûsíthetõen nem a kisvárdai gazdaság erõteljes kisugárzó hatásának, hanem az Ukrajnával összeköttetést teremtõ 4. számú or­ szágos fõútnak tudható be. Hasonló helyzettel találkozhatunk a Balaton déli partján Sió­ fok és Balatonlelle közti településcsoportban, ahol szintén a számottevõ vendégforgalom miatt jelentõs a kereskedelmi vállalkozások sûrûsége. Érdemes megvizsgálnunk, hogy a fenti lehatárolás alapján milyen kép (1. táblázat) rajzolódik ki elõttünk. A magas kereskedelmi cégsûrûséggel jellemezhetõ területi klaszterekben – gazdasági agglomerációkban – volt a G nemzetgazdasági ágazatba tarto­ zó mûködõ társas vállalkozások székhelyének közel kétharmada (62,1 százalék), és az érintett településeken élt a népesség 39,2 százaléka. Ezekben a gazdasági centrumokban a cégsûrûség (15,5 vállalkozás/ezer lakos) jóval meghaladta mind a klaszterbe nem sorolt (6,6), mind pedig az országos átlagot (9,9), ami azt jelzi, hogy a klaszterképzés során 1. ábra Cégsûrûség alapján meghatározott területi klaszterek Magyarországon 2004-ben* 341 * Másodfokú szomszédság esetén, 5 százalékos pszeudo-szignifikanciaszint mellett. Forrás: saját szerkesztés, Geoda 0.9.5 szoftver alkalmazásával. Magas–magas viszony esetén mind a település, mind pedig a szomszédos települések átlagában magas a cégsûrûség. Alacsony–magas viszony esetén a településen alacsony a cégsûrûség, a szomszédos települések átlagában pedig magas. Alacsony–alacsony viszonynál mind a település, mind pedig a szomszédságában alacsony a cégsûrûség. Magas–alacsony viszony esetén a településen magas a cégsûrûség, míg a környezetében átlagosan alacsony. A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban Magas–magas Alacsony–alacsony Alacsony–magas Magas–alacsony 342 Koós Bálint valóban a gazdasági agglomerációkat sikerült körühatárolni. Területfejlesztési szempont­ ból fontos rámutatni arra, hogy a klasszikus hátrányos helyzetû térségekben (például a Salgótarjántól Sárospatakig terjedõ zónában, illetve a Dráva-mentén) szignifikáns terüle­ ti klaszterek formálódtak. E területeken, amit akár gazdasági perifériaként is említhe­ tünk, a kereskedelmi cégek sûrûsége messze elmarad mind az országos átlagtól, mind pedig a klaszterbe nem sorolt települések átlagától. Területfejlesztési – és tegyük hozzá szociális – szempontból fontos felhívni a figyelmet arra, hogy ezek a gazdasági periféri­ ák idõben nem állandók. Az utóbbi évek (1994–2004) adatai szerint például az észak­ dunántúli területeken ezek az alacsony cégsûrûséggel jellemezhetõ klaszterek összehú­ zódnak, Dél-Dunántúlon, illetve Észak-Magyarországon ellenben a „gazdasági sivatag” egyre kiterjedtebbé válik. 1. táblázat A G nemzetgazdasági ágazatba tartózó mûködõ társas vállalkozások cégsûrûsége alapján lehatárolt területi klaszterek jellemzõi* Klaszter Klaszterbe nem sorolt (1) Nagyváros és szuburbán zónája (2) Gazdasági periféria (3) Szuburbán zóna pereme (4) Klasszikus kisváros (5) Összesen A település Népesség száma (fõ) A cégek száma Cégsûrûség A cégek Népesség száma az összes az összes arányában arányában 1966 5 190 499 34 349 6,6 34,6 51,3 362 510 3 962 883 391 061 61 615 542 15,5 1,4 62,1 0,5 39,2 3,9 158 129 3125 191 761 380 154 10 116 358 450 2 212 99 168 2,3 5,8 9,8 0,5 2,2 100,0 1,9 3,8 100,0 * Másodfokú szomszédság esetén, 5 százalékos pszeudo-szignifikancia szint mellett. (1) klaszterbe nem sorolt; (2) magas–magas kapcsolat; (3) alacsony–alacsony kapcsolat; (4) alacsony– magas kapcsolat; (5) magas–alacsony kapcsolat. Forrás: saját szerkesztés. A klaszterképzés, bár több szempontból is figyelemreméltó eredményt hozott, mégis vannak hiányosságai: a keleti országrész nagyvárosai – Miskolc, Debrecen, Szeged, Nyíregyháza – környezetében a fenti számítási mód mellett nem lehet kimutatni magas cégsûrûséggel jellemezhetõ területi klaszter létét. Ez nem azt jelenti, hogy az említett nagyvárosok esetében ne lenne magas a cégsûrûség, csupán azt, hogy a másodfokú szom­ szédságban (vagyis például a Debrecennel közvetlenül határos települések, s ezen telepü­ lésekkel közvetlenül szomszédos települések körében) nem lehet általánosan magas cég­ sûrûségrõl beszélni. Ez egyrészt rámutathat e centrumtelepülések korlátozott kisugárzó erejére, másrészt viszont településhálózati sajátosságokra is. Miskolc és Nyíregyháza környezetében például kifejezetten kis lélekszámú, kishatárú településeket találunk, ami­ nek következtében nagyon nagy számú település tartozik a centrum szomszédságába, és ez a statisztika számítási módjából adódóan torzító hatással jár – lehúzza az átlagot. Ezt a problémát kezelhetjük a területi súlymátrix megváltoztatásával, hiszen a másodfokú szomszédságot erõsen befolyásolják a településszerkezeti adottságok: a súlymátrixot el­ készítõ Geoda 0.9.5. szoftver alapján Miskolcnak 49, Budapestnek pedig 18 szomszédja van! 2. ábra Az ingázási viszonyok figyelembevételével meghatározott cégsûrûségi területi klaszterek* 343 * 5 százalékos pszeudo-szignifikanciaszint mellett. Forrás: saját szerkesztés, Geoda 0.9.5 szoftver alkalmazásával. Megjegyzés: az ábrán a lokális Moran I-próba értékei jelennek meg az ezer fõre jutó G nemzetgazdasági ágazatba tartozó mûködõ társas vállalkozásokra 2004-ben, ingázási viszonyokat leképezõ súlymátrix mellett. Magas–magas viszony esetén mind a település, mind pedig az ingázási céltelepülések esetében magas a cégsûrûség. Alacsony–magas viszony esetén a településen alacsony a cégsûrûség, az ingázási céltelepüléseken pedig magas. A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban Magas–magas Alacsony–alacsony Alacsony–magas Magas–alacsony 344 Koós Bálint A súlymátrix megváltoztatása mellett szól, hogy a hétköznapok gyakorlatában nem a települések fizikai szomszédsága, vagyis a közös határ a döntõ, hanem a települések közt meglévõ gazdasági, munkaerõ-piaci kapcsolat, amely figyelembe veszi a tényleges gaz­ dasági lehetõségeket (foglalkoztatási kapacitást), s igazodik a közlekedési adottságokhoz is. A települések közti tényleges gazdasági kapcsolatok leképezése érdekében a KSH Népszámlálás 2001 adatbázisának felhasználásával elkészítettem az ingázási viszonyokat leképezõ súlymátrixot, ahol minden településhez a három legfontosabb ingázási céltele­ pülést rendeltem hozzá, súlyként pedig az adott településre ingázók (teljes foglalkoztatotti létszámhoz viszonyított) arányának reciprokát vettem figyelembe. Az adatok feldolgozá­ sánál alkalmazott Geoda szoftverrel pillanatnyilag a kapcsolat intenzitásában rejlõ lehe­ tõségeket nem lehet kiaknázni, hiszen az aszimmetrikus súlymátrix esetén pusztán a kap­ csolat létét veszi figyelembe, a kapcsolat intenzitását, erõsségét már nem. A települések közti ingázási viszony alapján meghatározott súlymátrixszal újra elvé­ gezve a számításokat, alaposan megváltozik a kép (2. ábra). Miközben megmaradnak, sõt a fõközlekedési útvonalak mentén térben ki is terjednek a magas cégsûrûséggel jelle­ mezhetõ gazdasági agglomerációk. A korábban is lehatárolt Szombathely, Gyõr, Buda­ pest, Székesfehérvár, Veszprém–Siófok–Balatonföldvár, Keszthely–Hévíz, Tata–Tata­ bánya, Pécs környéki agglomerációk mellett újak is feltûnnek az ország térképén. Gyön­ gyös, Eger, Miskolc, Nyíregyháza, Szolnok, Kecskemét körül szépen kirajzolódik egy magas cégsûrûséggel jellemezhetõ zóna, ami a hétköznapi tapasztalatokhoz közelebb áll. Rá kell mutatni azonban, hogy még így is vannak problémás városok: Sopron, Zalaeger­ szeg, Szeged annak ellenére nem került be a lehatárolt gazdasági agglomerációba, hogy a hozzájuk kapcsolódó „szuburbán” települések (Mórahalom, Röszke, Zákányszék, Ág­ falva, Kópháza stb.) bekerültek. Mindezek figyelembevételével is azt mondhatjuk, hogy a területi súlymátrix megvál­ toztatásával sikerült jobban megragadni a gazdaságilag szuburbanizálódó térségeket, ám az ellenkezõ pólus, a korábban gazdasági perifériaként jellemzett települések-térségek kívül rekedtek a klaszterképzésen. Ennek hátterében feltételezhetõen az a strukturális adottság húzódik meg, hogy az érintett települési kör nem képes egy-egy erõs gazdasági centrumhoz kapcsolódni, mert a domborzati, közlekedési viszonyok következtében ezek a centrumok nem érhetõk el, illetve erõtlenek ahhoz, hogy kellõ számú munkahelyet teremtsenek a környék lakosainak. A napi ingázási kapcsolatok figyelembevételével, vagyis többletinformáció felhaszná­ lásával javítani lehetett a területi klaszterképzésen, pontosabban, a mindennapok tapasz­ talataihoz közelebb álló lehatárolást lehetett készíteni a segítségével. Az így meghatáro­ zott területi klaszterek közül a magas–magas kapcsolatot megtestesítõ érdekes számunk­ ra, hiszen ez jeleníti meg azokat a településeket, amelyek egymással napi ingázási kap­ csolatban állnak, és mind a munkaerõt kibocsátó, mind pedig befogadó település eseté­ ben magas a G (kereskedelem, jármûjavítás) nemzetgazdasági ágazatba tartozó vállalko­ zások ezer lakosra jutó száma. Az eredmények megbízhatóságát növeli, hogy a számításokat a Luc Anselin nevéhez fûzõdõ Geoda program alkalmazásával végeztem el. A program amellett, hogy azonnal lehetõséget teremt az eredmények grafikus megjelenítésére, a kapott eredmények meg­ bízhatóságára is rávilágít. A területi adatok permutációjával ugyanis ellenõrizhetõ , hogy valóban szignifikáns a területi autokorreláció, vagy csupán véletlenszerûen egymás mellé került magas, illetve alacsony adatok alapján alakult a Moran I-próba értéke. A számítá­ sokat 5 százalékos pszeudo-szignifikanciaszint mellett végeztem el, nem meglepõ módon a p értékének csökkenésével (0,01) erõteljesen szûkül a magas cégsûrûséggel jellemezhe­ tõ területi klaszter kiterjedése. Korábbinál jóval kisebb kiterjedésû szuburbán zóna jele­ nik meg Budapest, Székesfehérvár, Tatabánya, Keszthely, Siófok, Szolnok, Gyöngyös, 345 A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban 2. táblázat A G nemzetgazdasági ágazatba tartózó mûködõ társas vállalkozások cégsûrûsége alapján meghatározott területi klaszterek jellemzõi* Klaszter Klaszterbe nem sorolt (1) Nagyváros és szuburbán zónája (2) Szuburbán zóna pereme (4) Magyarország Cégsûrûség A cégek Népesség száma az összes az összesen arányában arányában Település Népesség A cégek száma 1628 2 582 478 12 928 5,0 13,0 25,5 739 6 562 138 84 397 12,9 85,1 64,9 758 3125 971 742 10 116 358 1 843 99 168 1,9 9,8 1,9 100,0 9,6 100,0 * 2001. évi ingázási viszonyokat leképezõ területi súlymátrix és 5 százalékos pszeudo-szignifikanciaszint mellett. (1) – klaszterbe nem sorolt; (2) – magas–magas kapcsolat; (3) – alacsony–alacsony kapcsolat; (4) – alacsony–magas kapcsolat; (5)– magas–alacsony kapcsolat. Eger, Miskolc térségében, ami egyben ezen formálódó gazdasági agglomerációk intenzí­ vebb kapcsolataira (integráltságára?) is rámutat. Joggal vethetõ fel az a kérdés, hogy a cégsûrûség magyarországi növekedése az elmúlt évtizedben egy általános kiegyenlítõdési folyamat része, vagy ez csupán a nagyvárosok „kisugárzó” hatásának tudható be. A kérdés eldöntéséhez a β -konvergencián alapuló modell alkalmas eszköznek tûnik, noha települési szinten történõ alkalmazása ritkaság­ nak számít. Az utóbbi évek nagyhatású kutatásai (Barro–Sala-i-Martin [1991], Armstrong [1995], Bivand–Brunstad [2003]) mind országos, illetve regionális (NUTS II.) szinten folytak. A β -konvergencia alkalmazására települési szinten ritkán kerül sor, bár ennek jellemzõen számítási okai vannak, hiszen minden megfigyelési egységre nullától külön­ bözõ pozitív értékkel kell rendelkezni, ami települési szinten a gazdasági szférában ritkán biztosított. Az általános β -konvergenciát a (2) egyszerû modellel szokták vizsgálni: 1/Tln(yi,T /yi,0) = α + β ln(yi,0) + εi, (2) ahol T jelöli a vizsgált idõszak hosszát, yi,T jelöli y változó i-edik területi egységben T-edik idõpontban felvett értékét, yi,0 pedig az idõszak elején felvett értékét, α és β a megbecsülen­ dõ paraméter, εi pedig a nulla várható értékû hibatag. Mint a felírásból is látható, a (2) modellben a területiség a legkisebb mértékben sem jelentkezik, ezért Baumont és szerzõtár­ sai [2001] példáját követve, e modell területi autoregresszív változatát alkalmazzuk. (Autoregresszív modell esetében feltételezzük, hogy a vizsgált változó adott területi egy­ ségben megfigyelt értékére nem csupán más változók hatnak, hanem a vizsgált változó szomszédos területi egységekben felvett értékei is.) A módosítás révén egyetlen modellben szerepeltethetjük a növekedés hátterében meghúzódható globális és lokális hatást, s választ kaphatunk arra a kérdésre, hogy a cégsûrûség tekintetében megfigyelhetõ átlagos növeke­ dés egy globális konvergenciára vagy egy lokális kiegyenlítõdésre vezethetõ vissza: 1/T ln(yi,T/yi,0) = α + β ln(yi,0) + δ W/T ln(yi,T /yi,0)] + εi, (3) ahol T jelöli a vizsgált idõszak hosszát, yi,T jelöli y változó i-edik területi egységben T­ edik idõpontban felvett értékét (ezer lakosra jutó vállalkozás száma 2004-ben), yi,0 pedig 346 Koós Bálint az idõszak elején (1994) felvett értékét, α, β, δ a becsülendõ paraméter, w a területi súlymátrix, εi pedig a hibatag, melynek várható értéke 0. A Központi Statisztikai Hivatal által kiadott T-star adatbázis alapján összeállítható a (3) modell lefuttatásához felhasználható adatsor. Tekintve, hogy a számítások elvégzésé­ hez szükséges, hogy minden megfigyelési egységre nullától különbözõ adatok álljanak rendelkezésre, ezért az adatok körét térben, idõben korlátozni kellett. Amennyiben 1994. és 2004. évre vonatkozó adatsorokat vetünk össze, 1655 településre állapíthatjuk meg a G – kereskedelem, jármûjavítás – nemzetgazdasági ágazatba tartozó cégek sûrûségében bekövetkezett változást. Ez jelentõs információveszteségnek tûnik elsõ látásra, ám figye­ lembe kell venni, hogy a kimaradó települések kis lélekszámúak, helyi gazdaságuk erõt­ len. A már említett 1655 településen él az ország lakosságának 92,3 százaléka, és a vállalkozások 98,5 százalékának székhelye ezeken a településeken van. Tekintve, hogy a megfigyelési egységek körét csökkentettük, a területi súlymátrix elõállításakor nem in­ dulhattunk ki a földrajzi szomszédság elvébõl, és az ingázási adatok is használhatatlanná váltak a kiesõ települések miatt. Ezért egy olyan általánosan használható formát válasz­ tottunk, amely érzéketlen ezekre a problémákra: a települések közti légvonaltávolság alapján határoztam meg a területi kapcsolatrendszert. A számításokat több határértékkel (15 és 25 kilométer) is elvégeztem, de érzékelhetõ hatással az eredményre nem volt, ezért végül a 25 kilométeres légvonalbeli távolságon belüli településeket tekintettem egy­ mással szomszédosnak, ami jól közelíti azt a távolságot, amelyen belül a napi ingázás még feltételezhetõ. A fenti módon definiált (3) modell paramétereinek maximum likelihood becslésével kapott eredményei egybecsengnek a területi klaszter megállapítása során nyert tapaszta­ latokkal (lásd 3. táblázat). Bár a modell magyarázóereje nagynak aligha mondható (a pszeudo R2 értéke mindössze 0,304), mind a β, mind pedig a δ szignifikánsnak bizo­ nyult. A β, δ paraméterek becsült értékei azonban rámutatnak a két hatás erõsségében megfigyelhetõ különbségre: β (–0,04462035) szignifikáns, és negatív értéke arra mutat, hogy azon települések esetében, ahol 1994-ben az átlagosnál alacsonyabb volt a cégsûrû­ ség, a 2004-ig terjedõ idõszakban átlagosnál kicsit nagyobb ütemû növekedést lehet re­ gisztrálni, ami a gyenge globális szintû konvergenciára utal. A lokális (szomszédsági) hatást megjelenítõ δ paraméter szintén szignifikánsnak bizonyult, viszont becsült értéke (0,3728356) jóval meghaladja β-t, ami arra utal, hogy a cégsûrûség növekedésében na­ gyobb szerepet játszik a szomszédos területeken megfigyelhetõ növekedési ütem alakulá­ sa, mint az általános jellegû növekedés. 3. táblázat A (3) területi autoregresszív modell maximum likelihood becslésének összefoglaló adatai Változó Koefficiens α 0,068*** (0,003) –0,044*** (0,001) 0,372*** (0,05) ln(yi,1994) W/10*ln(yi,2004/yi,1994) *** 1 százalékos szinten szignifikáns, zárójelben a standard hibák. Akaike-féle információs kritérium: –4728,8. Pszeudo R2: 0,304. A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban 347 Az eredmények értelmezése, további kutatások felvetése Az elvégzett vizsgálatok eredményei arra mutatnak rá, hogy a rendszerváltást követõen Magyarországon intenzív területi alkalmazkodás indult meg, amelynek eredményeként a nagyvárosok környezetében kisebb-nagyobb szuburbán zónák öltöttek testet. A folyamat hátterében egyrészt egy globális kiegyenlítõdés, β -konvergencia, másrészt viszont egy lokális (szomszédsági) hatás húzódik meg. A szignifikánsan pozitív szom­ szédsági hatás összhangban áll Greve [2000] eredményeivel, aki egy új intézmény (ke­ reskedelmi bankok) elterjedésének korai szakaszában szintén pozitív kapcsolatot tárt fel a szomszédos területi egységek közt. Tekintve, hogy az adatok tanúbizonysága szerint országosan már megállt a cégsûrûség eddig oly stabil növekedése, felvethetõ, hogy az eddigiekben tapasztalt pozitív hatás, amit a vállalatdemográfiai megközelítés legitimáci­ ós hatásnak ismer, erejét veszti. A cégsûrûség növekedésével ugyanis egyre fokozódik a vállalatok közti versengés, aminek eredményeként az egyik helyen megfigyelt növekedés a szomszédos területeken a szubpopuláció létszámának csökkenését idézi elõ. Mihelyst érzékelhetõvé válik a fent jelzett kiszorító hatás, vagyis amikor a versengés erõsebbé válik, mint a legitimációs hatás, megállapíthatjuk, hogy az ágazat éretté vált. Némi túlzással úgy is fogalmazhatunk, hogy a magyar gazdaság rendszerváltást követõ átmeneti korszakának jön el a vége, amikor már eltûnnek a piacról meghódítható fehér foltok, s a növekedés csak a versenytársak kárára valósítható meg. Érdekes kutatási kérdésnek ígérkezik majd a „a vörös királynõ” (red queen) hipotézis vizsgálata, vajon az intenzívebbé váló versengésben elõnyt élveznek-e azok a vállalkozások, miszerint magas cégsûrûséggel jellemezhetõ területen (nagyvárosokban, illetve szuburbán zónában) tevé­ kenykednek, mint a vélhetõen kevésbé intenzív versengéssel jellemezhetõ, alacsony cég­ sûrûségû területeken mûködõk. Hivatkozások ANSELIN, L. [1988]: Spatial Econometrics. Kluwer Academic, Boston. ANSELIN, L. [1990]: What is special about spatial data? Alternative perspectives on spatial data analysis. Megjelent: Griffith, D. A. (szerk.): Spatial Statistics, Past. Present and Future, Institute of Mathematical Geography, Ann Arbor, ML, 63–77. o. ANSELIN, L. [1992]: Space and applied econometrics: introduction, Regional Science and Urban Economics, 22. 307–316. o. ANSELIN, L. [1995]: Local Indicators of Spatial Association – LISA, Geographical Analysis, 27. 93–115. o. ANSELIN, L.–BERA, A. [1998]: Spatial Dependence in Linear Regression Models with an Application to Spatial Econometrics. Megjelent: Ullah, A.–Giles, D. E. A. (szerk.): Handbook of Applied Economics Statistics, Springer-Verlag, Berlin, 21–74. o. ARMSTRONG H. [1995]: Convergence among the Regions of the European Union. Papers in Regional Science, 74. 143–152. o. BANDURA, A. [1986]: Social Foundations of Thought and Action: A Social Cognitive Theory. Prentice Hall, Englewood Cliffs, N.J. BARRO, R. J.–SALA-I-MARTIN, X. [1991]: Convergence across States and Regions, Brookings Papers on Economic Activity, 1. 107–182. o. BAUM, J. A. C.–MEZIAS, S. J. [1992]: Localized Competition and Organizational Failure in the Manhattan Hotel Industry, 1898–1990. Administrative Science Quarterly, 37. 580–604. o. BAUMONT, C.–ERTUR, C.–LE GALLO, J. [2001]: A Spatial Econometric Analyis of Geographic Spillovers and Growth for European Regions (1980–1995). LATEC – Document de travail, Econmie, 4. Universite de Bourgogne, 348 Koós Bálint BIVAND, R. S.–BRUNSTAD, R. J. [2003]: Regional Growth in Western Europe: an Empirical Exploration of Interactions with Agriculture and Agricultural Policy. Megjelent: Fingleton, B. (szerk.): European Regional Growth, Springer Verlag, Berlin, 351–374. o. BOITEUX-ORAIN, C.–GUILLAN, R. [2004]: Changes in the Intra-metropolitan Location of Producer Services in Ile-de-France (1978–1997). Do Information Technologies Promote a More Dispersed Spatial Pattern? LEG Working Paper, No. 2003-06. Université de Bourgogne Franciaország COOPER, A. C. [1973]: The Founding of Technology-Based Firms. Center for Venture Management, Milwaukee. COOPER, A. C.–DUNKELBERG, W. C. [1987]: Entrepreneurial Research: Old Questions, New Answers and Methodological Issues. American Journal of Small Business 11. 11–23. o. CYERT, R. M.–MARCH, J. G. [1963]: A Behavorial Theory of the Firm. Prentice-Hall, Englewood Cliffs, N.J. GALBRAITH, J. K. [1970]: Az új ipari állam. Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó, Budapest. GEROSKI, P. A. [1995]: What Do We Know About Entry? International Journal of Industrial Organization, 421–440. o. GRANOVETTER, M. [1985]: Economic Action and Social Structure: The Problem of Embeddedness. American Journal of Sociology, 91. 481–510. o. GRANOVETTER, M.–SWEDBERG, R. [2001]: The Sociology of Economic Life. Westview Press, Boulder, Colorado. GREVE, H. R. [2000]: Market niche entry decisions: Competition, learning, and strategy in Tokyo banking, 1894–1936. Academy of Management Journal, 43. 816–836. o. HANNAN, M. T.–CARROLL, G. R. [2000]: The Demography of Corporations and Industries. Princeton University Press, Princeton. HANNAN, M. T.–CARROLL, G. R.–DUNDON, E.A.–TORRES, J. C. [1995]: Organizational Evolution in a Multinational Context: Entries of Automobile Manufacturing Firms in Belgium, Britain, France, Germany, and Italy. American Sociological Review, 60. 509–44. o. HANNAN, M. T.–FREEMAN, J. [1977]: The Population Ecology of Organizations. American Journal of Sociology, 82. 929–964. o. HANNAN, M. T.–FREEMAN, J. H. [1989]: Organizational Ecology. Harvard University Press, Camb­ ridge, MA. HAYTER, R. [1997]: The Dynamics of Industrial Location: The Factory, the Firm and the Production System. Wiley, Chichester. HEDSTRÖM, P. [1994]: Contagious Collectivities: On the Spatial Diffusion of Swedish Trade Unions, 1890–1940. American Journal of Sociology, 99. 1157–1179. o. HOTELLING, H. [1929]: Stability in Competition. Economic Journal, 39. március, 41–57. o. INGRAM, P.–INMAN, C. [1996]: Institutions, intergroup competition, and the evolution of hotel populations around Niagara Falls. Administrative Science Quarterly, 41. 629–658. o. KATONA, G.–MORGAN, J. N. [1952]: The Quantitative Study of Factors Determining Business Decisions. Quarterly Journal of Economics, 66. 67–90. o. KOBRIN, S. J. [1987]: Testing the Bargaining Hypothesis in the Manufacturing Sector. International Organization, Vol. 41. No. 4. 609–638. o. KRUGMAN, P. [1991]: Increasing Returns and Economic Geography. Journal of Political Economy, Vol. 99. No. 3. 483–499. o. KRUGMAN P. [1993]: First Nature, Second Nature and Metropolitan Location. Journal of Regional Science, 33. 129–144. o. KRUGMAN, P. [1998]: Space: The Final Frontier. Journal of Economic Perspectives, Vol. 12. No. 2. 161–174. o. KRUMME, G. [1981]: Making it Abroad: The Evolution of Volkswagen’s North American Production Plans. Megjelent: Ian Hamilton, F. E.–Linge, G. (szerk.): Spatial Analysis: International Industrial Systems. Wiley, New York, 329–356. o. KUCZI TIBOR [2002]: Önállósodás és munkanélküliség – a kisvállalkozók tõkéi. Megjelent: Csáki György (szerk.): Kis- és középvállalkozások Magyarországon. A fejlõdés esélyei és korlátai. ÁVF, Budapest, 7–14. o. LÖSCH, A. [1962]: Die Raumlichen Ordnung der Wirtschaft. GF Verlag, Stuttgart. A szuburbanizációs folyamat a magyar gazdaságban 349 MUELLER, E.–MORGAN, J. N. [1962]: Location Decision of Manufacturers. American Economic Review, 52. 204–217. o. PÉLI GÁBOR–PÓLOS LÁSZLÓ–HANNAN, M. T. [1999]: Szervezeti tehetetlenség. Formalizálási stílu­ sok, elméleti következmények. Szociológiai Szemle, 1. sz. 120–142. o. POLANYI, M. [1962]: Tacit Knowing: Its Bearing on Some Problems of Philosophy, Reviews of Modern Physics, Vol. 34. No. 4. PRED, A. [1969]: Behavior and Location: Foundations for a Geographic and Dynamic Location Theory, Part II. Lund Studies in Geography, Series B, 28. RAWSTRON, E. M. [1958]: Three Principles of Industrial Location, Transactions of the Institute of British Geographers. Regional Studies, Vol. 25. No. 6, 261–272. o. SIMON, H. [1957]: Models of Man. Wiley, New York. SORENSON, O.–AUDIA, P. G. [2000]: The Social Structure of Entrepreneurial Activity: Geographic Concentration of Footwear Production in the U.S. 1940–1989. American Journal of Sociology, 106. 324–362. o. STINCHCOMBE, A. L. [1965]: Social Structure and Organizations. Megjelent: March, J. G. (szerk.): Handbook of Organizations. Rand McNally, Chicago, 153–193. o. TÍMÁR JUDIT [1993]: Az alföldi szuburbanizáció néhány sajátossága. Megjelent: Gurzó Imre–Tí­ már Judit (szerk.): Alföldi Tanulmányok 1993. MTA RKK, Békéscsaba. TÍMÁR JUDIT–VÁRADI MONIKA MÁRIA [2000]: A szuburbanizáció egyenlõtlen fejlõdése az 1990-es évek Magyarországán. Megjelent: Horváth Gyula–Rechnitzer János (szerk.): Magyarország területi szerkezete és folyamatai az ezredfordulón, MTA RKK, Pécs. TIMMONS, J. A. [1989]: The Entrepreneurial Mind. Brick House, Acton, Mass. TOWNROE P. M. [1972]: Some Behavioural considerations in the industrial location decision. Re­ gional Studies, 6. 261–272. o. VARGA ATTILA [1998]: University Research and Regional Innovation: A Spatial Econometric Analysis of Academic Knowledge Transfers. Kluwer Academic Publishers, Boston. VARGA ATTILA [2002]: Térökonometria. Statisztikai Szemle, 80, 354–370. o. VENKATARAMAN, S.–VAN DE VEN, A.–BUCKEYE, J.–HUDSON, R. [1990]: Starting Up in a Turbulent Environment: A Process Model of Failure among Firms with High Customer Dependence. Journal of Business Venturing, szeptember 5. 277–295. o. VESPER, K. H. [1979]: New-Venture Ideas: Do Not Overlook the Experience Factor. Harvard Business Review, 57. 164–170. o. WEBER, A. [1909]: Über den Standort der Industrien. Tübingen. YULE, G. U.–KENDALL, M. G. [1964]: Bevezetés a statisztika elméletébe. Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó, Budapest.