بررسی ارتباط بین کارایی و تمرکز صنعتی در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار اقتصاد دانشگاه رازی

2 دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه رازی

چکیده

در این مطالعه، ارتباط بین کارایی مقیاس و تمرکز صنعتی در 22 صنعت مواد غذایی و آشامیدنی در ایران، برای سال‌های 1376- 1386، بررسی می‌گردد. در این راستا، ابتدا کارایی مقیاس و سپس تمرکز صنعتی، با استفاده از شاخص هرفیندال- هیرشمن، محاسبه شده است. هم‌چنین رابطه علیت میان دو متغیر کارایی مقیاس و تمرکز، با استفاده از آزمون علیت گرنجر، مشخص شده است. نتایج نشان‌دهنده آن است که یک علیت یک طرفه از متغیر تمرکز به سوی متغیر کارایی وجود دارد. مدل پانل برآورد شده با استفاده از روش 2SLS، صحت فرضیه زندگی ایستا (QLH) را تایید می‌کند و نشان می‌دهد که افزایش تمرکز، کارایی را در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران، کاهش می‌دهد. بنابراین، به منظور افزایش کارایی در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی، سیاست‌گذاری‌ها باید در جهت کاهش تمرکز در این صنعت باشند.

کلیدواژه‌ها


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.

منابع

-         اسفندیاری، علی اصغر، مرادی، اعظم (1391). شناسایی جایگاه پتروشیمی در اقتصاد ایران با استفاده از بردارهای ویژه. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 6 (3): 39-21.

-         صدرایی جواهری، احمد، ذبیحی­دان، محمد سعید، بهزادی، زهرا (1391). مقایسه فرضیه ساختار- رفتار عملکرد با فرضیه ساختار کارا در صنعت بیمه در ایران. پژوهشنامه بیمه، 27 (3): 49-29.

-         صدرائی جواهری، احمد، ذبیحی دان، محمد سعید (1391). بررسی تاثیر تحقیق و توسعه بر عملکرد بنگاه ها در صنایع کارخانه‌ای ایران (بر اساس رویکرد ساختار- رفتار- عملکرد). فصلنامه راهبرد اقتصادی،1 (3): 118-93.

-         صدرایی جواهری، احمد، ذبیحی دان، محمد سعید، بلاغی، علی (1390). بررسی اثر تبلیغات و تمرکز صنعتی بر سودآوری در صنعت مواد غذایی و آشامیدنی ایران. مجله علمی-پژوهشی اقتصاد کشاورزی، 5 (3): 208-193.

-         صدرایی جواهری، احمد (1390). اقتصاد صنعتی، تهران: سازمان مدیریت صنعتی.

-         مؤمنی، منصور (1389).  مباحث نوین تحقیق در عملیات. چاپ اول.

-         نجفی علمدارلو، حامد، مرتضوی، سید ابوالقاسم، شمشادی، کتایون (1391). عوامل مؤثر بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای حوزه اکو. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 6 (3): 72-59.

-    Almuharrami, S. & Matthews, K. (2009). Market power versus efficient-structure in Arab GCC banking. Applied Financial Economics, 19: 1487–1496.

-    Delorme, C. D., Jr., Kamerschen, D. R., Klein, P. G., & Voeks, L. F. (2002). Structure, conduct, and performance: A simultaneous equations approach. Applied Economics, 34: 2135–2141.

-    Demsetz, H. (1976). Industry, structure, market rivalry, and public policy. Journal of Law and Economics, 16: 1–9.

-    Go, G. L., Kamerschen, D. R. & Delorme, C. D. (1999). Market structure and price-cost margin in Philippine manufacturing industries. Applied Economics, 31: 857– 864.

-    Gumbau–A. M. & Maudos, J. (2002). The determinants of efficiency: The case of the Spanish industry. Applied Economics, 35: 1941–1948.

-    Gupta, V. K. (1983). A simultaneous determination of structure, conduct, and performance in Canadian manufacturing. Oxford Economic Paper, 35: 281–301.

-    Hausman, J. A. (1978). Specification tests in econometrics. Econometrica, 46: 1251–1271.

-    Hicks, J. R. (1935). Annual survey of economic theory: The theory of monopoly. Econometrica, 3: 1–20.

-    Ikhsan, M. (2007). Total factor productivity growth in Indonesian manufacturing: A stochastic frontier approach. Global Economic Review, 36: 321–342.

-    Kalirajan, K. P. (1993). On the simultaneity between market concentration and profitability: The case of a small-open developing country. International Economic Journal, 7: 31–48.

-    KhalilzadehShirazi, J. (1974). Market structure and price-cost margin in United Kingdom manufacturing industries.The Review of Economics and Statistics, 56: 67– 76.

-    Lipczynski, J., Wilson, J. and Goddard, J. (2005). Industrial Organization Competition, Strategy, Policy. Second Edition , Pearson Education Limited.

-     Margono, H. & Sharma, S. (2006). Efficiency and productivity analyses of Indonesian manufacturing industries. Journal of Asian Economics, 17: 979–995.

-    Mueller, W. F. & Hamm, L. G. (1974). Trend in industrial concentration 1947 to 1970.LIV(4).

-    Prince, Y. M. & Thurik, A. R. (1992). Price-Cost Margins in Dutch Manufacturing: Effect of Concentration, Business Cycle, and International Trade. De Economist, 140(3): 310–335.

-    Setiawan M., Emvalomatis, G. & Lansink, A. O. (2012). The relationship between technical efficiency and industrial concentration: Evidence from the Indonesian food and beverages industry. Journal of Asian Economics. 23: 466–475.

-    Setiawan, M., Emvalomatis, G. & Lansink, A.O. (2012). Industrial concentration and price-cost margin of the Indonesian food and beverages sector. Applied Economics, 44: 3805–3814.

-    Smai,M. and Abderrazak,Z. (2011). Banking Industry, Market Structure and Efficiency Revisited Model to Intermediary Hypotheses.Int. J. Eco. Res, 2(1): 23-36.

-    Smirlock, M, (1985). Evidence on the (non) relationship between concentration and profitability in banking, Journal of Money Credit and Banking, 17: 69–83.

-    Stigler, G. J. (1976). The Existence of X-efficiency. The American Economic Review, 66: 213–216.