Csabina-Leveleki

Csabina Zoltán-Leveleki Magdolna
VÁLLALATOK KOOPERATÍV MAGATARTÁSA A HAZAI FELDOLGOZÓIPARBAN

Az elemzés célja

A tanulmány a hazai feldolgozóipari vállalatok kooperatív magatartását vizsgálja a Vállalati Panel 1998. évi kérdõíves adatfelvétele alapján. Kooperatív viselkedés alatt Karl-Dieter Opp (1996: 129) nyomán azt értjük, amikor a piaci szereplõk "a piacon a csereügyleteket az uralkodó szabályoknak megfelelõen hajtják végre". A nem kooperáló fél viselkedése nem feltétlenül ütközik büntetõtörvényekbe, de "ellentmond az explicit vagy hallgatólagos megegyezéseknek". Opp hivatkozott tanulmányában azt vizsgálja, hogy milyen körülmények között követik a piaci szereplõk az uralkodó szabályokat, erkölcsi normákat, a társadalomszerkezet és a piaci struktúrák milyen változói befolyásolják a normakövetõ magatartást, melyek a cserepartnerek közötti kooperáció feltételei. Elméleti modellje szerint a kooperáció a normaszegõ, illetve a normakövetõ viselkedés várható haszna, a cserepartner elõzetes kooperatív teljesítménye, a tranzakció megfigyelhetõsége, átláthatósága és a szankcionálási lehetõségek, valamint a kooperációs normák függvénye.

Opp modellje alapján a panelvizsgálat segítségével ellenõrizni tudunk néhány - a piac szerkezetére és a hazai iparvállalatok magatartásra vonatkozó - összefüggést.

Feltételeztük, hogy a nem kooperatív viselkedés szankcionálásának lehetõsége és a piac átláthatósága és kontrollálhatósága, a normaszegõ viselkedés megfigyelhetõsége nagyobb, ha a felek nem egyszeri, hanem ismétlõdõ tranzakcióra számítanak, és így azok a hazai feldolgozóipari vállalatok, amelyek hosszú távra terveznek, kevésbé normaszegõek, mint azok, amelyek rövid távon gondolkodnak.

Másik hipotézisünk, hogy az a vállalat, amely sok kis vevõvel áll kapcsolatban, vagyis amelynek a vevõköre szórt, a piac kisebb átláthatósága és kontrollálhatósága, a normaszegõ viselkedés kisebb mértékû szankcionálási lehetõségei miatt kevésbé kényszerül a normák betartására, mint az, amelynek a vevõköre koncentrált. Vizsgálatunkban a vevõkör számosságát - mely Opp által használt változó - annak szórtságával, illetve koncentráltságával helyettesítettük, szórtnak tekintve a személyi fogyasztókból és kiskereskedõkbõl álló, koncentráltnak a nagykereskedelmi cégekbõl, közintézményekbõl és további feldolgozásra vásárló vállalatokból álló vevõkört. Feltételeztük, hogy a szórtság és a koncentráltság éppúgy hat az átláthatóságra és az információáramlásra, mint a vevõkör számossága.

Végül Oppnak azt a feltevését is ellenõrizni tudtuk, mely szerint a kooperáció a cserepartner elõzetes kooperatív teljesítményének is lehet a következménye, esetenként pedig a normaszegés a másik fél nem kooperáló magatartásának szankcionálására szolgál. Megnéztük, hogy mennyire gyakori a vizsgálatban szereplõ vállalatok partnereinél a normaszegõ magatartás elõfordulása, és mondhatjuk-e azt, hogy a normaszegés rendszerint a partnervállalatok hasonló magatartására adott válasz, viszonzás.

Annak érdekében, hogy elõfeltevéseink verifikálása mellett a kooperatív, illetve nem kooperatív magatartást magyarázó modellt tudjunk készíteni, bevontunk a vizsgálatba olyan változókat is, mint a vállalati méret, a tulajdonosi szerkezet, és a regionális hovatartozás. Ez utóbbi összefüggések elemzése a hazai gazdaságban zajló változások szempontjából érdekes. Általuk választ kaphatunk arra, hogy jobban érvényesülnek-e a piac mûködésének alapvetõ normái a fejlettebb, iparosodottabb régiókban, mint másutt, a privatizált vállalatok menedzserei számára fontosabb-e a piackonform, normakövetõ magatartás, mint az egykori állami tulajdont tovább mûködtetõ vállalati vezetõk számára, és hogy a gazdasági szervezetek koncentrációja, a nagyobb vállalati méret növeli-e a kooperatív viselkedésre való hajlandóságot.

Elemzésünkben a Budapesti Közgazdaságtudományi Egyetem Szociológia Tanszéke által végzett vállalati panelvizsgálat 1998. évi adatbázisát használtuk. Az adatfelvétel alapsokaságát a gyártással foglalkozó ipari vállalatok köre képezte. A mintába került 423 vállalat területi elhelyezkedés és létszámkategóriák szerint reprezentatív. Az 1992 óta évente megismételt adatfelvétel idõsorait a vállalati normakövetõ magatartás szempontjából Janky Béla (1999), Semjén András (1998) és Tóth István János (1998-1999) elemezte.¹ Janky Béla (1999) a "halogatónak" és "megoldónak" nevezett vállalati stratégiák (Laki 1998) és a normakövetõ magatartás, Semjén András és Tóth István János (1998) pedig a gazdasági növekedés és a pénzügyi és szerzõdéses fegyelem betartása közti összefüggéseket vizsgálta.

A másodelemzéshez használt Vállalati Panel vizsgálat kérdõívében a vállalatok kooperatív magatartására vonatkozóan egyetlen kérdéskör szerepelt, mely a vállalatok fizetési moráljára vonatkozott, vagyis arra, hogy a gazdasági szervezetek 1997-ben milyen mértékben tettek eleget fizetési kötelezettségeiknek különbözõ partnereikkel szemben, halasztották-e a társadalombiztosítási járulék és az adó befizetését, a bankhitelekkel kapcsolatos tartozások törlesztését, illetve más vállalatokkal szemben fennálló tartozásaik kiegyenlítését.

Tekintettel arra, hogy a fizetési kötelezettségek teljesítése a piaci szereplõk között zajló tranzakciók lényegi mozzanata, feltételeztük, hogy a vállalatok kooperatív magatartását megfelelõen méri a fizetési kötelezettségek teljesítése, illetve annak elmulasztása.

Vizsgálatunk nem is terjedt ki a vállalati pénzügyi fegyelemmel, a normakövetõ vállalati magatartással kapcsolatos minden olyan kérdésre, amely a kérdõíves felvétel alapján vizsgálható lenne. Különösen izgalmas az a kérdés, hogy kiknek tartoznak a vállalatok, kikkel szemben renitensek. Vajon az adóhatóság, a társadalombiztosítás, a bank vagy más vállalatok felé sértik-e meg leggyakrabban a szerzõdéses fegyelmet? Ezek a kérdések további vizsgálódás tárgyai lehetnének.

Az elemzés során alkalmazott módszerek, modellek és változók

Vizsgálatunk függõ változóját az alábbi kérdésre adott válaszokból állítottuk elõ. (A kérdések jelöléséhez az eredeti kérdõív jelöléseit használtuk.)

E04. Kérem, jelölje meg, hogy az alábbiak mennyire jellemezték 1997-ben az Önök vállalatát! nagyon jellemezték (5), jellemezték (4), "is-is" (3), inkább nem jellemezték (2), egyáltalán nem jellemezték (1)

m./ a vállalat késik a tb. járulék befizetésével
n./ a vállalat késik az adók befizetésével
o./ a vállalat késik más vállalatoknak való tartozása kifizetésével
p./ a vállalat késik bankhitelek befizetésével A vállalatok kooperatív, illetve nem kooperatív magatartását a fenti kérdésekre adott válaszokkal, vagyis a fizetési kötelezettségek teljesítésével vagy annak mulasztásával mértük. Kooperatívnak tekintettük azokat a vállalatokat, amelyek fizetési kötelezettségeiket teljesítik, nem kooperatívnak pedig azokat, amelyek fizetési kötelezettségeiknek nem pontosan tesznek eleget. Ezek alapján egy olyan dichotóm változót állítottunk elõ, amelynek értéke "nem kooperatív", ha a vállalatot legalább egyféle fizetési kötelezettség mulasztása valamilyen szinten jellemzi, míg a változó értéke minden más esetben "kooperatív". Eszerint nem kooperatív az a vállalat, melyre igaz, hogy:

E04m > 2 vagy E04n > 2 vagy E04o > 2 vagy E04p > 2.

Ennek komplementer halmazát képezik a kooperatív vállalatok.

Az így képzett dichotóm változó alapján a mintasokaság megoszlását az 1. táblázat mutatja.

1. táblázat
A vállalat kooperatív-e?

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos megoszlása
Nem kooperatív	71	16,8
Kooperatív	347	82,0
Összesen	418	100,0

A továbbiakban az elemzésbe bevont más változóknak is elvégeztük a transzformációját, kategorikus - nominális és ordinális - változóvá alakítva a tulajdonosi szerkezetet, a regionális hovatartozást, a tervezés távlatát, illetve a vevõkör koncentráltságát mutató eredeti skálákat. A vállalati méretet mutató átlagos állományi létszám esetében az eredeti kérdõív felosztáshoz igazodva magasabb szintû mérési skálát alakítottunk ki.

Az elemzés során arra is választ kerestünk, hogy a hosszú távú üzleti stratégia - amennyiben az jellemzõ az adott szervezetre -, milyen módon befolyásolja a vállalati magatartást. Az eredeti adatbázis több olyan változót is tartalmaz, ami a stratégiai gondolkozással hozható kapcsolatba, így megpróbáltuk az ezek mögött fellelhetõ latens változókat faktoranalízis segítségével feltárni.

A vállalatok magatartása és a fenti változók közötti összefüggést a megfelelõ kereszttáblák elemzésével végeztük, asszociációs mérõszámok, és c² próba alapján vizsgálva, hogy van-e szignifikáns kapcsolat közöttük. Ezt követõen - tekintettel a kooperatív magatartás változójának dichotóm voltára - logisztikus regressziós modellt készítettünk annak számszerûsítésére, hogy milyen mértékben befolyásolják az egyes változók a vállalatok magatartását.

A vállalati méret

A vállalati méret meghatározásának általánosan elfogadott módja az alkalmazotti létszám szerinti kategóriák kialakítása. A szokásos felosztás szerint mikro-, kis-, közepes- és nagyvállalkozások különülnek el. Mikrovállalkozások a legfeljebb 10 fõt alkalmazó szervezetek, kisvállalkozások a 10 fõnél többet, de legfeljebb 50 fõt alkalmazó szervezetek, közepes vállalkozások az 51-300 fõs szervezetek, nagyvállalatoknak pedig a 300 fõt meghaladó létszámmal mûködõ gazdasági szervezeteket tekintjük.

Elemzésünk során - az eredeti adatbázisban használt felosztáshoz igazodva - a fentinél finomabb felosztást tartottunk célszerûnek, így az általunk alkalmazott kategóriahatárok a következõk: 1-5 fõ; 6-10 fõ; 11-20 fõ; 21-50 fõ; 51-300 fõ; 301 fõ fölött. Ez a szokásos esetben ordinális változó lenne, azonban itt az egyes kategóriákat jelzõ változóértékként az adott létszámkategória felsõ határát használtuk, ezért az így definiált vállalati méretet a késõbbiekben magas mérési skálán mért változóként (arányskálaként) kezeltük.

2. táblázat
A vállalati méret

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos megoszlása
0�5 fõt alkalmaz	84	20,2
6�10 fõt	61	14,7
11�20 fõt	76	18,3
21�50 fõt	77	18,5
51�300 fõt	98	23,6
30 fõnél többet	20	4,8
Összesen	416	100,0

A mintasokaságban legfeljebb 5 fõt alkalmaz a vállalatok 20,2 százaléka, 6-10 fõt 14,7 százaléka, 11-20 fõt 18,3 százaléka, 21-50 fõt 18,5 százaléka, 51-300 fõt 23,6 százaléka. A 300 alkalmazottnál többet foglalkoztató cégek száma 20, arányuk a mintában 4,8 százalék (2. táblázat.)

A vállalatok tulajdonosi szerkezete

Az eredeti kérdõív a vállalatok tulajdoni megoszlásával kapcsolatos információkat olyan módon tartalmazza, hogy hét különbözõ tulajdoni forma százalékos arányát hét változóval méri. Ezekbõl megtudjuk, hogy mennyi az alapítói vagyonon belül az állami, az önkormányzati, a dolgozói tulajdon aránya, mennyi a dolgozói tulajdonon kívül a magyar magánszemélyek, a magyar vállalatok, bankok tulajdoni aránya, és mennyi a külföldi tulajdon százalékos aránya.

A fenti hét változóból a vállalatok tulajdonosi összetételét mutató egyetlen változót képeztünk. Ehhez elõször megnéztük, hogy mely cégeknél homogén a tulajdonosi szerkezet és melyeknél összetett. Homogénnek tekintettük a tulajdonosi szerkezetet, ha egyetlen tulajdonforma aránya 100 százalék. Vizsgálatunkban az állami és az önkormányzati tulajdonban lévõ cégeket összevontuk, lévén ezek sokasága kicsi, másrészt pedig feltételeztük, hogy nincs számottevõ különbség a tulajdonosi szerep gyakorlása tekintetében az önkormányzatok és az állami szervek között. Hasonló indokok alapján vontuk össze a magyar vállalati, illetve banki tulajdonban lévõ cégeket is. Mindezek eredményeként a homogén tulajdonosi szerkezetû cégek alábbi kategóriáival dolgoztunk:

Állami vagy önkormányzati

Dolgozói

Egyéb magánszemély

Magyar vállalat vagy bank

Külföldi

A felmérésbe bevont vállalatok 67 százalékának (270 cég) a tulajdonosa vizsgálatunk kategóriái szerint homogén. Ezen belül a cégeknek mindössze 1 százaléka van az állam és önkormányzatok tulajdonában, 16,3 százalék tisztán a dolgozók, 39,6 százalék egyéb magánszemélyek, 3 százalék vállalatok és bankok, 7,8 százalék pedig külföldi tulajdonban van (3. táblázat).

Az inhomogén tulajdonosi szerkezetû vállalatok a mintába bevont cégek 33 százalékát adják (140 vállalat). Ezen a részsokaságon belül hierarchikus klaszter- elemzéssel képeztünk az eredeti hét változó alapján viszonylag homogén csoportokat. Az eljárás során kapott dendrogramot elemezve 5 klasztert különböztetünk meg. Az elsõ klaszterbe azok a cégek tartoznak, melyekben a dolgozói tulajdon dominál. Körükben a dolgozói tulajdon aránya átlagosan 69,13 százalékos. A második klaszter vállalataira az egyéb magánszemélyek magas - átlagosan 69,49 százalékos - tulajdonosi részesedése, kisebb részt a dolgozói tulajdon jellemzõ. A harmadik klaszter vállalatainál a legfõbb tulajdonos jellemzõen az állam (átlagosan 65% a részesedése), de relatíve magas az egyéb magánszemélyek részesedése is (16%). A vegyes tulajdonú vállalatok negyedik csoportjára fõképpen a vállalati tulajdon (66,04%) és az egyéb magánszemélyek tulajdonlása, az ötödik klaszterre pedig a külföldi tulajdon magas aránya (66,38%), és az egyéb magánszemélyek átlag 17,66 százalékos tulajdoni hányada jellemzõ.

A fentiek szerint definiált tulajdoni szerkezet alapján a vállalatok megoszlása a következõ:

3. táblázat
Tulajdonosi szerkezet

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos megoszlása
Állam/önkormányzat	4	1,0
Dolgozói	65	16,3
Egyéb magánszemély	158	39,6
Vállalat/bank	12	3,0
Külföldi	31	7,8
Vegyes 1.	30	7,5
Vegyes 2.	37	9,3
Vegyes 3.	5	1,3
Vegyes 4.	25	6,3
Vegyes 5.	32	8,0
Összesen	399	100,0

Regionális hovatartozás

A vállalatokat a területi hovatartozás alapján 7 régióba soroltuk, ahol a régiók megegyeznek a jelenleg használt tervezési statisztikai egységekkel.

4. táblázat
A mintasokaság megoszlása régiók szerint

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos aránya
Nyugat-Dunántúl	39	9,2
Közép-Dunántúl	50	11,8
Dél-Dunántúl	35	8,3
Közép-Magyarország	140	33,1
Észak-Magyarország	46	10,9
Észak-Alföld	49	11,6
Dél-Alföld	64	15,1
Összesen	423	100,0

A mintasokaságban szereplõ vállalatok harmada Közép-Magyarországon található, amely magába foglalja a fõvárost is. A másik hat régióban található a mintában szereplõ vállalatok 66,9 százaléka. A régiókon belül megyénként 8,3 és 15,1 százalék között szóródik a vállalatok aránya.

A piaci szerkezet

A piaci szerkezet definiálásánál feltételeztük, hogy vizsgálatunk szempontjából csak annak van jelentõsége, hogy az adott cég vásárlói mennyire szórtak, illetve mennyire koncentráltak. Ennek megfelelõen a vevõk csoportjait három kategóriába soroltuk. Szórtnak tekintettük azt a vállalati vevõkört, amely kizárólag személyi fogyasztókból vagy kiskereskedõkbõl áll. Koncentráltnak tekintettük azt a vevõkört, amely nagykereskedelmi cégekbõl, közintézményekbõl vagy további feldolgozásra vásároló vállalatokból áll. Azokat a vállalatokat, amelyek vevõköre vegyes, külön kategóriába soroltuk. Hipotézisünk szerint a koncentrált piac inkább kooperatív magatartáshoz vezet, ezért ezt a változót ordinális mérési skálájúnak tekintettük.

5. táblázat
A piaci szerkezet koncentráltsága

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos megoszlása
A vevõkör szórt	22	5,2
A vevõkör vegyes	246	58,2
A vevõkör koncentrált	155	36,6
Összesen	423	100,0

Mint az 5. táblázatból látható, a vállalatok több mint felének a vevõköre vegyes, míg koncentrált vevõkörrel rendelkezik a mintasokaság mintegy harmada (36,6%). A szórt vevõkör kevéssé jellemzõ (5,2%).

A partnerek fizetési elmaradása

A partnerek fizetési kötelezettségére vonatkozó eredeti adatbázisban szereplõ változót és annak kategóriáit változatlanul hagytuk.

6. táblázat
Jellemzõ-e, hogy a partnerek nem fizetnek?

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos megoszlása
Egyáltalán nem	106	25,4
Inkább nem	97	23,3
Is-is	102	24,5
Igen	74	17,7
Nagyon	38	9,1
Összesen	417	100,0

A mintasokaság 26,8 százalékának piaci partnereire jellemzõ, hogy nem teljesítik idõben fizetési kötelezettségeiket. Közel ekkora azoknak a cégeknek is az aránya, akikre egyáltalán nem jellemzõ a fizetés elmulasztása.

A tervezés távlata

A vállalatok magatartását aszerint is vizsgáltuk, hogy a vállalat milyen távra tervez. A tervezés távlatának jellemzésére az eredeti adatbázis változóját használtuk azzal a módosítással, hogy a tíz évre és az annál hosszabb távra tervezõket összevontuk.

7. táblázat
A mintasokaság megoszlása a tervezés távlata szerint

	A vállalatok száma	A vállalatok százalékos aránya
Nem tervez	43	10,2
Egy év alatt	44	10,4
Egy év	154	36,5
2-4 év	86	20,4
5 év	57	13,5
legalább 10 év	38	9,0
Összesen	422	100,0

A mintában szereplõ vállalatok közel fele (46,9%) csupán egy évre, vagy annál rövidebb idõre tervez, tizedére pedig egyáltalán nem jellemzõ a tervszerû mûködés. A vállalatok valamivel több mint ötöde (22,5%-a) tervez öt évre, vagy annál hosszabb távra.

Latens változók képzése

A hosszú távú üzleti kapcsolat és üzleti stratégia kritériumának való megfelelés feltételezésünk szerint az eredeti kérdõívben szereplõ alábbi tényezõkkel is összefügg:

Termelõkapacitásaik mennyire vannak kihasználva?

Történt-e kapacitásbõvítés 1997-ben?

Terveznek-e kapacitásbõvítést 1998-ban?

Folyik-e a vállalatnál csõdeljárás vagy felszámolás?

Várható-e 1998-ban csõdeljárás vagy felszámolás?

Termelõkapacitásuk mennyire van kihasználva a lehetséges mûszakszámhoz képest?

Nyereséges vagy veszteséges volt 1997-ben a vállalat?

Várhatóan nyereséges vagy veszteséges lesz 1998-ban a vállalat?

Az éves létszám 1996-hoz képest: csökkent - nem változott - nõtt.

Volt-e szükség Önöknél 1997-ben létszámbõvítésre?

Mennyi az üzleti forgalomhoz képest a reklám, hirdetés és a piackutatás aránya?

Mennyi a kutatási-fejlesztési költségek aránya az összes költségen belül?

Mi jellemezte az Önök vállalati nyereségét az elmúlt 5 évben? (nõtt - ingadozva nõtt - nem változott - ingadozva csökkent - csökkent - nem tudja)

A fenti - különbözõ mérési szintû skálán mért - változókat mindenekelõtt 0 és 1 értékû dichotóm változókká transzformáltuk, ahol a nemleges válaszokat 0-val, a pozitív válaszokat 1-gyel jelöltük. A dichotomizálás a változók többségénél egyértelmû, mivel az eredeti változó is dichotóm, vagy ordinális. A magasabb mérési skálájú kapacitáskihasználtság esetén a maximális vagy nem maximális kihasználtságot választottuk a besorolás alapjául. A reklám, piackutatás és K+F költségarány a vizsgált vállalatok többségénél olyan alacsony, hogy már az 1 százalékos értéket (és minden ennél magasabbat) is az 1 kategóriába soroltuk.

A változók közti összefüggést a korrelációs együtthatók értékei alapján vizsgálva úgy ítéltük meg, hogy az együttható értékei elég nagyok ahhoz, hogy a változók között kapcsolatról (illetve redundanciáról) beszélhessünk, így mögöttük valamilyen latens faktor létezését feltételezhessük. E feltevésünket - azaz a faktorelemzés alkalmazhatóságát - a Kaiser-Meyer-Olkin mérték (KMO) 0,708-as közepes nagyságú értéke is alátámasztja.

A faktorelemzés során négy olyan faktor adódott, amelynek sajátértéke 1-nél nagyobb, ezek összesen az eredeti változók együttes szórásának mintegy felét (50,2%-át) reprodukálják. A kommunalitások értékeibõl az is látszik, hogy e négy faktor az eredeti változók többségét külön-külön is jól reprodukálja. Különösen erõs a négy faktor magyarázóereje a nyereségesség és a piackutatásra fordított összeg változója tekintetében, ezek szórásának több mint 90 százalékát kapjuk a faktorok alapján. Ezzel szemben a kapacitáskihasználtságra és a már folyamatban lévõ felszámolásra vonatkozó változók kommunalitása igen alacsonynak bizonyult (0,2 alatti), ezért e két változót a további eljárásból kivontuk. Ez tulajdonképpen összhangban áll az alapfeltevésünkkel, miszerint a latens változók a hosszú távú, stratégiai gondolkodás indikátorai. Ez ugyanis nem annyira a kapacitáskihasználtság tényével, mint inkább a kapacitásbõvítéssel, vagy annak szándékával hozható kapcsolatba. Ugyanígy nem a felszámolás ténye, mint inkább annak veszélye lehet mérvadó a stratégia szempontjából.

A kettõvel csökkentett változóhalmazon újra elvégzett faktoranalízis az elõbbinél valamivel jobb magyarázóerõvel bír, hiszen itt a négy 1-nél nagyobb sajátértékû faktor a változók együttes szórásának már 54,1 százalékát reprodukálja.

A négy latens változó a rotált faktormátrix alapján a következõk szerint interpretálható (a mellékletben lévõ táblázatban csak a 0,2-nél nagyobb értékeket tüntettük fel): Az elsõ faktor legerõsebben a piackutatásra, a reklámra, illetve a K+F-re fordított összeggel függ össze, így ezt az aktív piacbefolyásolás faktorának neveztük el. A második faktornak egyértelmûen a nyereségességre vonatkozó változókkal van szoros kapcsolata (kisebb mértékû negatív korreláció a várható felszámolással is kimutatható), ezért ezt a nyereségesség faktorának tekintjük. A harmadik faktor a már bekövetkezett létszámnövekedéssel és a kapacitásbõvüléssel függ össze, ami alapján ezt az extenzív növekedés faktorának nevezhetjük. Végül a negyedik faktorról megállapítható, hogy legerõsebben a kapacitásbõvítésre vonatkozó változókkal függ össze. A kapcsolat szorosságát tekintve ezeket követik a nyereségesség növekedésére, majd a létszámnövekedésre vonatkozó változók. Kisebb mértékû, de számottevõ összefüggés mutatkozik a K+F-re fordított költségek jelentõségét mutató változóval is. Mindezek alapján ezt a faktort a perspektivikus vállalati gazdálkodás faktorának neveztük.

A vállalati magatartás összefüggései

A továbbiakban azt igyekeztünk tisztázni, hogy a fenti manifeszt és latens változók, valamint a vállalatok kooperatív, illetve nem kooperatív magatartása között van-e szignifikáns kapcsolat. Ezt egyrészt a bevezetésben említett hipotézisek ellenõrzése érdekében végeztük el, másrészt annak megállapítására, hogy mely változókat lehet egy regressziós modell készítésénél számba venni.

A változók közti összefüggést - figyelembe véve az adott változó mérési szintjét - a megfelelõ kontingenciatáblák alapján, esélyhányadosok és asszociációs (kontingencia) együtthatók számításával, illetve a c² statisztika segítségével, továbbá szóráselemzéssel ellenõriztük. Számításaink szerint a hat megfigyelhetõ változó közül csak háromnak van számottevõ hatása a vállalati magatartásra, míg a másik három változótól függetlennek tekinthetõ a vállalat kooperatív vagy nem kooperatív viselkedése. Ugyanígy a négy faktor közül is csak három az, amelyik a vállalati magatartást befolyásolja.

A vállalati magatartást befolyásoló tényezõk

A vállalatok magatartását leginkább a piaci partnerek fizetési hajlandósága befolyásolja, a kontingencia-együtthatók értékei alapján e két változó között mutatható ki a legerõsebb összefüggés. A kapcsolat létét a c²-próba is egyértelmûen megerõsíti (c² = 27,56, míg 95 százalékos szignifikanciaszinten 4 szabadsági fok mellett c²p=0,95, n=4 = 9,488). Az esélyhányadosok alapján azt mondhatjuk, hogy azon vállalatok körében, amelyeknél a partnerek fizetési kötelezettségeiknek "nagyon" nem tesznek eleget, jóval nagyobb az esélye annak, hogy maguk is normaszegõ módon viselkedjenek, mint azoknál, amelyeknél a partnerek fizetési elmaradása egyáltalán nem jellemzõ.

8. táblázat
Jellemzõ-e, hogy a partnerek nem fizetnek, és a vállalat normakövetõ-e?

Jellemzõ-e, hogy a partnerek nem fizetnek	A vállalat magatartása kooperatív-e?
	Nem kooperatív	Kooperatív	Összesen
Egyáltalán nem	13	91	104
	12,5%	87,5%	100,0%
Inkább nem	5	92	97
	5,2%	94,8%	100,0%
Is-is	23	78	101
	22,8%	77,2%	100,0%
Igen	15	57	72
	20,8%	79,2%	100,0%
Nagyon	15	23	38
	39,5%	60,5%	100,0%
Összesen	71	341	412
	17,2%	82,8%	100,0%

A tulajdonosi szerkezet és a vállalati magatartás megoszlását mutató kontingencia-táblából látható, hogy a kizárólag állami és külföldi tulajdonban lévõ cégek körében az átlagot jóval meghaladó mértékben jellemzõ a kooperatív magatartás. A homogén tulajdoni szerkezetû cégek közül a nem kooperáló magatartás erõsebben jellemzõ ott az átlagosnál, ahol a cég dolgozói tulajdonban van, a vegyes tulajdonú cégek esetében pedig azoknál, amelyeknél az állami, vagy a dolgozói, vagy egyéb magyar magánszemélyek résztulajdona dominál. Ezek alapján megállapíthatjuk - amit a c² statisztika (c²= 21,359 és c²p=0,95, n=9 = 16,919), illetve a kontingencia-együttható értéke egyaránt megerõsít -, hogy a tulajdonosi szerkezet hatással van a kooperatív vagy nem kooperatív magatartásra.

Már itt jelezni kell azonban, hogy a regressziós modell alapján ettõl eltérõ következtetésre jutunk.²

9. táblázat
A tulajdonosi szerkezet, és a vállalati magatartás kooperatív-e?

Tulajdonosi szerkezet	A vállalati magatartás kooperatív-e?
	Nem kooperatív	Kooperatív	Összesen
Állam/önk.		4	4
		100,0%	100,0%
Dolgozói	16	48	64
	25,0%	75,0%	100,0%
Magánszemély	18	139	157
	11,5%	88,5%	100,0%
Vállalat/bank	2	10	12
	16,7%	83,3%	100,0%
Külföldi	1	30	31
	3,2%	96,8%	100,0%
Vegyes1	9	21	30
	30,0%	70,0%	100,0%
Vegyes2	11	26	37
	29,7%	70,3%	100,0%
Vegyes3	2	3	5
	40,0%	60,0%	100,0%
Vegyes4	4	21	25
	16,0%	84,0%	100,0%
Vegyes5	4	26	30
	13,3%	86,7%	100,0%
Összesen	67	328	395
	17,0%	83,0%	100,0%

Szintén erõs a tervezés távlata és a vállalati magatartás közötti összefüggés. A kontingenciatáblázat cellagyakoriságai és megoszlásai alapján is látható, hogy minél hosszabb távra tervez egy vállalat, annál inkább igyekszik betartani a normákat, annál inkább kooperatív a magatartása. Külön említést érdemel, hogy azoknál a cégeknél a legalacsonyabb a kooperatív magatartásra való hajlandóság, amelyek egy évnél rövidebb távra terveznek. Körükben a normaszegés még azoknál is gyakoribb, mint akik semmilyen távra nem terveznek elõre.

A két változó közti összefüggést a c²-próba eredménye is alátámasztja (c² = 25,187 és c²p=0,95, n=5 = 11,070), így eredeti hipotézisünk fenntartható, vagyis a vizsgált mintasokaságban igaznak tûnik a Karl-Dieter Opp által megfogalmazott összefüggés, miszerint azokra a piaci szereplõkre, amelyek hosszú távra terveznek, inkább jellemzõ a kooperáció és a tisztességes piaci magatartás, mint a rövid távon gondolkodókra.

10. táblázat
A tervezés távlata, és a vállalati magatartás kooperatív-e?

A tervezés távlata	A vállalati magatartás kooperatív-e
	Nem kooperatív	Kooperatív	Összesen
Nem tervez	11	32	43
	25,6%	74,4%	100,0%
Egy év alatt	16	28	44
	36,4%	63,6%	100,0%
Egy év	28	124	152
	18,4%	81,6%	100,0%
2-4 év	12	74	86
	14,0%	86,0%	100,0%
5 év	2	54	56
	3,6%	96,4%	100,0%
Legalább 10 év	2	34	36
	5,6%	94,4%	100,0%
Összesen	71	346	417
	17,0%	83,0%	100,0%

A faktoranalízissel kapott latens változók vállalati magatartásra gyakorolt hatását szóráselemzéssel (varianciaanalízissel) ellenõriztük. Az F-statisztika értékei alapján megállapítható, hogy különösen a negyedik faktor, azaz a perspektivikus vállalati gazdálkodás faktora mutat erõs összefüggést a vállalati magatartással, de emellett erõsen valószínûsíthetõ, hogy a nyereségesség faktora is számottevõen befolyásolja a vállalatok kooperatív magatartását. Valamivel nagyobb bizonytalansággal ugyan, de az aktív piacbefolyásolás faktora is hat a vállalati magatartásra.

A vállalati magatartást nem befolyásoló tényezõk

A regionális hovatartozás és a vállalati magatartás közötti kapcsolat vizsgálata azért is érdekes, mert felveti a gazdasági fejlettségben, illetve a fejlõdés dinamizmusában megmutatkozó regionális különbözõségek problémáját is. A kereszttáblázat cellagyakoriságai, illetve azok megoszlásai szerint azt mondhatnánk, hogy az észak-magyarországi és dél-alföldi vállalatok inkább kooperatívak, mint a más régiókhoz tartozó feldolgozóipari cégek, míg a normaszegésre a legnagyobb hajlandóságot a Dél-Dunántúl és a Közép-Dunántúl vállalatai mutatják. A statisztikai számítások azonban ezt az összefüggést nem erõsítik meg, így a vállalati magatartás a regionális hovatartozástól függetlennek tekinthetjük.

A vállalati méretet vizsgálva az elõbbihez hasonló megállapításokra jutottunk. Bár a kontingenciatáblázat adatai szerint a 10-50 fõs vállalatok esetében az átlagnál kissé valószínûbbnek tûnik a kooperatív magatartás, azonban az asszociációs mérõszámok alacsony értéke és a statisztikai próbák egyaránt azt jelzik, hogy ez az eltérés csak a véletlen ingadozások eredménye. Ez alapján a vállalati magatartást a vállalati mérettõl függetlennek tekinthetjük.

A piaci szerkezet hatásának vizsgálata kiinduló hipotézisünk ellenõrzése szempontjából különösen fontos. A bevezetésben említett egyik hipotézisünk ugyanis az volt, hogy minél koncentráltabb egy vállalat vevõköre annál inkább kooperatív a vállalati magatartás, illetve fordítva, minél több kis vevõvel áll szemben a vállalat, annál valószínûbb, hogy nem kooperál. Számításaink alapján azonban vállalati magatartás és a piaci szereplõk koncentráltsága közötti összefüggés nem bizonyult erõsnek: a koncentrált vevõkörrel rendelkezõ feldolgozóipari vállalatok kooperációs hajlandósága mindössze 1,4 százalékkal magasabb az átlagos értéknél, s a függetlenséget a statisztikai próba is megerõsítette. A minta alapján tehát eredeti hipotézisünk nem igazolódott.

A négy faktor közül az extenzív növekedés faktora és a vállalati magatartás között csak igen laza és bizonytalan kapcsolat mutatható ki, ezért a továbbiakban e két változót egymástól függetlennek tekintettük.

A kooperatív vállalati magatartás regressziós modellje

A fentiek alapján megpróbáltuk felvázolni a vállalati magatartás regressziós modelljét. A modellben a függõ változó értelemszerûen a vállalatok kooperatív, illetve nem kooperatív magatartása, míg független változóként azokat vontuk be a modellbe, amelyek az elõbbiek szerint a vállalati magatartást befolyásoló tényezõknek bizonyultak. Így összesen hat változóval dolgoztunk: tulajdoni szerkezet, a tervezés távlata, a piaci partnerek fizetési hajlandósága, valamint az aktív piacbefolyásolás, a nyereségesség és a perspektivikus vállalati magatartás faktora.

Meg kell említeni, hogy bár az eljárásba a fentebb felsorolt hat független változót vontuk be, a matematikai modellben szereplõ független változók száma ennél nagyobb, ugyanis a kategorikus változókat úgynevezett dummy vagy indikátor változókká alakítottuk. Ily módon például a tulajdonosi szerkezetet jelzõ változó (amelynek 10 különbözõ lehetséges értéke van) helyére kilenc dichotóm változó került, amelyek 1 és 0 értékei egy adott vállalat esetében azt jelzik, hogy az egyes tulajdoni szerkezet-típusok fennállnak-e vagy sem. Amennyiben mind a kilenc változó 0 értéket vesz fel, azaz a kilenc tulajdonosi szerkezet egyike sem fordul elõ, az természetesen a tizedik típus fennállását jelenti, emiatt a 10 kategória kódolásához csak 9 indikátor változóra van szükség.

Tekintettel arra, hogy a függõ változó is dichotóm, melynek értékei 0 és 1, logisztikus regressziós modell alkalmazása indokolt. Ebben a modellben annak valószínûségét, hogy a vállalat kooperatívan viselkedik, a következõképpen írjuk le:

, ahol

A képletben X_i jelöli a független változókat, s az eljárás során a B_i együtthatók meghatározása a feladat. Mint látható az együtthatók interpretációja itt némileg eltér a szokásostól. Lineáris regresszió esetén ugyanis az együtthatók azt mutatják meg, hogy a független változó egységnyi változása a függõ változó milyen mértékû változását eredményezi, itt azonban ennél közvetettebb a jelentésük. A fenti összefüggésbõl az ellentett esemény (vagyis a vállalat normaszegése) valószínûségét (1 - P) kifejezve és a két valószínûség hányadosát képezve kapjuk:

Ha a két ellentétes vállalati magatartás valószínûségeinek arányát itt is esélyhányadosnak nevezzük el, akkor azt mondhatjuk, hogy a logisztikus regressziós modell B_i együtthatói az esélyhányados logaritmusának változását mutatják, miközben a megfelelõ független változó egységnyit változik. (A mellékletben láthatjuk az Exp(B_i) értékeket is, amelyek már közvetlenül az esélyhányados változásának mértékét mutatják.)

Az ily módon megkonstruált regressziós modell alapján számított vállalati magatartás az esetek 87,07 százalékában reprodukálja a változó megfigyelt értékét. Különösen jó ez a reprodukciós mérték a kooperatív magatartás esetében (95,07%-os), míg a nem kooperatívan viselkedõ vállalatok esetében a modell csak az esetek 51,85 százalékában adja vissza a megfigyelt értékeket. A illeszkedését mérõ c² próba is a modell elfogadhatóságát támasztja alá. A próba azt a nullhipotézist ellenõrzi, hogy a modell alapján becsült együtthatók mindegyike 0. A hipotézis gyakorlatilag teljes biztonsággal elvethetõ. A regressziószámítást különbözõ algoritmusok szerint lefuttatva (amelyek a független változóknak a modellbe való bevonásának, illetve esetleges kiejtésének módjában térnek el egymástól) a fenti reprodukciós aránytól csak néhány százalékos eltérést tapasztaltunk. A fent említett c² próba eredményeiben sincs jelentõs különbség. A különbözõ modellek abban is egyeznek, hogy egyértelmûen megerõsítették a korábban már kimutatott összefüggést a vállalati magatartás, illetve a faktorok és a partnerek fizetési hajlandósága között. Ugyanakkor a másik két változó (a tulajdonosi szerkezet és a tervezés távlata) tekintetében az egyes eljárások részben eltérõ eredményt adtak. Az eltérés abban mutatkozik meg, hogy a tervezés távlata és a tulajdonosi szerkezet változói nem mindegyik modellben maradtak benn. Ez annyiban mindenképpen megerõsíti azt a korábbi megállapításunkat, hogy a vállalati magatartás a manifeszt változók közül a partnerek fizetési hajlandóságával van a legszorosabb kapcsolatban.

Az összefüggés szorosságára és irányára vonatkozóan a regressziós modell együtthatói alapján vonhatunk le következtetéseket. Ha a becsült együtthatók 0-tól való eltérését nem összességében vizsgáljuk - ahogy azt az elõbb említett próba esetében tettük -, hanem külön-külön, azt látjuk, hogy a modellben szereplõ változóknak csak kisebb része különbözik 0-tól (legalább 95%-os szignifikancia szintet megkövetelve). Ebben a tekintetben a különbözõ regressziós algoritmusok ugyancsak azonos, és az elõbb említettel összhangban álló eredményt adtak, vagyis azt, hogy csupán a három faktor és a partner magatartását mutató változók együtthatói különböznek nullától. A többi esetben tehát a B együttható 0-nak tekinthetõ, ami a fentebb leírt értelmezés alapján azt jelenti, hogy miközben a tulajdoni szerkezet vagy a tervezés távlata változók különbözõ értékeket vesznek fel, az esélyhányados - vagyis a kooperatív és a nem kooperatív viselkedés valószínûségeinek aránya - változatlan marad. Másképpen fogalmazva, a tisztességes vállalati viselkedést egyik tulajdoni forma sem valószínûsíti jobban, mint a másik, és ugyanígy a nem kooperatív magatartás irányába sem mutat elmozdulást a modell. Az együtthatók vizsgálata alapján ugyanez, vagyis gyakorlatilag a vállalati viselkedésre gyakorolt szignifikáns hatás hiánya állapítható meg a tervezés távlata esetében is. A nagyobb távra történõ tervezés vélhetõen csak akkor befolyásolja a vállalati magatartást, ha annak megvannak a reális feltételei, vagyis a vállalat gyarapodik, növekszik, amely hatások a latens faktorok segítségével jól kimutathatóak.

Az aktív piacbefolyásolás, a nyereségesség és a perspektivikus vállalati magatartás faktorai erõsen befolyásolják a vállalatok kooperatív készségét, ami azt jelenti, hogy azok a vállalatok, amelyek nyereségességek és bõvülnek (kapacitásbõvítés, létszámnövelés), illetve amelyek fejlesztésre is áldoznak egyértelmûen a fizetési kötelezettségek teljesítésének irányába mozdulnak el, tehát nagyobb valószínûséggel kooperálnak, mint a stagnáló vagy leépülõ szervezetek. A Vállalati Panel vizsgálat során Tóth István János (1999) a korábbi adatbázisokat is elemezve kimutatja, hogy van összefüggés a növekedési képesség hiánya és a pénzügyi fegyelem megsértése között, és megállapítja, hogy nem erõsíthetõk meg azok az aggodalmak, melyek megkérdõjelezik "a gazdasági növekedés erõteljesebbé válása és a piaci normák szélesebb körû betartása közötti pozitív összefüggés létét."

A normakövetést a partnerek fizetési hajlandósága is egyértelmûen befolyásolja. A regressziós együttható értéke ott a legmagasabb, ahol a partner kooperál, és ott a legalacsonyabb, ahol a partner sem tartja magát a normákhoz. Figyelembe véve azonban az együtthatók szignifikanciaszintjét azt az árnyaltabb következtetést vonhatjuk le, hogy a partner kooperatív magatartása nem (vagy csak sokkal nagyobb bizonytalansággal) befolyásolja a vállalat viselkedését, mint a partner fizetési elmaradásai. Azt mondhatjuk tehát, hogy a kooperatív magatartás, a pozitív példa ösztönzõ hatása nem feltétlenül vált ki együttmûködést, a szerzõdéseket tiszteletben tartó, a kötelezettségeket teljesítõ vállalati magtartást (és természetesen a normaszegést sem), ezzel szemben a nem kooperáló magatartásra érzékenyebben reagál a vállalat. Ezek az eredmények megerõsítik azt a feltevést, mely szerint a kooperáció hiánya gyakran a nem kooperáló viselkedésre adott válasz, viszonzás. Azon vállalatok esetében pedig, ahol a partner magatartása kooperatív, a normaszegés egyéb tényezõkkel magyarázható.

Ahogy a fentiekbõl látszik, a regressziós modell hiányossága, hogy az együtthatók szignifikanciaszintje magas, ami az eredmények bizonytalanságát mutatja. Ez azzal is összefügg, hogy adathiány miatt az eljárás az eredeti adatbázis elemeinek csak mintegy harmadával számol. Emiatt egyes kategóriák elemszáma (különösen a tulajdonformák esetében) igen alacsony. Emellett a modell sok tekintetben leegyszerûsíti az eredetileg mért változókat a matematikai modellek alkalmazhatósága miatt. Érdemes még megjegyezni, hogy a fizetési hajlandóságot befolyásoló tényezõk 1992-1998 közötti idõsorai a normakövetõ magatartásra való hajlandóság erõsödését valószínûsítik. Ilyen kedvezõ strukturális változás regisztrálható azoknak a változóknak az idõsorai alapján, amelyekbõl a perspektivikus vállalati magatartás és az aktív piacbefolyásolás faktorait nyertük (Janky 1999: 3-5).

Mellékletek
1. Faktoranalízis

Total Variance Explained

Factor	Initial Eigenvalues			Extraction Sums of Squared Loadings			Rotation Sums of Squared Loadings
	Total	% of Variance	Cumu-lative %	Total	% of Variance	Cumu-lative %	Total	% of Variance	Cumu-lative %
1	3,486	31,688	31,688	3,080	27,997	27,997	1,715	15,587	15,587
2	1,812	16,469	48,157	1,525	13,862	41,859	1,554	14,128	29,716
3	1,319	11,992	60,149	,982	8,926	50,785	1,517	13,788	43,504
4	1,024	9,310	69,459	,363	3,300	54,084	1,164	10,581	54,084
5	,804	7,311	76,770
6	,667	6,060	82,830
7	,558	5,070	87,900
8	,480	4,364	92,265
9	,318	2,892	95,156
10	,290	2,634	97,790
11	,243	2,210	100,000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.

Rotated Factor Matrix

	Factor
	1	2	3	4
Volt-e kapacitásbõvítés			,386	,597
Tervez-e kapacitásbõvítést				,529
Várható-e felszámolás		-,256
Létszámnövekedés az elõzõ évhez képest volt-e?			,754	,300
Létszámnövekedés az év során volt-e?			,815	,276
Nõtt-e a nyereségesség az elmúlt 5 évben?		,426		,405
Nyereséges volt-e?		,884		,301
Nyereséges lesz-e?		,651
Reklám aránya jelentõs-e?	,706
Piackutatás aránya jelentõs-e?	,941
K+F ktsg aránya jelentõs-e?	,504			,253

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.

2. A regressziós modell

Number of selected cases: 423
Number rejected because of missing data: 276
Number of cases included in the analysis: 147

Parameter

	Value		Freq		Coding (1)		(2)		(3)		(4)		(5)		(6)		(7)		(8)		(9)
TULAJDON Állam/önk.	1	3		1,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000
Dolgozói	2	22		,000		1,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000
Magánszemély	3	55		,000		,000		1,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000
Vállalat/bank	4	2		,000		,000		,000		1,000		,000		,000		,000		,000		,000
Külföldi	5	7		,000		,000		,000		,000		1,000		,000		,000		,000		,000
Vegyes1	6	15		,000		,000		,000		,000		,000		1,000		,000		,000		,000
Vegyes2	7	17		,000		,000		,000		,000		,000		,000		1,000		,000		,000
Vegyes3	8	1		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		1,000		,000
Vegyes4	9	14		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		1,000
Vegyes5	10	11		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000		,000

Parameter

	Value	Freq	Coding (1)	(2)	(3)	(4)	(5)
TÁVLAT Nem tervez	1	14	1,000	,000	,000	,000	,000
Egy év alatt	2	18	,000	1,000	,000	,000	,000
Egy év	3	57	,000	,000	1,000	,000	,000
2�4 év	4	26	,000	,000	,000	1,000	,000
5 év	5	17	,000	,000	,000	,000	1,000
Legalább 1 év	6	15	,000	,000	,000	,000	,000

PARTNER Egyáltalán nem	1	33	1,000	,000	,000	,000
Inkább nem	2	37	,000	1,000	,000	,000
Is-is	3	38	,000	,000	1,000	,000
Igen	4	26	,000	,000	,000	1,000
Nagyon	5	13	,000	,000	,000	,000

Dependent Variable. NORMA A vállalat normakövetõ-e
Beginning Block Number 0. Initial Log Likelihood Function
-2 Log Likelihood 140,21397

Beginning Block Number 1. Method: Enter

Variable(s) Entered on Step Number

1. FAC1_1 REGR factor score 1 for analysis 1

FAC2_1 REGR factor score 2 for analysis 1

FAC4_1 REGR factor score 4 for analysis 1

PARTNER Jellemzõ-e, hogy a partnerek nem fizetnek

TÁVLAT A tervezés távlata

TULAJDON Tulajdonosi szerkezet

Estimation terminated at iteration number 9 because

Log Likelihood decreased by less than ,01 percent.

�2 Log Likelihood 88,471

Goodness of Fit 173,155

Cox & Snell - R^2 ,297

Nagelkerke - R^2 ,483

Chi-Square df Significance

Model 51,743 21 ,0002

Block 51,743 21 ,0002

Step 51,743 21 ,0002

Classification Table for NORMA

The Cut Value is ,50

Predicted

		Normaszegõ 0	Normakövetõ 1	Percent Correct
Observed Normaszegõ	0	14	13	51,85%
Normakövetõ	1	6	114	95,00%
			Overall	87,07%

Variables in the Equation

Variable B S.E. Wald df Sig R

Exp(B)

FAC1_1

2,1904 ,7841 ,3273 5,7406 1 ,0166 ,1633

FAC2_1

2,0863 ,7354 ,3136 5,4978 1 ,0190 ,1579

FAC4_1 ,7414 ,4996 2,2027 1 ,1378 ,0380

2,0989

PARTNER 8,3907 4 ,0783 ,0528

PARTNER(1) -,7357 1,1408 ,4159 1 ,5190 ,0000

,4792

PARTNER(2) -,4547 1,3128 ,1200 1 ,7291 ,0000

,6346

PARTNER(3) -1,3311 1,1039 1,4539 1 ,2279 ,0000

,2642

PARTNER(4) -2,6725 1,1897 5,0459 1 ,0247 -,1474

,0691

TÁVLAT 4,4144 5 ,4914 ,0000

TÁVLAT(1) -6,1078 39,2799 ,0242 1 ,8764 ,0000

,0022

TÁVLAT(2) -8,0281 39,2710 ,0418 1 ,8380 ,0000

,0003

TÁVLAT(3) -7,2780 39,2675 ,0344 1 ,8530 ,0000

,0007

TÁVLAT(4) -7,4785 39,2694 ,0363 1 ,8490 ,0000

,0006

TÁVLAT(5) -6,3712 39,2844 ,0263 1 ,8712 ,0000

,0017

TULAJDON 4,5932 9 ,8682 ,0000

TULAJDON(1) -,3743 103,0288 ,0000 1 ,9971 ,0000

,6878

TULAJDON(2) -8,8020 44,1193 ,0398 1 ,8419 ,0000

,0002

TULAJDON(3) -8,0235 44,1158 ,0331 1 ,8557 ,0000

,0003

TULAJDON(4) 1,5790 114,1899 ,0002 1 ,9890 ,0000

4,8501

TULAJDON(5) -,4111 72,1902 ,0000 1 ,9955 ,0000

,6629

TULAJDON(6) -9,7783 44,1191 ,0491 1 ,8246 ,0000

,0001

TULAJDON(7) -8,9914 44,1211 ,0415 1 ,8385 ,0000

,0001

TULAJDON(8) -19,7829 170,0825 ,0135 1 ,9074 ,0000

,0000

TULAJDON(9) -8,7839 44,1211 ,0396 1 ,8422 ,0000

,0002

Constant 18,7692 59,0663 ,1010 1 ,7507

Irodalom
Janky Béla 1999. Ipari vállalkozások Magyarországon 1992�1998: Alapvetõ jellegzetességek és a vállalalati magatartás változásai. In: Lengyel Gy. (szerk.) Siker, halasztás, pénzügyi fegyelem. Budapest: BKE
Laki Mihály 1998: Kisvállalkozások a szocializmus után. Budapest: Közgazdasági Szemle Alapítvány
Lengyel György 1999: Iparvállalatok longitudinális panelvizsgálata 1992�98. Az adatkészlet leírása, VI. kötet. Budapest: BKE
Opp, Karl-Dieter 1996. Piacszerkezetek, társadalomszerkezetek és a piaci kooperáció. In: Lengyel György�Szántó Zoltán (szerk.) A gazdasági élet szociológiája. Budapest: Aula Kiadó
Tóth István János�Semjén András 1998: A magyar vállalkozások adózási magatartása és pénzügyi fegyelme. Budapest: CIPE�Kopint Datorg
Tóth István János 1999: Vállalatok pénzügyi fegyelme és növekedési képessége az átalakuló gazdaságban. In.: Lengyel Gy. (szerk.): Siker, halasztás, pénzügyi fegyelem. Budapest: BKE
Füstös László�Kovács Erzsébet 1989. A számítógépes adatelemzés statisztikai módszerei. Budapest: Tankönyvkiadó
Kolosi Tamás�Rudas Tamás 1988. Empirikus problémamegoldás a szociológiában. Budapest: OMIKK, TÁRKI
SPSS/PC+ Advanced Statistics 1990. Chicago: SPSS Inc.

1. Az adatok longitudinális elemzése azért is fontos, mert az iparban 1992 óta végbement strukturális átrendezõdések a hazai vállalatok magatartásában bekövetkezõ változást is eredményezhetik, amennyiben azok a magatartást is befolyásoló faktorokat is érintik. Míg Janky Béla, Semjén András és Tóth István János elemzései kiterjednek az 1992 óta végzett adatfelvételek idõsoraira, jelen tanulmányunk csupán az 1998. év adatait elemzi.
2. Tóth István János és Semjén András (1998: 18) a követõvizsgálat idõsorait elemezve úgy látja, hogy a szerzõdéses és az adózási fegyelem megszegése a vizsgált idõszakban inkább jellemzõ volt a hazai, mint a külföldi tulajdonban lévõ cégek körében. Ugyanakkor a szerzõk megállapítják, hogy 1998-ban a többségi tulajdonos típusának szerzõdéses fegyelemre gyakorolt hatása már nem jelentõs. A jelenséget "utolérési effektusnak" nevezik, ami alatt azt értik, hogy a nagyobb részben magyar tulajdonban lévõ vállalatok szerzõdéses és adózási fegyelme számottevõ mértékben javult. Ugyanakkor felhívják a figyelmet az adózási fegyelem és a cégek növekedési képessége közötti kapcsolat szorosságára.