نوع مقاله : مقاله علمی
نویسندگان
1 دانشیار اقتصاد دانشگاه رازی
2 دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه رازی
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
In this paper, the relationship between scale efficiency and industrial concentration of 22 food and beverages industries are studied during 1997-2007. In this regard, the scale efficiency is calculated firstly. Then, industrial concentration is assessed by using Herfindahl- Hirschman index. Furthermore, by the help of Granger causality test, the causality relationship between scale efficiency and concentration variables is determined. The results of this research indicate that there is one-sided causality from concentration toward efficiency. Estimated Panel model confirms the validity of QL theory using 2SLS approach and shows that the increase of concentration reduces the efficiency of food and beverage industries in Iran. Thus, in order to increase the efficiency of food and beverage industries, policy makings should be focused on reducing concentration in these industries.
کلیدواژه‌ها [English]
1. مقدمه
صنعت مواد غذایی و آشامیدنی یکی از صنایع مهم اقتصادی است که کمک قابل توجهی به تولید ناخالص داخلی و هم‌چنین افزایش اشتغال در کشور مینماید. ارزش افزوده این بخش از 15026308 میلیون ریال در سال 1379 به 61865724 میلیون ریال در سال 1388 رسیده است که نشان‌دهنده پویایی این صنعت میباشد. هم‌چنین سهم این صنعت از کل بخش صنایع و معادن، در طی سال‌های 1379-1388 به طور متوسط در حدود 11% بوده است. البته در بعضی از این سالها از جمله در سال 1380، سهم صنعت مواد غذایی و آشامیدنی از کل بخش صنایع و معادن حتی به 16 درصد نیز رسیده است (اسفندیاری و مرادی، 1391: 29). بنابراین این صنعت سهم بالایی از کل صنایع کارخانهای کشور را دارا میباشد. همین امر به عنوان یکی از دلایل مهم جهت بررسی این صنعت بشمار میرود. یکی از موضوعات با اهمیت در صنایع مواد غذایی و آشامیدنی ایران، بررسی ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی در این صنایع است. در رابطهی با چگونگی ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی در صنایع مواد غذایی و آشامیدنی، فرضیههای متفاوتی از جمله فرضیه زندگی ایستا (QLH)[1] و فرضیه ساختار کارا (ESH)[2]، مطرح میباشند. در این مطالعه، علاوه بر بررسی تمرکز صنعتی و کارایی در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی در ایران، به چگونگی اثرگذاری این دو متغیر بر یکدیگر با استفاده از فرضیههای (QLH) و ESH، پرداخته میشود. شایان ذکر است که در اکثر مطالعات انجام شده در کشور ایران، موضوعات تمرکز صنعتی و کارایی، به صورت جداگانه مورد بررسی قرارگرفتهاند. بر این اساس، بررسی هم‌زمان این دو متغیر، مطالعه حاضر را از سایر پژوهشهای داخلی متمایز میسازد. نتایج این پژوهش میتواند سیاستگذاران را به مسیر صحیح سیاستگذاری برای صنعت مواد غذایی و آشامیدنی در ایران، هدایت کند.
در این مقاله، کارایی مقیاس در سطح بنگاهها و هم‌چنین تمرکز صنعتی در صنایع مواد غذایی و آشامیدنی در ایران، محاسبه میشود. علاوه بر آن، ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی، جهت شفاف‌سازی این مساله که در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران کدام یک از فرضیههای QLHو ESH، مورد تایید قرار خواهد گرفت، بررسی میگردد.
2. ادبیات تحقیق
2-1. مبانی نظری تحقیق
فرضیههای QLHو ESH، دو فرضیه موجود و مطرح در اقتصاد صنعتی هستند که به بررسی ارتباط میان کارایی و تمرکز صنعتی میپردازند.
بر اساس فرضیه QLH، تمرکز صنعتی بالا منجر به عدم کارایی میگردد. هیکس[3](1935)، اظهار نمود که با افزایش تمرکز صنعتی، طبق فرضیه QLH، رقابت در بین بنگاهها کاهش و انگیزه بنگاهها برای ماکزیمم کردن کارایی، کم میشود. گومبائو و مائودوس[4](2002) مطرح نمودند که بین تمرکز صنعتی و کارایی یک ارتباط منفی وجود دارد. نتایج تجربی تحقیق این نویسندگان نیز از فرضیه QLH حمایت میکند. المحرمی و ماتهوس[5](2009) نیز بیان کردند که قدرت بازاری بیشتر باعث کاهش کنترل بر هزینهها و در نتیجه کاهش کارایی بنگاه میشود. ستیوان[6](2012) متذکر شد که تمرکز صنعتی بالا در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی، باعث فعالیتهای ضدرقابتی و کاهش کارایی در این صنعت شده است.
استیگلر[7](1976) فرضیه QLH را مورد نقد قرار داد و بیان نمود که بر اساس این فرضیه، هدف حداکثرسازی سود در بنگاههای با ساختار انحصاری و انحصار چندجانبه، به سهولت محقق نمی‌شود.
دمستز[8] (1976) متذکر شده است که طبق فرضیه ساختار کارا(ESH)، کارایی بالاتر بنگاهها، هزینه تولید واحد آنها را کاهش و در نتیجه سود و سهم آنها را از بازار افزایش میدهد.
شالوده اساسی فرضیه ساختار کارایی (ESH) این است که سود بالاتر بنگاههای بزرگ در یک بازار متمرکز، ناشی از صرفههای اقتصادی و کارایی بالاتر در آنها است. اگر یک بنگاه از درجه بالاتری از کارایی نسبت به رقیبهایش برخوردار باشد، میتواند به راحتی سهم بازاری بزرگ‌تری را به دست آورد و سود اقتصادی کسب نماید. بنابراین نیروی محرکه در پشت فرآیند ایجاد تمرکز و به دست آوردن سهم بازاری بزرگ‌تر، کارایی بنگاه است. اسمیرلوک[9](1985) در مورد فرضیه ساختار کارایی بیان میکند که تمرکز یک واقعه تصادفی نیست بلکه نتیجه کارایی بالاتر بنگاههای برجسته است. بنابراین پیام اصلی فرضیه ساختار کارا این است که کارایی بیشتر بنگاههای برجسته را به سمت افزایش سهم بازاری سوق میدهد.
هر بازار دارای سه عنصر عملکرد، رفتار و ساختار است و با توجه به ماهیت و نحوه ارتباط این عناصر با یکدیگر، شکل و نوع سازمان بازار مشخص میشود. در شکل (1) چگونگی ارتباط میان عناصر بازار نشان داده شده است.
شکل 1. ارتباط میان عناصر بازار
|
سیاستهای دولت |
|
عملکرد - سودآوری - رشد - پیشرفت تکنولوژی - کارایی تولید - کارایی تخصیصی - کیفیت کالاها و خدمات
|
|
رفتار - سیاستهای قیمت گذاری - طراحی محصول و مارک سازی - تبلیغات و بازاریابی - تحقیق و توسعه - تبانی - ادغام افقی |
|
ساختار - تعداد و توزیع خریداران و فروشندگان - شرایط ورود و خروج - تفاوت کالاها - ادغام عمودی
|
|
شرایط عرضه و شرایط تقاضا تکنولوژی و ساختار هزینه، عوامل بازار، ساختار سازمانی، موقعیت سلیقهها و ترجیحات، کشش قیمتی تقاضا، روشهای خرید، دسترسی به کالاهای جانشین
|
منبع: لیپس زینسکی، ویلسون و گودارد، 2005، 7
دو فرضیه رقیب QLHو ESH پیشنهادهای متفاوتی را برای سیاستگذاران جهت افزایش کارایی اقتصادی در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران فراهم میآورند. تأیید فرضیه QLH به این معناست که حفظ ساختار انحصار چند جانبه در این صنعت، موجب عدم بهرهبرداری صحیح از منابع میشود. در حالی که تأیید فرضیه ESHحاکی از آن است که تمرکز صنعتی از طریق کاراترین بنگاهها قابل دفاع است.
2-1-1. بررسی کارایی
روشهای اقتصادسنجی (پارامتری[10]) و روشهای برنامهریزی خطی(ناپارامتری[11])، عمدهترین روشهای تعیین مرز کارایی هستند. در روشهای اقتصادسنجی که به آن روشهای تحلیل مرزی تصادفی نیز گفته میشود، برای تخمین مرز کارایی فرم خاصی از تابع تولید در نظر گرفته میشود، سپس با استفاده از تکنیکهای اقتصادسنجی، این مرز برآورد میگردد. فاصله هر واحد تا مرز به عنوان اندازه کارایی آن واحد در نظر گرفته میشود. روشهای برنامهریزی خطی، خود به دو دسته تقسیم میشوند. در دسته اول که آن را با نام تحلیل مرزی معین[12] نیز میشناسند، فرم خاصی برای کارایی در نظر گرفته شده، و سپس با یک سیستم برنامهریزی خطی، مرز را تخمین میزنند. در دسته دوم که به تحلیل پوششی داده‌ها معروف است، بدون در نظر گرفتن شکل خاصی برای مرز کارایی، این مرز تخمین زده میشود (مومنی، 1389: 189-159).
2-1-2. بررسی تمرکز صنعتی
در تحقیقات تجربی، تمرکز فروشنده پر استفادهترین شاخص اندازهگیری تمرکز صنعتی میباشد. لیپسزینسکی و همکاران[13] (2005) مطرح نموده است که در یک تقسیمبندی از شاخصهای تمرکز میتوان آنها را به دو دسته، شاخصهای تمرکز مطلق و شاخصهای پراکندگی تقسیم نمود. شاخصهای تمرکز مطلق، به چگونگی تقسیم بازار میان بنگاهها توجه دارد. در حالی که توجه شاخصهای پراکندگی، به میزان پراکندگی سهم بازار بنگاههای موجود در یک صنعت، معطوف است. از جمله شاخصهای مهم تمرکز مطلق، میتوان به شاخص نسبت تمرکز چند (K) بنگاه[14]، شاخص هرفیندال- هیرشمن[15]، شاخص هانا و کی[16] و شاخص انتروپی[17] اشاره نمود از شاخصهای مهم پراکندگی نیز میتوان به شاخصهایی از قبیل ضریب تغییرات[18]، ضریب جینی[19] و شاخص واریانس لگاریتمها[20] اشاره نمود.
شاخص هرفیندال- هیرشمن، همه ویژگی‌های لازم برای شاخص تمرکز را دارا میباشد. هم‌چنین در محاسبه شاخص هرفیندال- هیرشمن، از اطلاعات تمام بنگاههای موجود در صنعت استفاده میشود. علاوه بر آن، بسیاری از مطالعات از جمله صدرایی و همکاران (1390) و صدرایی و ذبیحی دان (1391) از این شاخص به عنوان شاخص تمرکز استفاده نمودهاند. بنابراین در این مطالعه نیز برای اندازهگیری تمرکز در بازار از شاخص هرفیندال- هیرشمن (HHI) استفاده میشود.
بر مبنای شاخص هرفیندال- هیرشمن،میزان تمرکز معادل مجموع مجذورات سهم بازار کلیه بنگاهها میباشد. فرمول محاسبه این شاخص به صورت زیر است:
|
(1) |
|
در این رابطه، سهم بازار بنگاه iام و n تعداد کل بنگاههای حاضر در صنعت میباشد. اگر همه بنگاهها دارای سهم بازاری مساوی با یکدیگر باشند، مقدار این شاخص حداقل و برابر است. انتظار بر این است که در بازارهایی که ساختار آنها به رقابت کامل نزدیک است، مقدار این شاخص نزدیک به صفر باشد زیرا تعداد بنگاهها در بازار رقابت کامل بسیار زیاد است. برای بازارهایی که ساختار آنها نزدیک به انحصاری است، این شاخص به سمت عدد یک میل مینماید و در حالت انحصار کامل مقدار این شاخص برابر با یک میگردد. بنابراین شاخص هرفیندال- هیرشمن همواره عددی بین صفر و یک میباشد (صدرائی جواهری، 1390).
2-2. پیشینه تحقیق
کارایی مقیاس و هم‌چنین تمرکز صنعتی در مطالعات متعددی به طور جداگانه بررسی شدهاند. اما مطالعات انجام شده بر روی ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی چندان زیاد نیست.
از مطالعات انجام شده بر روی ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی در داخل، میتوان به مطالعهی صدرایی و همکاران (1391) اشاره نمود. این نویسندگان در مقالهای تحت عنوان بررسی فرضیه ساختار، رفتار، عملکرد با فرضیه ساختار کارا در صنعت بیمه در ایران، این موضوع را در صنعت بیمه ایران برای دوره 1382- 1388، در 15 شرکت بیمه با استفاده از روش دادههای تلفیقی[21]، مورد مطالعه قرار دادهاند. نتایج این پژوهش نشان میدهد که در صنعت بیمه ایران، تمرکز بالاتر منجر به سودآوری بیش‌تری میشود. به عبارت دیگر، نتایج این پژوهش فرضیه ESHرا در صنعت بیمه ایران تأیید نمیکند.
ستیوان[22] و همکاران (2012) در مقالهای تحت عنوان ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی: شواهدی از صنعت مواد غذایی و آشامیدنی اندونزی، به تجزیه و تحلیل این موضوع پرداختهاند. نتایج تحقیق این نویسندگان نشان داد که در این صنعت، تمرکز صنعتی بالا و کارایی بنگاههای درون صنعت، پایین است. نتایج آزمون علیت گرنجری در این تحقیق نیزحاکی از آن است که علیت یک طرفه و منفی از تمرکز صنعتی به سوی کارایی مقیاس وجود دارد و افزایش تمرکز صنعتی، کارایی مقیاس را کاهش میدهد. بر اساس نتایج این تحقیق، فرضیه ESH در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی اندونزی، تأیید نشد.
سامی و عبدرازک[23] (2011) در مقالهای تحت عنوان صنعت بانکداری، ساختار بازار و کارایی: مدل بازبینی شده برای فرضیههای واسطهای، سعی کردند یک تصویر جدید از فرضیه ساختار- رفتار - عملکرد و فرضیه ساختار کارایی مطرح کنند. دادههای مورد استفاده در این تحقیق مربوط به صنعت بانکداری در تانزانیا برای دوره 2005- 1990 میباشد. نتایج این پژوهش، فرضیه ساختار کارا را تأیید نمود. این نویسندگان، پیشنهاد نمودند که بانکها در تانزانیا یک رفتار رقابتی را برای عملکرد بهتر و افزایش کارایی دنبال کنند.
ایخسان[24](2007) در مقاله خود کارایی مقیاس را در صنایع تولیدی اندونزی برای دوره 1998 تا 2000 بررسی نموده است. صنعت مورد بررسی ایخسان، صنعت مواد غذایی و آشامیدنی اندونزی بوده است. نتایج تحقیق وی نشان داده است که کارایی مقیاس در این بخش در حال کاهش میباشد.
مارگونو و شارما[25](2006) در مقالهای تحت عنوان تحلیل بهرهوری و کارایی در صنایع کارخانهای اندونزی، کارایی مقیاس را در صنایع مواد غذایی، منسوجات، شیمیایی و فلزی این کشور، برای دوره 1993 تا 2000 تحلیل نمودهاند.
3. برآورد مدل و تجزیه و تحلیل آن
در این مطالعه از برای برآورد مدلها از دادههای تابلویی استفاده میشود. شایان ذکر است که داده های تابلویی، محیط بسیار مناسبی را برای گسترش روشهای تخمین و نتایج تجربی فراهم می‌کنند و بررسی مسائلی را که فقط با استفاده از دادههای مقطعی یا فقط با بهرهگیری از دادههای سری زمانی قابل مطالعه نیستند را امکانپذیر میسازند (نجفی علمدارلو، مرتضوی، شمشادی، 1391: 63). قبل از برآورد مدل، به منظور تایید ارتباط بین تمرکز صنعتی و کارایی مقیاس، آزمون علیت گرنجری[26] پانل، مورد استفاده قرار میگیرد. اگر متغیرHHI (شاخص هرفیندال- هیرشمن)، نشان دهنده شاخص تمرکز صنعتی و متغیر CRS نیز بیانگر شاخص کارایی باشد، آزمون علیت گرنجری به شکل زیر خواهد بود:
|
(2) |
|
(3)
پیش از بررسی آزمون علیت گرنجری باید وقفه بهینه متغیرها مشخص شود. نتایج مربوط به آزمونهای تعیین وقفه بهینه متغیرها که در جدول (1) منعکس شده است، گویای آن است که طبق معیارهای نسبت راست‌نمایی، خطای نهایی پیشبینی و آکائیک، وقفه بهینه 5 میباشد.
جدول 1. تعیین تعداد وقفه بهینه
|
معیارها وقفهها |
هنان-کویئن[27] |
شوارتز[28] |
آکائیک[29] |
خطای نهایی پیشبینی[30] |
نسبت راست‌نمایی[31] |
|
0 |
2815/0- |
2556/0- |
2993/0- |
0025/0- |
- |
|
1 |
0397/2- |
*9619/1- |
0929/2- |
0004/0- |
1997/239 |
|
2 |
* 0520/2- |
9224/1- |
1408/2- |
0004/0- |
7783/13 |
|
3 |
0344/2- |
8529/1- |
1586/2- |
0003/0- |
8025/9 |
|
4 |
9781/1- |
7448/1- |
1379/2- |
0004/0- |
9030/4 |
|
5 |
9642/1- |
6789/1- |
* 1594/2- |
* 0003/0- |
* 9415/9 |
منبع: یافتههای تحقیق
هم‌چنین باید مانایی دادههای موجود مورد بررسی قرار بگیرد که نتایج مندرج در جدولهای (2 و 3) نشان میدهند که متغیر کارایی و متغیر تمرکز صنعتی در سطح مانا میباشند.
جدول 2. نتایج حاصل از آزمون مانایی متغیر تمرکز صنعتی در سطح
|
|
لوین، لین و چو[32] |
ایم، پسران و شین[33] |
ADF- فیشر |
PP- فیشر |
|
با لحاظ عرض از مبدا |
*(0000/0) 6445/3- |
(0038/0) 6735/2- |
(0079/0) 7888/69 |
(0029/0) 6445/74- |
|
با لحاظ عرض از مبدا و متغیر روند |
(000/0) 6343/10- |
(0016/0) 9553/2- |
(0003/0) 6779/83 |
(000/0) 384/133 |
|
بدون لحاظ عرض از مبدا و روند |
(000/0) 9413/3- |
- |
(1090/0) 8179/55 |
(0022/0) 3828/75 |
منبع: یافتههای تحقیق. * اعداد داخل پرانتز Prob میباشد.
جدول 3. نتایج حاصل از آزمون مانایی متغیر کارایی در سطح
|
|
لوین، لین و چو |
ایم، پسران و شین |
ADF-فیشر |
PP-فیشر |
|
با لحاظ عرض از مبدا |
*(0000/0) 958/21- |
(000/0) 4570/10- |
(000/0) 444/158 |
(000/0) 229/122 |
|
با لحاظ عرض از مبدا و متغیر روند |
(000/0) 5919/13- |
(000/0) 8416/5- |
(000/0) 695/130 |
(000/0) 692/137 |
|
بدون لحاظ عرض از مبدا و روند |
(6693/0) 4379/0 |
- |
(9620/0) 8609/28 |
(2465/0) 0261/50 |
منبع: یافتههای تحقیق. *اعداد داخل پرانتز Prob میباشد.
پس از مشخص شدن وقفه بهینه و مانایی متغیرها، میتوان نحوه تاثیر متغیرها بر یکدیگر را با استفاده از آزمون علیت گرنجر بررسی نمود. نتایج آزمون علیت گرنجری در جدول (4) نشان داده شده است. طبق ارقام مندرج در این جدول، علیت یک طرفه بوده و کارایی به عنوان متغیر وابسته و تمرکز به عنوان متغیر مستقل میباشد.
جدول 4. نتایج آزمون علّیت گرنجر
|
متغیرهای مستقل |
کارایی |
تمرکز صنعتی |
|
کارایی |
- |
**(7286/0) *8144/2 |
|
تمرکز صنعتی |
(0417/0) 5369/11 |
- |
منبع: یافتههای تحقیق. *آماره آزمون (آماره کای دو)
**اعداد داخل پرانتز Prob (احتمال تأیید فرضیه علت نبودن متغیر) میباشد.
بنابراین برای بررسی ارتباط میان تمرکز صنعتی و کارایی، با توجه به مطالعات انجام شده در اقتصاد صنعتی توسط ستیوان[34] و همکاران در سال 2012، مدل پانل به صورت زیر تعریف میشود:
|
(4) |
|
در این معادله، اندیس j نشان دهنده صنعت و اندیس t بیان کننده زمان میباشد. در این مقاله، صنعت مواد غذایی و آشامیدنی در ایران در سطح کدهای چهار رقمی، شامل 22 صنعت برای دوره زمانی 1386-1376 در نظر گرفته شده است. آمار و ارقام استفاده شده در این مقاله از اطلاعات منتشر شده توسط مرکز آمار ایران گردآوری شده است. با توجه به نتایج به دست آمده از آزمون علیت گرنجر، متغیر وابسته (y)، بیان کننده کارایی در صنعت و متغیر مسقل (x) نیز بیان کننده تمرکز صنعتی میباشد.
نتایج آزمون F لیمر و آزمون هاسمن نشان میدهد که مدل بایستی به روش اثرات تصادفی برآورد شود.
باید در نظر داشت که این الگو را نمیتوان با روش حداقل مربعات معمولی[35] برآورد نمود. دلیل این امر، حذف متغیرهای مشاهده نشده مشخص برای هر صنعت و مشکل درونزایی[36] متغیر کارایی میباشد. بر اثر حذف متغیرهای مشاهده نشده و امکان تأثیر آنها بر هر دو متغیر تمرکز و کارایی، این عوامل مشاهده نشده در جملات پسماند ظاهر میشوند و در نتیجه فرض استقلال جملات پسماند و متغیرهای توضیحی نقض میگردد. مشکل درونزا بودن متغیر کارایی ناشی از عوامل زیر است:
صنعت دارای تمرکز بالاتر، از صرفههای ناشی از مقیاس بهره میبرد و با کاهش در هزینه متوسط ثابت، در نهایت امکان رسیدن به کارایی بالاتر را خواهد داشت. صنعت دارای تمرکز بالاتر، از نیروی کار بیش‌تری در یک مجموعه برخوردار خواهد بود. در نتیجه، انتخاب افراد با بهترین کارایی و هم‌چنین انتخاب مدیران بهتر در این صنعت راحتتر خواهد بود. این موضوع باعث کارایی بیشتر میگردد. صنعت دارای تمرکز بالاتر، به دلیل نزدیک شدن به انحصار در خرید مواد اولیه، امکان تعیین قیمت برای مواد اولیه و پایین آوردن هزینهها را خواهد داشت که در نهایت باعث افزایش کارایی صنعت میگردد.
به طور معمول برای برطرف نمودن مشکل درونزایی در الگوها، از متغیر ابزاری[37] بهره می‌برند. تخمین با استفاده از روش 2SLS، از نظر نتایج، بهترین روش از میان روشهای تخمین با متغیرهای ابزاری، میباشد.
در این پژوهش، انتخاب متغیرهای ابزاری برای تمرکز صنعتی، بر اساس مطالعات مولر و هام[38] (1974) خلیل زاده شیرازی[39] (1974)، گوپتا[40] (1983)، پرینس و توریک[41] (1992)، کالیراجان[42] (1993)، گو و همکارانش[43] (1999)، دلورم و همکاران[44] (2002) و ستیاوان و همکاران[45] (2012) انجام شده است. ارزش افزوده، شدت سرمایه و فروش؛ متغیرهایی هستند که در این مقاله از آنها به عنوان متغیر ابزاری استفاده شده است. نتایج حاصل از تخمین مدل در جدول (5) ارایه شده است.
جدول 5. نتایج تخمین مدل با اثرات تصادفی
|
متغیر |
ضریب |
انحراف معیار |
آماره t |
احتمال تأیید فرضیه صفر |
|
تمرکز صنعتی (HHI) |
8604/0- |
3916/0 |
1970/2- |
0290/0 |
|
عرض از مبدا (C) |
8217/0 |
0584/0 |
0584/14 |
0000/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
براساس نتایج ارایه شده در جدول (5)، فرضیه QLH تایید میگردد. بنابراین در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی در ایران، افزایش تمرکز باعث کاهش کارایی میگردد. این رابطه منفی با توجه به علامت منفی ضریب HHI در جدول (5) قابل درک است.
4. نتیجهگیری و پیشنهادها
در این مقاله برای بررسی این موضوع که کدام یک از دو فرضیه مطرح در اقتصاد صنعتی، شامل فرضیه QLH و فرضیه ESH، در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران تأیید میشوند، این دو فرضیه آزمون شدند. در این راستا، از آمار و ارقام منتشر شده توسط مرکز آمار ایران برای سال های 1376 تا 1386 در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی که شامل 22 کد صنعت در سطح کدهای 4 رقمی ISIC میباشد، استفاده گردید. جهت تعیین چگونگی ارتباط بین دو متغیر کارایی و تمرکز صنعتی از آزمون علیت گرنجر استفاده شد. براساس نتایج این آزمون، علیت یک طرفهای میان تمرکز و کارایی وجود دارد به طوری که کارایی به عنوان متغیر وابسته و تمرکز به عنوان متغیر مستقل میباشند. بررسی مانایی متغیرها نشان داد که متغیرهای کارایی و تمرکز در سطح مانا هستند. نتایج تخمین مدل به روش حداقل مربعات دو مرحلهای، مشخص نمود که تمرکز صنعتی دارای اثر منفی بر کارایی صنعتی است. بنابراین بر اساس نتایج به دست آمده، فرضیه QLH پذیرفته شد.
با توجه به نتایج بدست آمده میتوان بیان نمود که با حرکت صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران به سمت فضای انحصاری، کارایی در این صنعت کاهش مییابد. بر این اساس، پیشنهاد میشود که سیاستهای صنعتی کشور ایران در راستای افزایش فضای رقابتی در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی، تدوین شوند. هم‌چنین، پیشنهاد میشود که بستر لازم جهت آزادی کامل ورود به این صنعت فراهم شود تا با کاهش تمرکز، کارایی در این صنعت افزایش یافته و از این طریق ضمن افزایش کیفیت محصولات تولیدی این صنعت، قیمت محصولات آن برای مصرف کنندگان، کاهش یابد.
[1] Quiet - Life Hypothesis
[2] Efficient Structure Hypothesis
[3] Hicks
[4] Gumbau and Maudos
[5] Muharrami and Matthews
[6] Setiawan
[7] Stigler
[8] Demsetz
[9] Smirlock
[10] Parametric Methods
[11] Non Parametric Methods
[12] Deterministic Frontier Analysis (DFA)
[13] Lipczynski et al.
[14] K Firm Concentration Ratio
[15] Herfindahl–Hirschman Index
[16] Hannah and Kay Index
[17] Entropy Index
[18] Coefficient of Variation
[19] Gini Coefficient
[20] Variance of Logs
[21] Pooled
[22] Setiawan et al.
[23] Sami and Abderrazak
[24] Ikhsan
[25] Margono and Sharma
[26] Granger-Causality Test
[27] Hannan-Quinn Information Criterion
[28] Schwarz Information Criterion
[29] Akaike Information Criterion
[30] Final Prediction Error
[31] LR
[32] Levin, Lin & Chu.
[33] Im, Pesaran and Shin.
[34] Setiawan et al.
[35] Ordinary Least Squares (OLS).
[36] Endogeneity.
[37] Instrumental Variable (IV).
[38]Mueller and Hamm.
[39]Khalilzadeh-Shirazi.
[40]Gupta.
[41]Prince and Thurik.
[42]Kalirajan.
[43]Go,et al.
[44]Delorme et al.
[45]Setiawan et al.
)