تخمین مدل عوامل تولید و بهره وری شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

بهره وری به عنوان یکی از عوامل اصلی در استفاده بهینه ازمنابع و امکانات برای واحدهای تولیدی و خدماتی است. شرکت‌های بهره برداری نفت وگاز به عنوان یکی از صنایع پیشرو و در عین حال با اهمیت در کشور است که سهم قابل ملاحظه ای در صادرات، درآمدهای دولت و تولید ملی دارد. از این رو برآورد بهره وری و تخمین عوامل تولید نفت ازاهمیت ویژه‌ای برخوردار است. دراین راستا، شرکت بهره برداری نفت وگازکارون که بزرگترین شرکت بهره برداری نفت وگاز کشور است، به عنوان موضوع پژوهش انتخاب و بهره وری و عوامل تولید آن طی دوره 1387-1365 تخمین زده شد. برای این کار ابتدا، متغیرهای مورد دمطالعه ازنظر پایایی با آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته مورد آزمون قرار گرفتند. سپس با استفاده از روش هم جمعی انگل-گرنجر الگوی تصحیح خطا برآورد شد. نتایج حاصل نشان داد که درطول دوره مورد بررسی شکل تابع به صورت کاب- داگلاس است و متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون 3/8 درصد می‌باشد. کشش نیروی کار 64/0، کشش سرمایه 15/0 وکشش انرژی 55/0 می‌باشد. نتیجه آزمون والد نشان می‌دهد که بازده نسبت به مقیاس فزاینده و برابر34/1می باشد.

کلیدواژه‌ها


1ـ مقدمه

با توجه به محدودیت عوامل مختلف تولید، امروزه جهان ما نیاز حیاتی به بهره وری بیشتر، چه در کشورهای پیشرفته و چه در کشورهای در حال پیشرفت دارد و کارشناسان و صاحبنظران اقتصادی در نظام‌های مختلف، به نحوی یکسان، اهمیت موضوع افزایش بهره وری را مورد تاکید قرار می‌دهند.

2- مبانی نظری

کوشش‌های اقتصادی انسان همیشه و همواره معطوف برآن بوده است که حداکثر نتیجه را از حداقل تلاش‌ها و امکانات به دست آورد. با توجه به محدودیت عوامل مختلف تولید، امروزه جهان ما نیاز حیاتی به بهره وری بیشتر، چه در کشورهای پیشرفته و چه در کشورهای در حال پیشرفت دارد و کارشناسان و صاحب نظران اقتصادی در نظام‌های مختلف، به نحوی یکسان، اهمیت موضوع افزایش بهره وری را مورد تاکید قرار می‌دهند. بهره‌وری به عنوان «نسبت تولید کالاها و خدمات، یا مجموعه‌های از کالا و خدمات (خروجی) به یک یا چند داده (ورودی) موثر در تولید آن کالاها و خدمات» تعریف شده است. ورودی‌ها ممکن است «زمین»، «سرمایه»، «انرژی»، «تکنولوژی» و غیره باشد.

با توجه به این‌که همواره شکافی بین عرضه و تقاضا وجود داشته، برای کم کردن این شکاف سه راه حل پیشنهاد شده است: 1- توسعه فیزیکی منابع و نهاد‌ها (به ویژه سرمایه)، 2- کاهش مصرف و 3- افزایش بهره­وری. به عقیده اقتصاددانان، تنها سه راه وجود دارد که شهروندان جوامع مختلف می‌توانند از طریق آن به سطح مصرفی سرانه بالاتری دست یابند. اول اینکه آنقدر کار و اشتغال وجود داشته باشد که نسبت بیشتری از جامعه به کار و فعالیت مشغول شوند. دوم اینکه، یک کشور قادر باشد از سایر کشورها اعتبار دریافت کرده و یا دارایی‌های خود را به سرمایه گذاران خارجی بفروشد تا از طریق آن بر واردات کالاهای خارجی بیفزاید. راه سوم این است که یک کشور بتواند از طریق سرمایه گذاری، سهم بیشتری از درآمد ملی در تولید یا افزایش کارآمدی، نرخ بهره وری را افزایش دهد. حتی پاول کروگمن در کتاب «عصر افول انتظارات» گفته است که در مقایسه با مشکل نرخ رشد اندک بهره وری، سایر نگرانی‌های بلند مدت اقتصادی نظری رقابت خارجی، عقب افتادگی تکنولوژیک، ضعف زیر ساخت‌ها و غیره، کم اهمیت به شمار می‌روند.

آمارها بیانگر این واقعیت است که کاهش بهره وری موجب شده است تا شدت انرژی ( میزان مصرف انرژی به ازای مقدار معینی تولید) به نحو غیر معقولی در کشور افزایش داشته باشد. بدون شک با اعمال مدیریت صحیح و افزایش کارایی مدیریت در بنگاه‌های صنعتی، می‌توان در مراحل اولیه توسعه نیز بدون صرف هزینه چشم گیر تا حدود زیادی از میزان مصرف انرژی کاست. به طور کلی ارتقای سطح بهره وری انرژی از ضرورت‌های غیرقابل انکار اقتصادی، ملی و استراتژیک قلمداد می‌گردد.

بنابراین راه کار عمده جهت افزایش تولید کالا و خدمات، ارتقای سطح بهره وری است که باید به طور جدی به آن پرداخته شود. با ارتقای بهره وری می‌توان محصولاتی با کیفیت برتر و قیمت کمتر تولید و زمینه‌های لازم جهت ورود به بازارهای جهانی را فراهم نمود. بدین ترتیب نه تنها از تمامی ظرفیت‌های تولیدی موجود کشور بهره گیری خواهد شد، بلکه امکان توسعه این ظرفیت‌ها نیز فراهم خواهد گردید.

از سوی دیگر، عامل نیروی انسانی به عنوان یک عامل تولید کالاها و خدمات، که از یک سو به طور مستقیم در تولید شرکت می‌کند و از سوی دیگر به عنوان یک عامل ذی شعور و هماهنگ کننده سایر عوامل تولید شناخته شده است، جایگاه ویژه ای در بین سایر عوامل تولید دارد. لذا بررسی عوامل موثر بر ارتقای بهره وری آن از اهمیت قابل ملاحظه ای برخورد ار است.

متخصصان مختلف، روش‌های متفاوتی را به شرح زیر برای اندازه گیری در سطح شرکت‌ها به کار می‌برند:

- اقتصاددانان، از روش شاخصی[1]، روش تابع تولید[2]، و روش داده - ستانده[3]؛

- مهندسان از روش شاخص، روش مطلوبیت و روش نظام خودکار[4] (یا سیستم قابل تنظیم)؛

- مدیران از روش صف[5]، و روش نسبت‌های مالی؛

- حسابداران از روش‌های بودجه بندی سرمایه[6] و روش هزینه‌های واحد [7]؛

- چارچوب نظری اندازه گیری بهره وری بر اساس شاخص مالم کوئیست[8](1953) بوده که با تکامل تدریجی و کاربرد آن در چارچوب تابع تولید (1982) وبا ملحوظ نمودن مقادیر کارایی (1992)، در محاسبه بهره وری مورد استفاده قرار گرفت. شاخص مالم کوئیست هم چنین تفکیک بهره وری کل را به دو جزء عمده یعنی؛ تحولات تکنولوژیکی و تغییرات درکارایی میسر ساخته است. این دو جزء از نظر تحلیلی و بنیانی کاملا متفاوت بوده و از نظر سیاست گذاری نیز اقداماتی متفاوت را می‌طلبند.

گاهی پسماند سولو نیز به عنوان معیاری از بهره وری کل در نظر گرفته می‌شود. در این روش، فرض می‌شود که تابع تولید بصورت زیر تصریح شده است:

 

که مقدار بهره وری کل عوامل تولید در این حالت به نوع تصریح تابع تولید وابسته است. به طور مثال، اگر تنها از دو عامل تولید نیروی کار و سرمایه استفاده شود و تابع تولید از نوع کاب-داگلاس باشد، آن گاه می‌توان نوشت:

 

که در آن،  از برآورد تابع تولید به دست می‌آید.

منظور از روش شاخص بهره وری، نسبت بین حجم یا ارزش خروجی کالاها و خدمات، به حجم یا ارزش یک یا چند عامل ورودی است که برای آن خروجی در نظر گرفته شده است، البته این تعریف یک تعریف کلی است و تلاش تحلیل‌گران بهره وری بر آن است که بتوانند نسبت‌هایی را که با توجه به نوع صنعت و سطح بهره وری مورد نظر، در تحلیل‌های خود لازم دارند بدست آوردند.

به طور کلی عوامل موثر بر بهره وری را می‌توان به دو گروه کلان عوامل کوتاه مدت و بلند مدت دسته بندی نمود. مهمترین عوامل کوتاه مدت موثر بر ارتقاء بهره وری شامل: عوامل مدیریتی (ناشی از ضعف مدیریتی)، عوامل انسانی،‏ عوامل تشکیلاتی و فنی، تلفات، نوآوری‌های طراحی محصول، خدمات پس از فروش، میزان استفاده از ظرفیت و هزینه‌های انرژی می‌باشد. عوامل بلند مدت نیز شامل: تغییرات فن آوری، ایجاد و توسعه محصولات جدید، روش‌های نوین تولید، روش‌ها و کانال‌های نوین بازاریابی، دسترسی به منابع مالی، تغییرات تکنولوژی، عقلایی کردن ساختار اقتصادی و بهره­وری، موقعیت کسب و کار، چرخه رقابت، مقررات زیست محیطی و سیاست‌ها و قوانین دولت می‌باشد. به طور کلی می‌توان اجزای بهبود بهره وری را به صورت زیر بر شمرد:

مشارکت کارمندان، تشویق‌ها و انگیزش‌ها، سود سهمی، مالکیت اندازه گیری، نظارت، هدایت و رهبری، اهداف، ارتباط، کارگروهی، تشریک مساعی، تعلیم و تربیت، سبک زندگی، محیط کار، احترام، قابلیت رشد، طراحی شغلی، امنیت شغل، رضایت شغلی، انگیزش مثبت، برنامه ریزی، استقلال کاری، ساختار، شخصیت، آموزش و گسترش، تعهد به کیفیت، انعطاف پذیری و انگیزه.

از نگاه تئوریک، رشد بهره وری نیروی کار از دو منبع رشد سرمایه سرانه و ارتقای بهره وری کل عوامل بدست می‌آید. تکنیک‌های تولید سرمایه بر، بهره وری نیروی کار را افزایش داده و بهبود بهره وری کل عوامل تولید، به افزایش بهره وری نیروی کار کمک می‌کند. بهبود بهره وری کل عوامل تولید می‌تواند در نتیجه عواملی نظیر مدیریت بهتر منابع تولید (شامل تخصیص بهینه منابع و استفاده بهتر از منابع و امکانات موجود)، افزایش سرمایه انسانی (شامل ارتقای سطح بهداشت و سلامتی و افزایش سطح آموزش و مهارت نیروی کار) افزایش انگیزه نیروی کار بیشتر و بهتر، خلاقیت و نوآوری، اصلاح ساختار سنی، جنسی و شغلی نیروی کار و پیشرفت فناوری، رخ دهد. تکنیک‌های تولید کاربر نیز بهره وری سرمایه را افزایش داده و بهبود عوامل کل تولید به افزایش بهره وری سرمایه کمک می‌کند.

شکل (1) ارتباط عوامل موثر بر بهره وری نیروی انسانی را نشان می‌دهد.

 

 

 

شکل (1) ارتباطعوامل موثر بر بهره وری نیروی انسانی

تجربه نشان داده است کشورهایی در راه توسعه و پیشرفت گوی سبقت را ربوده‌اند که از جنبه مدیریت خوب و بهره وری به سطوح بالایی رسیده‌اند. در این میان مردم آن کشورها نقش بسزایی داشته‌اند. با نگاهی به مسیر صعودی پیشرفت ژاپن می‌توانیم به این مهم پی ببریم. پس از جنگ جهانی دوم فجایع بزرگی که کشور ژاپن متحمل شد و اقتصاد و صنعت این کشور از بین رفت و شاهدیم که چگونه با صرفه جویی، انضباط و سخت کوشی، استفاده صحیح از امکانات باقی مانده موجود، به سبب برنامه ریزی و مدیریت صحیح و مهم تر از همه همکاری مستمر مردم در صحنه کار و کوشش، این کشور به چنان سطحی از اقتصاد و صنعت دست یافت که هم اکنون بدون تردید یکی از قطب‌های اقتصادی و صنعتی بزرگ دنیا، یا در واقع یک قطب «فراصنعتی» محسوب می‌شود. گفتنی است که بهره وری سرانه کارمندان در ژاپن 4/7 ساعت اعلام شده است. در حالی که کشور ما طبق پژوهشی که چند سال پیش توسط برنامه و بودجه انجام شده بود، متاسفانه سرانه کارمندان دولت از نیم ساعت کمتر اعلام شده است. تحقیقی که توسط «سازمان بهره وری آسیایی» (APO)1 در آسیا انجام گرفته است، شاهد بر این مدعاست. در ده سال گذشته 60 درصد رشد اقصادی ژاپن مرهون افزایش قدرت تولیدی (بهره وری) و 40 درصد نتیجه افزایش و گسترش منابع تولید (در بخش‌های خدمات، صنعت، کشاورزی و بازرگانی) بوده است. در همین مدت 10 درصد رشد اقتصادی هندوستان مولود افزایش قدرت تولیدی (بهره وری) و 90 درصد ناشی از منابع تولید بوده است در صورتی که در سال انجام این مطالعه رشد اقتصادی ژاپن 9 درصد و رشد اقتصادی هندوستان 5/3 درصد بوده است.

شورای ملی بهره وری سنگاپور در یک بررسی در مورد بهره وری که در سال 1984 انجام شده، عنوان کرده است که نیمی از افزایش تولید ناخالص داخلی این کشور به دلیل ارتقای بهره وری کار در یک دوره زمانی 17 ساله بوده است (83-1996). برعکس، در فیلیپین 7/97 درصد از افزایش تولید کل کشور بین سال‌های 1900 تا 1960 در اثر افزایش کمی عوامل تولید یعنی استفاده بیشتر از منابع بوده است. به عبارت دیگر، رشد اقتصادی این کشور در طی 60 سال نتوانسته است به بهره وری متکی شود و به همین دلیل بسیار آسیب پذیر بوده است.

نرخ رشد بهره وری در اروپا، ژاپن و ایالات متحده آمریکا در سال 2007 پائین بوده است (1/1 درصد). رشد بهره وری نیروی کار در ایالات متحده آمریکا ادامه پیدا کرد و به 5/1 و 5/2 درصد رسید. نرخ رشد بهره وری برای اروپا و ژاپن به 4/1 درصد رسید. در مقایسه با سال 2006، اروپا در سال 2007 از نرخ کند رشد بهره وری نیروی کار خود زیان دید. در حالی که نرخ رشد اشتغال به صورت شتابان و به طور هم‌زمان با نرخ رشد تولید در سال 2007 افزایش می‌یافت. علاوه بر این اصلاحات در بازار نیروی کار و بازار تولیدات بخش خدمات به صورت آرام انجام می‌شد.

در سال 2007 رشد بهره وری ایالات متحده آمریکا به کشورهای اروپایی نزدیک بود؛ مثل آلمان (1 درصد) و فرانسه (6/0 درصد). تنها پنج کشور (اتریش، فنلاند، یونان، ایرلند و انگلیس) شاهد رشد نرخ بهره وری بیشتر از آمریکا بودند. انگلیس رکورد رشد بهره­وری نیروی کار را در کشورهای2EU-15 از آن خود کرد، که نرخ رشد در آن 5/2 درصد بود و این امر منجر به رشد سریعی در تولید ناخالص داخلی آن کشور شد (1/3 درصد). در صورتی که بهبود ناچیزی در ساعات کار (تنها 2/0 درصد) گزارش شد.

برای کشورهای BRIC3 رشد متوسط بهره وری در بین سال‌های 2000 تا 2007، 6/7 درصد بوده است. بین سال‌های 2000 تا 2005 رشد شتابانی به میزان 5/7 درصد داشته که در سال 2006 به 9/7 درصد رسیده است. در سال‌های 2007 این رقم به 3/8 درصد ارتقا یافت. بیشتر سهم این عملکرد مربوط به کشور چین می‌شود.

عملکرد اقتصادی در کشورهای BRIC متفاوت بوده است. این تفاوت‌ها در نتیجه اختلافات زیادی است که در رشد بهره­وری وجود داشته است. رشد بهره وری نیروی کار برای سال‌های 2000 تا 2007، 3/0 درصد در برزیل، و 5/10 درصد در هند گزارش شد. رشد تولید ناخالص داخلی در چین 3 درصد و در برزیل 6/11 درصد بوده است. رشد اشتغال در روسیه کمتر از همه بود (6/0 درصد برای سال‌های 2000 تا 2007). چین در رده دوم از آخر قرار می‌گیرد (1 درصد) و برزیل که بیشترین رشد را تجربه کرده بود. نرخ رشدی معادل 7/2 درصد داشت. این نرخ برای هند 5/2 درصد گزارش شده است.

هدف اساسی مقاله حاضر، تخمین بهره وری و عوامل تولید شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون است. با استفاده از تابع تولید برآورد شده، روابط بین عوامل مختلف تولید و مقدار تولید نفت بررسی و تفسیر می‌شود. افزون براین، میزان تاثیر هر کدام از نهادها بر تولید، حساسیت تولید نسبت به هریک از عوامل تولید و بازده نسبت به مقیاس عوامل تولید، مورد بررسی قرار می‌گیرد.

پس از مقدمه و در بخش دوم شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون معرفی می‌شود و در بخشهای سوم و چهارم پیشینه و روش پژوهش مورد بحث و بررسی قرار می‌گیرد.بخش پنجم به معرفی و آزمون پایایی متغیرهای الگو، برآورد انواع توابع، بهره وری و انتخاب الگوی مناسب، اختصاص دارد. بخش ششم به جمع بندی و نتیجه گیری می‌پردازد.

3- پیشینه پژوهش

درزمینه تخمین بهره وری و عوامل تولید بخش‌های مختلف اقتصاد، صنایع متعدد وبنگاه‌های گوناگون مطالعات فراوانی انجام شده است. این بخش مرور مختصری برتخمین توابع تولید صنایع مختلف دارد.

واکفورد (2004)[9]، در مطالعه رابطه بین بهره‌وری نیروی کار، متوسط دستمزد واقعی و نرخ بیکاری را در آفریقای جنوبی در سطح کلان و با استفاده از تکنیک‌های سری زمانی اقتصادسنجی مورد بررسی قرار داده است. شواهد نشان از یک تغییرات ساختاری در دهه 1990 دارد و این تغییرات در مرحله اول با اثرات منفی بر سطح اشتغال همراه بوده وسپس از طریق دستمزد و بهره‌وری نیروی کار ظاهر شده است و نیزرابطه‌ای بلند مدت بین دستمزد واقعی و بهره‌وری وجود داشته است. 

کشش بلند مدت دستمزد – بهره‌وری به میزان 58/0 نشان می‌دهد که بهره‌وری سریع‌تر از دستمزدها رشد یافته است. به عبارت دیگر، در بلند مدت یک درصد افزایش در بهره‌وری منجر به افزایش تقریبا 58 درصد دستمزد واقعی می‌شود و این نشان از تغییرات سریع‌تر تکنولوژی و اثر آن بر بهره‌وری نیروی کار دارد واز جانب دیگر سهم نیروی کار از تولید ناخالص داخلی نسبت به سهم سرمایه در گذشته کاهش یافته و به عبارتی در این ساختار سرمایه‌بری وکاراندوزی جایگزین کاربری وسرمایه‌اندوزی گردیده است. همچنین در کوتاه مدت در رابطه علت دستمزدهای واقعی اثر منفی بر بهره‌وری داشته؛ اما بهره‌وری اثری بر دستمزد نداشته است و در نهایت این که عملکرد رشد اقتصاد ی در دهه گذشته متوسط بهره‌وری (دستمزد واقعی) را سرعت بخشید و این شرایط بر سطح اشتغال اثر منفی داشته است.

پیترهارتلی وروبین سیکلس(2004) [10]، درتحقیقی که دردانشگاه هوستون جهت مرکز مطالعات اقتصاد سیاسی امریکا انجام شده تابع تولید درعربستان به شرح زیر تخمین زده شد :

که درآن علائم اختصاری به کاررفته به شرح زیراست :

N تعداد چاههای موجود درحال حفاری، W مقدار آب تزریقی، X مقدار تولید نفت برحسب میلیون بشکه درروز، dN چاه‌های جدید درحال حفاری، CP تولید اضافی (تراکمی) که بستگی به سیاست دولت دارد،  یک ضریب وr تابع درآمد می‌باشد.

خلیفه قالی(2004)[11] درتحقیقی تحت عنوان" رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی درکانادا با استفاده از تجزیه و تحلیل هم گرایی و مدل اقتصاد سنجیWEC " به این نتیجه می‌رسد که 8/15% رشد تولید درکانادا به علت افزایش استفاده از انرژی است. وی در مدل خود از تابع تولید نئوکلاسیک زیر استفاده می‌کند که متغیر‌های آن شامل:

   تولید واقعی، k سرمایه، L سطح اشتغال وE کل انرژی مصرفی است.

نتایج تست علیت گرنجر نشان می‌دهد که یک رابطه علی دوطرفه بین رشد GDP و مصرف انرژی وجود دارد.

سه فاکتور سرمایه، سطح اشتغال و انرژی بیش از51% تغییرات رشد را توضیح می‌دهند و 49% مربوط به سایر عوامل می‌باشد. تاثیر سرمایه بر رشد به میزان 930/28 می‌باشد که بیشتر ازبقیه عوامل بوده و تاثیر انرژی وسطح اشتغال بر رشد اقتصادی به ترتیب 8/15% و4/7% می‌باشد.

اکبر کمیجانی وجواد صلاحی (1386)، در بررسی عوامل موثر بر بهره‌وری کل عوامل تولید در صنایع معدنی ایران ضمن مروری بر مبانی نظری مدل‌های رشد در ونزا: اثر گذاری سرمایه انسانی، تحقیق و توسعه، فناوری اطلاعات وارتباطات وصادرات بر رشد اقتصادی و بهره‌وری کل عوامل تولید با بهره‌گیری از مطالعات تجربی صورت گرفته دراین خصوص، در سه بخش تولید محصولات اولیه آهن و فولاد، تولید محصولات اساسی آلومینیومی و تولید محصولات اساسی در دوره (1385-1373) ضمن برآورد موجودی سرمایه فیزیکی اقدام به برآورد تابع تولید ومحاسبه رشد بهره‌وری کل عوامل تولید گردید. ملاحظه گردید کشش سرمایه فیزیکی بیشترین مقدار کشش نهاده در تولید را داشته وکشش هزینه تحقیق وتوسعه و فناوری اطلاعات وارتباطات بسیار کوچک بوده وکشش صادرات و سرمایه انسانی معنی‌دار نمی باشد. نرخ رشد بهره‌وری کل عوامل تولید در هر سه بخش مورد مطالعه روندی مشابه داشته و در چهار سال85،83،79،75 دارای رشدی مثبت و در بقیه سال‌ها منفی می‌باشد.

داریوش وافی نجار (1385)، در بررسی بهره‌وری کل عوامل در بخش نفت وگاز ایران تخمین تابع تولید بخش نفت وگاز طی دوره 1379-1357، نشان می‌دهد که سهم عامل سرمایه در تولید این بخش به طور متوسط برابر 56/0 وسهم نیروی کار، برابر 37/0، بوده است. این نتایج، برای محاسبه ی بهره‌وری کل این بخش با استفاده از رویکرد سولو به کار رفته‌اند. بررسی نتایج نشان می‌دهد که بخش عمده‌ای از رشد ارزش افزوده بخش نفت، به رشد (مثبت یا منفی) بهره‌وری طی سال‌های مختلف وابسته است و نهادة نیروی کار وسرمایه سهم اندکی در تامین این رشد دارند که البته این فرآیند برای صنعت نفت وصنایع مشابه که از ارزش ذاتی مخازن نفتی سود می‌برند، امری طبیعی است. لذا عامل تکنولوژی‌های نوین در جلوگیری از افت تولید مخزن ومیزان ذخایر، از جمله عواملی‌اند که لازم است در مطالعات مربوط به تجزیه عوامل مؤثر بر بهره‌وری این بخش، مورد توجه قرارگیرند.

آرش پرویزی (1384)در پایان نامه خود به نام (تخمین تابع تولید نیروگاه رامین اهواز ) تابع تولید کاب - داگلاس را به صورت ذیل برای این نیروگاه تخمین زده است:

 

وبراساس نتایج حاصله متغیرهای مؤثر بر تولید برق در بنگاه مورد مطالعه (نیروگاه رامین اهواز ) شامل سرمایه، نیروی کار و سوخت بوده وکشش آنها در مدل بلند مدت باروش OLS به ترتیب 158/0، 647/0 و 339/0 و با روش یوهانسن و جوسیلیوس به ترتیب 086/0، 737/0 و 532/0 می‌باشد که در هر دو روش حکایت از مثبت بودن کشش تولید برق نسبت به نهاده‌های مذکور دارد. علاوه بر این بازده نسبت به مقیاس را در نیروگاه رامین اهواز فزاینده تشخیص داده است. درکوتاه مدت نیز ضریب جمله خطا را در روش OLS (97/0-) و در روش یوهانسن جوسیلیوس (86/0-) نشان داده است که در هر دو مدل نشان دهنده انحراف به سمت تعادل به سرعت بالاست.

ناصرخیابانی وداریوش وافی نجار(1384) درپژوهش برای موسسه مطالعات انرژی تحت عنوان " بررسی تاثیر بهبود فناوری تولید بر ارتقاء بهره وری درفعالیت‌های بالادستی صنعت نفت با استفاده از یک مدل اقتصاد سنجی" با استفاده ازیک رابطه بهینه یابی تابع هزینه تولید استخراج گردید و با تخمین این تابع برای دوره 1382-1347 با استفاده ازروش IV سهم هریک از عوامل تکنولوژی تجمعی و استخراج هزینه تولید نفت در ایران تخمین زده شده است. معادله تابع هزینه متوسط برای بخش نفت وگاز در ایران و با درنظرگرفتن دو سناریو برای استفاده از تکنولوژی تصریح تخمین زده شده :

سناریوی اول: بادرنظرگرفتن فرآیندکامل پیشرفت جهانی وبا فرض این‌که ازآخرین تکنولوژی روز دنیا استفاده گردد :

                       (-0.35)           (3.9)          (-10.6)             (-0.51)              (-6.9)

 

+0.15DUM 7382* T-3.2 DUM 7382+0.34 DUM 5354 – 0.45 D70

        (5.3)                   (-2.9)             (1.99)                (-2.1)

 

درتابع فوقهزینه متوسط واقعی تولید سالانه نفت و گاز درشرکت ملی نفت ایران،QS تولید تجمعی نفت وگاز، Q تولید نفت وگاز، تکنولوژی انباشته اکتشاف و تولید نفت و گاز در جهان،T متغیر روند، DUM متغیر موهومی، علامت تمامی متغیرها مطابق انتظار می‌باشد. اما متغیر تکنولوژی طی دوره بی معنا شده است. ضریب تخمین برای تکنولوژی بیانگر میزان تاثیرگذاری متغیر تکنولوژی درکاهش هزینه متوسط است.

سناریوی دوم : با ثابت درنظرگرفتن تکنولوژی اکتشاف دردنیا نتایج نشان دادکه تابع هزینه متوسط تولید نفت طی سالهای 60-82 هیچگونه تاثیر معناداری ازتکنولوژی نمی پذیرد ولذا فرآیند تکنولوژی ازسال1360 به بعد ثابت درنظرگرفته شده است که با واقعیات استخراج سازگاراست، نتایج تخمین زیر حاصل شد :

 

     t       (-1.63)         (2.9)           (-10)        (-1.7)              (-4.91)

                D.W=1.8

 

که در آن متغیرشاخصی است از مجموع پیشرفت‌های تکنولوژی جهانی در بخش نفت و گاز که در دوره مذکور برای ایران از سال 1360 به بعد ثابت در نظر گرفته شده است.

نتایج مدل نشان می‌دهد که کلیه ضرائب تخمین معنادار و علامت‌ها موافق تئوری می‌باشند. ضریب تولید تجمعی برابر با 17/5 بدست آمده که بیانگر شدت استفاده ازمنابع نفتی طی دوره مورد بررسی است. افزایش یک درصد درتولید تجمعی نفت موجب می‌گردد که هزینه متوسط تولید نفت به میزان17/5 درصد افزایش یابد. ازطرف دیگر تغییرات تولید تجمعی نرخ تخلیه سازی منابع را مشخص می‌سازد. با این تعبیر یک درصد تخلیه سازی منابع نفتی ایران 17/5 درصد افزایش هزینه به دنبال خواهد داشت. ضریب متغیر تولید نفت منفی و برابر19/1- است. علامت منفی نشانگر همان ویژگی وجود بازده صعودی نسبت به مقیاس منابع پایان پذیراست که در ایران به عواملی نظیر ناکافی بودن سرمایه گذاری در دهه شصت واوایل دهه70 وهمچنین محدودیت درعرضه به دلیل سهم اوپک نیز مرتبط بوده است و چنانچه تولید یک درصد افزایش یابد، هزینه متوسط تولید به طور متوسط 19/1- درصدکاهش خواهد یافت. ضریب تکنولوژی برابر5/3- بدست آمده است، تکنولوژی برای سال‌های 1360 به بعد ثابت در نظرگرفته شده است وهیچ ارتباط معناداری میان تغییرات هزینه و روند تکنولوژی انباشته دنیا در بخش نفت و گاز طی سال‌های 82-60 مشاهده نگردید. زیرا انتظار برآنست که اثرات تکنولوژی درکاهش هزینه و ارتقاء بهره وری تولید نمایان گردد.

داریوش وافی نجار (1375) تحقیقی با عنوان " تحلیل اثر نهاده‌های انرژی وتخمین تابع تولید انرژی برای ایران طی سال‌های 1372-1347 انجام داده است که دربخش صنعت تخمین زیربرآورد گردیده است :

      

 (1.05)      (26)       (3.4)            (1.97)           t          

   

که درآن ارزش افزوده بخش صنعت، E مصرف انرژی در بخش صنعت، K سرمایه گذاری و l نیروی کار می‌باشد، عبارات داخل پرانتز آماره t می‌باشد که درسطح 05/0 معنادار هستند.

4- روش تحقیق

این پژوهش از نوع عملی - پژوهشی است که به کشف و تفسیر روابط بین متغیرهای مربوط می‌پردازد. از طرفی دیگر، پژوهشی کاربردی است که نتایج آن می‌تواند به منظور بهبود شرایط و برنامه تولید مورد استفاده قرار گیرد. داده‌های این پژوهش بر اساس مطالعات کتابخانه‌ای است. جامعه آماری این پژوهش شرکت بهره‌برداری نفت و گاز کارون در دوره زمانی 1387-1365 است. داده‌ها و اطلاعات آماری مورد استفاده در این پژوهش، داده‌های ثانویه است که به صورت سالانه است و از صورت‌های مالی شرکت بهره‌برداری نفت و گاز کارون و امور کارکنان وزارت نفت و اداره شاخص‌های اقتصادی مرکز آمار ایران استخراج شده است.

داده‌های مربوط به نیروی کار نیز، از سوی محقق جمع آوری شده و بر اساس پایه حقوقی همگن سازی صورت پذیرفته و به نفر – ساعت در سال مورد استفاده قرار گرفته است. لازم به توضیح است که داده‌های سری زمانی موجودی سرمایه وجود نداشته است و پژوهشگر با استفاده از میزان سرمایه گذاری اولیه شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون و سری زمانی از میزان سرمایه‌گذاری در هر سال و با توجه به شاخص قیمت ماشین آلات (زیر بخش شاخص قیمت عمده فروشی کالاها)[12] به محاسبه و تولید سری زمانی متغیر موجودی سرمایه مورد نیاز اقدام نموده است. از آنجا که در تخمین تابع تولید هدف برآورد مقادیر فیزیکی نهاده موجودی سرمایه نیست، بلکه، میزان سرمایه به کار رفته در فرآیند تولید مورد استفاده قرار می‌گیرد، از این رو، لازم است که ضریبی برای تعدیل سرمایه و اندازه گیری میزان واقعی ارزش سرمایه صرف شده در فرآیند تولید در نظر گرفته شود. این ضریب به عنوان عامل ظرفیت یا نرخ کاربرد شاخص نسبت به محصول واقعی به محصول بالقوه است2. با استفاده از این شاخص و با این فرض که از نهاده موجودی سرمایه با همان نسبت تولید واقعی به تولید بالقوه استفاده شده است، سری زمانی موجودی سرمایه تعدیل و به صورت سرمایه مولد به واحد سرمایه - ساعت تبدیل شده است.

داده‌های متغیرهای مورد بحث در این پژوهش به صورت سری زمانی است. با استفاده از این داده‌ها و به کارگیری روش‌های اقتصادسنجی، رابطه میان مقدار تولید نفت و نهاده‌های کار و موجودی سرمایه در شرکت بهره‌برداری نفت و گاز کارون در قالب تابع تولید نفت برآورد و نتایج تجزیه و تحلیل می‌شود. در این پژوهش از تجزیه و تحلیل رگرسیونی با استفاده از روش‌های نوین اقتصاد سنجی و نرم افزار Eviews برای برازش و تجزیه و تحلیل داده‌ها استفاده شده است. در این روش، از آزمون ریشه واحد دیکی – فولر تعمیم یافته، مرتبه جمعی بودن متغیرهای دخیل در الگو تعیین می‌شود. سپس، با استفاده از روش‌های هم جمعی انگل – گرنجر روابط بلند مدت،کوتاه مدت و ضریب تعدیل برآورد می‌شود. در این پژوهش توابع تولید مختلف تخمین زده می‌شوند و پس از آزمون‌های مختلف نتایج مورد تجزیه و تحلیل قرار می‌گیرند.

5- نتایج تجربی

درالگوی تابع تولید، Ly نشانگر لگاریتم میزان تولید سالانه شرکت بر حسب بشکه درسال به عنوان متغیر وابسته است. متغیر مستقل عبارتند از : C نشانگر عرض ازمبداء، L نیروی کار برحسب نفر- ساعت، K سرمایه برحسب میلیارد تومان، E انرژی برحسب مگاوات ساعت درسال، LL لگاریتم متغیرL، LK لگاریتم متغیرK و LE لگاریتم متغیرE وLLLk حاصل ضرب متغیرهای LK وLKLE حاصل ضرب متغیرهایLK و LE وLLLE حاصل ضرب متغیرهای LL و LE است، داده‌های آماری به صورت سری زمانی سالانه 1387-1365 است. موجودی سرمایه با استفاده ازشاخص عمده فروشی زیر بخش ماشین آلات به قیمت سال پایه (1376)، محاسبه شده است، در این پژوهش هر جا که از تابع لگاریتمی استفاده شده، منظور تابع لگاریتم طبیعی است.

استفاده از روش‌های اقتصاد سنجی برای کارهای تجربی مبتنی بر فرض پایایی[13] متغیرهاست، بررسی‌های انجام شده در این فرضیه نشان می‌دهد که در مورد بسیاری ازسری‌های زمانی اقتصادی این فرض نادرست است و اغلب این متغیرها ناپایا[14] هستند. بنابراین مطابق با نظریه همجمعی[15] دراقتصاد سنجی نوین، ضروری است تا نسبت به پایایی یا ناپایی آنها تحقیق کرد. برای این منظور ازآزمون ریشه واحد دیکی –فولر تعمیم یافته[16] استفاده می‌کنیم.

خلاصه نتایج آزمون‌های یاد شده در سطح و تفاضل اول سری‌های زمانی الگو،در جدول (1)ارائه شده است.براساس آزمون‌های انجام شده،نتیجه می‌گیریم که فرض صفر مبنی بر وجود ریشه واحد برای هیچ یک ازمتغیرها رد نمی شود وکلیه متغیرهای مدل درسطح داده‌ها ناپایا هستند. لیکن نتایج تفاضل اول متغیرها نشان می‌دهد که فرضیه‌های ناپایایی تمام متغیرها پس ازیک بار تفاضل گیری رد می‌شوند. بنابراین براساس آزمون ریشه واحد دیکی- فولر همه متغیرهای موجود درمدل تابع تولید جمعی ازدرجه یک،(1)I،هستند. نماد D در جدول (1)بیانگر تفاضل مرتبه اول متغیرها است.


جدول (1) نتایج آزمون ADF بر داده‌های سری زمانی

نتیجه

وقفه

روند

عرض از مبداً

مقدار بحرانی مک کینون

آماره دیکی- فولر

نام متغیر

ناپایا

0

دارد

دارد

3.6330-

2.133837-

Q

پایا

0

دارد

دارد

3.6454-

3.719125-

DQ

ناپایا

1

دارد

دارد

3.6454-

2.201443-

L

پایا

1

دارد

دارد

3.6591-

3.774044-

DL

ناپایا

0

دارد

دارد

3.6330-

2.433928-

K

پایا

0

دارد

دارد

3.6454-

43976018-

DK

ناپایا

0

ندارد

ندارد

1.9574-

4.170278-

F

پایا

0

ندارد

ندارد

1.9583-

2.06937-

DF

ناپایا

0

ندارد

ندارد

1.9574-

2.294217

LQ

پایا

1

ندارد

ندارد

1.9583-

2.976599-

DLQ

ناپایا

0

ندارد

ندارد

1.9574-

2.947318

LL

پایا

1

ندارد

ندارد

1.9583-

2.033250-

DLL

ناپایا

0

دارد

دارد

3.6330-

2.552720-

LK

پایا

1

دارد

دارد

3.6454-

5.128473-

DLK

ناپایا

1

دارد

دارد

3.6454-

0.405730-

LF

پایا

1

دارد

دارد

3.6591-

3.786652-

DLF

ناپایا

0

دارد

دارد

3.63300-

2.318913-

LLLK

پایا

1

دارد

دارد

3.6454-

4.295679-

DLLLK

ناپایا

0

ندارد

ندارد

1.9574-

6.114497

LLLF

پایا

1

ندارد

ندارد

1.9583-

1.964418-

DLLLF

ناپایا

0

دارد

دارد

3.6330-

1.399928-

LKLF

پایا

1

دارد

دارد

3.6454-

5.342112-

DLKLF

ناپایا

0

دارد

دارد

3.6330-

2.547214-

LK2

پایا

1

دارد

دارد

3.6454-

5.123302-

DLK2

ناپایا

0

ندارد

ندارد

1.9574-

2.848856

LL2

پایا

1

ندارد

ندارد

1.9583-

1.975000-

DLL2

ناپایا

1

دارد

دارد

3.6454-

0.374502-

LF2

پایا

1

دارد

دارد

3.6591-

3.753698-

DLF2

منبع: نتایج پژوهش

در این بخش شکل لگاریتمی توابع تولید کاب داگلاس[17]، متعالی[18]، ترانسلوگ[19] به صورت معادلات(1 ) تا(3) به روش حداقل مربعات معمولی تخمین زده ونتایج مربوطه ارائه می‌شود :

 

(1) تابع کاب- داگلاس

                                                                  

 

 

 (2) تابع تولید متعالی

                          

 

 (3) تابع تولید ترانسلوگ

      

 

نتایج تخمین معادله 2 تابع تولید متعالی نشان می‌دهد که علی رغم این که ضریب متغیرLK معنی دار می‌باشد ولی ضریب متغیرهای K,Le,LL دارای علامت مورد انتظار نیستند.

بر اساس نتایج حاصل ازبرآورد تابع تولید کاب - داگلاس کلیه ضرایب در سطح احتمال خطای یک درصد معنی دار و علامت‌های متغیرهای مدل سازگار با تئوری هستند. هم چنین بر اساس نتایج آزمون‌های تشخیص فروض کلاسیک(جدول2)، جمله پسماند تابع تولید کاب- داگلاس به لحاظ خود هم بستگی، فرم تبعی، نرمال بودن توزیع و واریانس همسانی همه شرایط کلاسیک را دارد.

 

جدول (2): نتایج برآوردتوابع تولید

ترانسلوگ

متعالی

کاب-داگلاس

نوع تابع

LQ

LQ

LQ

متغیروابسته

متغیرمستقل

-

-

-

C

25.26903

(4.779340)

0.0002

1.74

(5.436963)

0.0000

0.155777

(1.180768)

0.0031

LK

-2.634095

(-0.645160)

0.5274

0.545182

(1.821386)

0.0862

0.645019

(4.144678)

0.0006

LL

-32.26936

(-5.855901)

0.0000

-0.943496

(-2.987134)

0.0083

0.552417

(3.166635)

0.0053

LE

-

-2.51E-13

(-5.687160)

0.0000

-

K

-

-0.000189

(-0.697742)

0.4948

-

L

-

2.66E-09

(3.538751)

0.0025

-

E

-

-

-

LLLK

-

-

-

LLLF

-

-

-

LKLF

-0.855112

(-4.787718)

0.0002

-

-

LK2

0.208749

(0.762592)

0.4562

-

-

LL2

1.640311

(5.892898)

0.0000

-

-

LE2

0.965

0.958

0.919

R2

0.955

0.946

0.905

ADJUSTED R2

1.300

1.079

2.216

DW

روش آزمون انگل-گرنجر(EG) وانگل- گرنجر تعمیم یافته (AEG) به این صورت است که باید رگرسیون مربوط به روش OLS برآورد شود و جملات پسماند به دست آمده را به روش دیکی-فولر(DF) یا دیکی– فولر تعمیم یافته (ADF) از نظر پایایی آزمون کرد. اگر جملات پسماند پایا باشند، آنگاه نتیجه می‌شود که متغیرهای مورد بحث هم جمع هستند.

قدم اول در انجام آزمون هم‌جمعی انگل گرنجرآن است که مرتبه جمعی بودن متغیرهای الگو تعیین و اطمینان حاصل شود که همگی (1)I هستند. برای این منظور، از آزمون ریشه واحد دیکی - فولراستفاده می‌کنیم. نتایج کامپیوتری به دست آمده با نرم افزار Eviewsدر جدول(1) به صورت خلاصه آمده است. نتایج حاکی از آن است که متغیرهای الگو همگی در سطح اطمینان 99 درصد از درجه یک، یعنی (1)I هستند. در قدم دوم، رابطه (2) به روش حداقل مربعات معمولی برآورد می‌شود و جملات اخلال آن به دست می‌آید (جدول (2))،سپس در قدم سوم،وجود ریشه واحد در جملات اخلال رگرسیون آزمون می‌شود.

مقادیر جملات پسماند رابطه(1) را که به روش OLS برآورد شده است بدست می‌آوریم. سپس وجود ریشه واحد در جملات پسماند رگرسیون آزمون می‌شود که نتایج درجدول 3 آمده است، همان طور که نتایج نشان می‌دهد آماره t=-4.995440 می‌باشد وکمیت بحرانی آماره دیکی-فولردرسطح اطمینان 95درصدبرابر با -1.9583 است. پس فرضیه صفر وجود ریشه واحد(ناپایایی) جملات پسماند رد می‌شود، به عبارت دیگر جملات پسماند پایا هستند. بنابراین نتیجه می‌گیریم که یک رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای الگوی تابع تولید وجود دارد و رگرسیون برآورد شده کاذب نیست.

این رابطه تعادلی بلند مدت که توسط نرم افزارEviews برآورد شده ودررابطه1 گزارش شده عبارت است از :


                ( 564.3)                     (3.16)             (1.18)T        :(4.14)      

DW= 2.2168   F=68.293                       

ملاحظه می‌شود که تمامی ضرایب درسطح اطمینان91 درصد معنی دارند ودارای علائم سازگار با مبانی نظری هستند. ضریب تعیین برابربا 90 درصد است که نشان دهنده قدرت توضیح دهندگی بالای الگو است.

مجموع سهم نیروی کار و سرمایه و انرژی از تولید برابر   است. با توجه به مقدار.1.34احتمال داده می‌شود که در دوره مورد مطالعه(1387-1365) تولید در شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون از بازدهی فراینده برخوردار بوده است. جهت پذیرش یا رد این ادعا آزمون والد1 که فرضیه صفر و مقابل آن به صورت زیر است، مورد آزمون قرارگرفت.

     (تولید ازبازدهی ثابت برخوردار است)     

     (تولید ازبازدهی ثابت برخورد نیست)  

     نتایج آزمون والد درجدول(4) گزارش شده است.

 با توجه به نتایج فوقوسطح احتمال خطای محاسبه شدهاست. بنابراین فرض، یعنی بازده ثابت نسبت به مقیاس، رد می‌شود. به عبارتی دیگر با توجه به این که است، می‌توان گفت که در شرکت نفت و گاز کارون بازده نسبت به مقیاس صعودی و برابر1.34 است.

اکنون برای تنظیم الگوی تصحیح خطای تابع تولید برآورد شده در رابطه جملات خطای مربوط به رگرسیون هم جمعی را با یک وقفه زمانی به عنوان یک متغیر توضیح دهنده در کنار تفاضل مرتبه اول سایر متغیرهای الگو قرار می‌دهیم و به کمک روش OLS ضرایب الگو رابرآورد می‌کنیم. نتایج‌ مربوط به ‌الگوی ‌تصحیح ‌خطای ‌تابع ‌تولید ارائه ‌شده، توسط نرم افزارEviews به شرح زیر گزارش می‌شود :

 

           T:         (3.27)           (0.400)             (2.21)

Prob :          (0.004)          (0.003)            (0.040)       

 

       

 

 

 

 

همان گونه که ملاحظه می‌شود، کلیه ضرایب الگو کاملاً معنی دارند. ضریب تعیین برابر با 89 درصد است که نشان دهنده قدرت توضیح دهندگی بالای الگو است. ضریب جمله تصحیح خطا(ECT) برابر با 0.20- است، یعنی 20 درصد از عدم تعادل درهر دوره تعدیل می‌شود. مقایسه ضرایب عوامل تولید در تابع کوتاه مدت و بلند مدت نشان می‌دهد که تفاوت فاحشی بین آنها وجود ندارد. همان طور که انتظار می‌رفت، در کوتاه مدت نیز نیروی کار و موجودی سرمایه هر دو دارای اثر مثبت بر تولید هستند و با انتظارات نظری سازگارند. درکوتاه مدت سرمایه تاثیر معنی داری بر تولید ندارد، هم چنان که دربلند مدت تاثیر آن نیز کم بود.

اگر فرض کنیم رشد تولید به صورت پیوسته باشد طبق تعریف نرخ رشد، اگر Y تابعی از زمان به صورت y=f(t) باشد، خواهیم داشت:

 

در واقع  نرخ تغییر تابعY است و  نرخ تغییر یک واحد Y یعنی نرخ رشد r است؛ اما اگر توجه شود رابطه فوق یک معادله دیفرانسیل است پس داریم:

 

این یک معادله دیفرانسیل جداست:

 

 

و اگر فرض کنیم در  داریم:

 

از آن‌جایی که قیمت دلار در سال‌های دهه 60 دارای نرخ‌های متفاوتی بوده، لذا نرخ رشد در طی برنامه سوم محاسبه می‌گردد. قیمت نفت در سال 78 معادل 9/19 دلار و در سال 87 معادل 2/75 دلار. پس خواهیم داشت:

t=9 , y0=y87 , y=y78

 

 

865*9/19*368048000

قیمت دلار به ریال * قیمت نفت در سال 78 به دلار * (مقدار تولید در سال 78)

=78 y

3621888

نفر ساعت نیروی انسانی

 

943*2/75*380541045

قیمت دلار به ریال * قیمت نفت در سال 87 به دلار * (مقدار تولید در سال 87)

=87 y

3614976

نفر ساعت نیروی انسانی

 

مقادیر بدست آمده را با شاخص مصرف کننده (CPI) به قیمت ثابت سال WF تبدیل می‌کنیم. لذا بدست خواهد آمد:  y78=120695 وy87=16692 پس خواهیم داشت:

 

 

 

و از معادله فوق آنتی لگاریتم می‌گیریم و سپس قسمت اعشاری را اگر در صد ضرب کنیم، متوسط نرخ رشد بهره وری نیروی انسانی در طی سالهای 87-78 بدست می‌آید.

r=1/083                                                                              

بنابراین متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون 3/8 درصد می‌باشد.

6- نتیجه گیری

هدف اصلی این مقاله، تخمین بهره­وری و عوامل تولید نفت در شرکت بهره­برداری نفت و گاز کارون و بررسی سهم نهاده­های تولید یعنی سرمایه، نیروی کار و انرژی در تولید است. بر این اساس، روابط بلند مدت و کوتاه مدت تولید با استفاده از روش­های نوین اقتصاد سنجی برای دوره 1387-1365 برآورد شده است. داده‌های این مقاله، مبتنی بر استفاده از داده‌های سری‌های زمانی است؛ اما از آنجا که اغلب متغیرهای سری زمانی ناپایا هستند، این امکان وجود داشت که با رگرسیون ساختگی روبه رو شویم. به همین دلیل، از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم یافته استفاده شدکه نتایج حاکی از I(1) بودن تمامی متغیرها است. درادامه نیز از رویکرد هم جمعی انگل-گرنجر(1987) برای شناسایی روابط کوتاه مدت و بلند مدت استفاده شده، نتایج حاصل از برآورد تابع تولید نشان می‌دهد که در طول دوره مورد مطالعه(1387-1365)، متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون 3/8 درصد می‌باشد. ضریب کشش کار(0.64) است، هم‌چنین کشش سرمایه (0.15) و کشش انرژی (0.55)می باشد، که دلیل آن برقی بودن اکثر کارخانجات گازوگازمایع و تقویت فشارمی باشد. این نتایج هم چنین بیانگر کاربر و افزایش بودن تولید نسبت به مقیاس است. یعنی محصول بیشتر ازمقیاس نهاده افزایش می‌یابد. ضریب جمله تصحیح خطا برابر با -0.20 است یعنی در هر سال 20 درصد از عدم تعادل در هر دوره تعدیل می‌شود. در کوتاه مدت نیز نیروی کار و سرمایه هر دو دارای اثر مثبت بر تولید نفت دارند و با انتظارات تئوریک سازگارند.

 

جدول 3: آزمون ریشه واحد برای جملات پسماند رگرسیون تابع تولید کاب- داگلاس

ADF Test Statistic

-4.995440

   1%   Critical Value*

-2.6819

 

 

    5%   Critical Value

-1.9583

 

 

    10% Critical Value

-1.6242

 

 

 

 

 

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

 

Dependent Variable: D(U3)

 

 

Method: Least Squares

 

 

Date: 12/04/09   Time: 22:06

 

 

Sample(adjusted): 13671387

 

 

Included observations: 21after adjusting endpoints

 

 

 

 

 

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob. 

 

 

 

 

 

U (-1)

-1.117166

0.223637

-4.995440

0.0001

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

R-squared

0.504936

    Mean dependent var

-0.00103

Adjusted R-squared

0.554936

    S.D. dependent var

0.05428

S.E. of regression

0.036212

    Akaike info criterion

-3.75242

Sum squared resid

0.026226

    Schwarz criterion

-3.70268

Log likelihood

40.40048

 

 

Durbin-Watson stat

1.953679

 

 

 

 

 

 

 

               


جدول 4: آزمون والد برای فرضیه بازده ثابت نسبت به مقیاس

Wald Test:

Equation: COBBDOUGLASARMA

Null Hypothesis: C(1)+C(2)+C(3)=1.34

F-statistic

Chi – square

0.001539

0.001539

Probability

Probability

0.969138

0.969138

 

جدول5 : الگوی تصحیح خطای تابع تولید

Dependent Variable: DLY

 

 

Method: Least Squares

 

 

Date: 12/23/05   Time: 15:07

 

 

Sample(adjusted): 1362 1383

 

 

Included observations: 22 after adjusting endpoints

 

 

 

 

 

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

 

 

 

 

 

DLL

0.421140

0.049821

0.400401

0.0038

DLK

0.119948

0.128672

3.272975

0.0045

DLF

0.319270

0.144211

2.213914

0.0408

ecm(-1)

-0.203227

0.267227

-0.760550

0.0074

 

 

 

 

 

R-squared

0.900547

Mean dependent var

0.022855

Adjusted R-squared

0.894761

S.D. dependent var

0.051126

S.E. of regression

0.042935

Akaike info criterion

-3.28861

Sum squared resid

0.031338

Schwarz criterion

-3.08965

Log likelihood

38.83043

F-statistic

3.786396

Durbin-Watson stat

1.841762

Prob(F-statistic)

0.000020

             

 

سپاسگزاری

از اداره پژوهش و فناوری شرکت مناطق نفت خیز جنوب که در اجرای تحقیق مرا یاری نمودند کمال تشکر و قدردانی را دارم.



[1]. Index Approach

[2]. Productivity Function Approach

[3]. Input – Output Approach

4. Servo System

1. Array Approach

2. Capital Budgeting

3. Unit Cost Approach

4. Malmquist

1. Asian Productivity Organization

1. اتریش، بلژیک، دانمارک، فنلاند، فرانسه، آلمان، یونان، ایرلند، ایتالیا، لوگزامبورگ، هلند، پرتغال، اسپانیا، سوئد و انگلیس

2. برزیل، روسیه، هند و چین

[9].  Wakeford. Jeremy. 2004

[10]. Peter Hartly,Robin C.Sickles(2004)

[11]. Kalifa. Ghali ,Energe Economics 26(2004) ,page 225-238

[12].Whole sale price index(WPI)

2. صادقی، عمادزاده، 1382

[13]. Stationary

[14]. Non stationary

[15]. cointegration

[16]. Augmonted Dickey – Fuller Unit Root Test (ADF)

[17]. Cobb-Douglass

[18]. Trancendental

[19]. Trancendental logarithmic

1. Wald- Test

فهرست منابع فارسی

- ابریشمی، حمید، 1381: اقتصاد سنجی کاربردی(رویکردهای نوین)، انتشارات دانشگاه تهران.

- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، 1381: گزارش مشروح تجدیدنظر شاخص بهای عمده فروشی در ایران برمبنای سال پایه1376، مدیریت کل آمارهای اقتصادی.

- پرویزی، آرش، 1384: تخمین تابع تولید نیروگاه رامین اهواز، پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه علوم و تحقیقات اهواز.

- خیابان ناصر، وافی نجارداریوش، سال1384: بررسی تاثیر بهبود فناوری تولید بر ارتقاء بهره وری درفعالیتهای بالادستی صنعت نفت با استفاده از یک مدل اقتصادسنجی در سطح شرکت ملی نفت، موسسه مطالعات انرژی.

- شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون، 1387، صورت‌های مالی شرکت بهره برداری نفت و گاز کارون.

- شیرین بخش، شمس الله، حسن خونساری، زهرا، 1384: کاربرد Eviews در اقتصاد سنجی،انتشارات پژوهشکده امور اقتصادی، صفحات 156-87 و 245-225.

- صادقی، مسعود، عمادزاده، مصطفی، 1382: برآورد سهم سرمایه انسانی در رشد اقتصادی ایران طی سالهای 1380- 1345، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، شماره 17، صفحات 98- 79.

- کمیجانی، ا، صلاحی، ج، 1386: بررسی عوامل موثر بر بهره وری کل عوامل تولید در صنایع معدنی ایران. مجله تحقیقات اقتصادی

- نوفرستی، محمد، 1378: ریشه واحد و هم‌جمعی دراقتصاد سنجی، موسسه خدمات فرهنگی رسا

- وافی نجار، داریوش، 1375: تحلیل اثر نهاده‌های انرژی و تخمین تابع تولید انرژی برای ایران، پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه تهران.

- وافی نجار، داریوش، 1385: بهره وری کل عوامل در بخش نفت و گاز ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 75، صفحات 251-223.

- هندرسن، جیمز.م، کوانت، ریچارد.ا، 1379: تئوری اقتصاد خرد، ترجمه مرتضی قره باغیان و جمشید پژویان، انتشارات موسسه خدمات فرهنگی رسا، چاپ دوم.

فهرست منابع غیر فارسی

- Kalifa H. Ghali , M. I. T. EL-Sakka , Energy , use and output growth in canada : a multi variate contegration analysis ,Energy Economics 26(2004) 225- 238.

- Peter Hartley , optimal Dynamic Production Policy : The case of a large oil field in saudi ---- Arabia , Hoston , Texas (2004).

- Wakeford. Jeremy. (2004) "The Productivity-Wage Relationship in South Africa: An Emprical Investigation". Journal of Development Southern Africa, Vol. 21, NO.1, March. Pp. 109-132.