تاثیر نوسازی ناوگان بر بهره‌وری صنعت حمل ‌و نقل جاده‌ای ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشگاه پیام نور

2 استادیارگروه اقتصاد دانشگاه پیام نور، ایران

3 کارشناس ارشد رشته علوم اقتصادی دانشگاه پیام نور، تهران، ایران

چکیده

هدف محوری این مقاله ارزیابی تاثیر نوسازی ناوگان بر بهره­وری در بخش حمل­ونقل ایران می­باشد. بدین منظور از داده­های بخش حمل­ونقل جاده­ای ایران و مدل رشد مبتنی بر پیشرفت فنی تبلوریافته در موجودی سرمایه طی سال­های 1393-1353 استفاده شده است. نتایج ضرایب موجودی سرمایه و نیروی ­کار نشان داد بازدهی ثابت نسبت به مقیاس در بخش ناوگان حمل­ونقل جاده­ای وجود دارد. همچنین در این بخش، سرمایه­گذاری جدید و نوسازی با پیشرفت فنی به گونه­ای افزایش یافته که سن متوسط ناوگان را کاهش داده و منجر به افزایش نرخ رشد سرمایه کیفی و بهره­وری شده است. بنابراین ارتباط مستقیم بین نوسازی ناوگان و بهره­وری در بخش حمل­ونقل جاده­ای ایران تأیید می­شود. ازاین­رو استفاده از تجهیزات با فناوری برتر و جایگزینی ناوگان جاده­ای با تجهیزات جدید و پیشرفته پیشنهاد می‌شود.

کلیدواژه‌ها


1.‌ مقدمه

بخش «حمل ­و نقل» به­ دلیل جایگاه برجسته‌ای که در اقتصاد دارد؛ یکی از شاخص­های توسعه‌یافتگی به شمار می‌آید. با توجه به اینکه پیشرفت و توسعه این بخش نقش مهمی در ایجاد تحول سایر بخش­های صنعتی، کشاورزی و تولیدی ایفا می­کند، امروزه بیشتر اندیشمندان و صاحب­نظران عرصه اقتصادی رشد و توسعه همه جانبه کشورها را مشروط به توسعه حمل ­و نقل می­دانند و از این صنعت به عنوان محور فعالیت­های اساسی و زیربنایی و لازمه تحول رشد و توسعه اقتصادی یاد می­کنند (سلیمانی، 1383).

از سوی دیگر، بررسی عملکرد اقتصادی کشورهایی که در چند دهه اخیر از رشد قابل توجهی برخوردار بوده‌اند؛ بیانگر این واقعیت است که بخش عمده­ای از رشد اقتصادی از طریق افزایش بهره­وری حاصل شده است. در برنامه­های توسعه اقتصادی ایران از جمله برنامه ششم توسعه بر تامین بخش قابل توجهی از رشد اقتصادی از محل ارتقای بهره­روی تاکید شده است. در این برنامه هدف گذاری شده است که 8/2 درصد از رشد 8 درصدی از طریق بهره‌وری سبز، بهره­وری متکی بر رقابت­پذیری و نوآوری و بهره­وری در استفاده از منابع آب و خاک و انرژی و جایگزینی خودرو­های فرسوده تامین شود (رونق، 1396).

نظر به اینکه بخش حمل ­و نقل نقش کلیدی در به جریان انداختن فعالیت­های اقتصادی هر کشور دارد؛ انتظار برآن است که ارتقای بهره­وری در این بخش بتواند به طور مستقیم و غیرمستقیم منجر به ارتقای بهره­وری سایر بخش­ها گردد و بخشی از هدف رشد اقتصادی کشور از محل بهره‌وری تامین شود. اما بررسی انجام شده در بخش حمل ­و نقل جاده­ای ایران نشان داده که فرسودگی ناوگان و عدم بازسازی زیرساخت‌ها، قیمت­گذاری غیراقتصادی و مدیریت غیربهینه ازیک­سو منجر به روند نزولی بهره­وری شده و از سوی­ دیگر، افزایش مصرف سوخت، آلودگی زیست محیطی، تلفات و تصادفات جاده­ای این زیربخش را با چالش­هایی مواجه نموده است که این امر ضرورت اهتمام به بازبینی، نوسازی و توسعه روش‌های جایگزین را بیش از پیش ایجاب می­نماید.

از آنجا که یکی از اهداف برنامه توسعه اقتصادی کشور افزایش بهره­وری از طریق جایگزینی خودروهای فرسوده است؛ این مقاله در پی پاسخ‌گویی به این سوال است که آیا سرمایه­گذاری­های صورت گرفته جهت نوسازی ناوگان، تاکنون به پیشرفت فنی این بخش کمک مؤثری کرده و موجب کاهش عمر تجهیزات شده است یا خیر؟. بنابراین فرضیه اصلی این است که نوسازی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای منجر به کاهش سن ناوگان و افزایش بهره‌وری شده است. بررسی مطالعات نظری و تجربی داخلی و خارجی حاکی از این است که نیروی­ کار، سرمایه فیزیکی و پیشرفت فنی عوامل مؤثر بر بهره­وری و رشد اقتصادی هستند؛ اما در هیچ­کدام از مطالعات به­ طور مشخص با بهره­گیری از مدل رشد پیشرفت فنی تبلور یافته در سرمایه، بهره­وری بررسی نشده است؛ نوآوری این مقاله نسبت به مطالعات پیشین آن است که برای ارزیابی نوسازی ناوگان بر بهره­وری از مدل رشد نئوکلاسیک و تکنولوژی تبلوریافته در موجودی سرمایه استفاده نموده است.

با توجه به اینکه هدف این مقاله بررسی اثربخشی نوسازی ناوگان بر بهره­وری و رشد اقتصادی در ایران است؛ در ادامه چارچوب نظری و پیشینه تحقیق مرور می‌شود. سپس وضعیت و جایگاه حمل ­و نقل جاده­ای ایران بررسی می­شود. آنگاه، ضمن معرفی الگو با استفاده از داده­های بخش حمل­ و نقل جاده­ای طی سال­های 1393-1353 تاثیر نوسازی ناوگان بر بهره­وری و رشد اقتصادی بررسی می­شود. در نهایت، بخش پایانی به جمع­بندی و ارائه پیشنهادها اختصاص یافته است.

 

2. ادبیات تحقیق

با توجه به اینکه ماموریت پژوهش حاضر ارزیابی تاثیر نوسازی ناوگان حمل­ونقل جاده­ای بر بهره‌وری حمل ­و نقل جاده­ای ایران می­باشد؛ ضروری است در ابتدا مفهوم بهره­وری، پیشرفت فنی تبلوریافته در سرمایه، رشد اقتصادی و نحوه ارتباط آنها از دیدگاه نظری و تجربی مورد توجه قرار گیرد. بنابراین در ادامه این مفاهیم و جنبه­های مختلف آن به اختصار معرفی می‌شوند.

2-1. مبانی نظری

اساسا واژه بهره­وری[1] به ­معنای " قدرت تولید، باروری و مولد بودن است". بهره­وری معیاری است که بیانگر نحوه ترکیب و به کارگیری عوامل تولید در راستای تحقق اهداف تعیین شده بنگاه می‌باشد؛ به­ طوری­ که بیشترین بازده و کمترین هزینه حاصل شود. در بحث بهره­وری بسته به اینکه یک یا چند عامل در فرایند تولید مدنظر باشد به دو گروه بهره­وری جزئی و بهره­وری کلی طبقه‌بندی می­شوند. در مجموع، در بهره­وری جزئی تنها یک عامل در فرایند تولیدی دخیل است؛ در حالی ­که بهره­وری کل عبارت است از نسبت ستاده (ارزش افزوده واقعی) به میانگین وزنی نهاده­ها که این وزن­ها منعکس‌کننده سهم هریک از نهاده­ها از کل هزینه تولید است (کراگمن[2]، 1994: 1).

در ادبیات اقتصادی، بهره­وری به دو روش پارامتریک و غیرپارامتریک قابل سنجش و ارزیابی است. در روش غیرپارامتریک که یکی از روش­های متداول و کاربردی و روش برگزیده موسسات تولیدکننده آمارهای رسمی شناخته می­شوند؛ معمولا از شاخص­هایی همچون شاخص ابتدایی[3] سولو، شاخص کندریک[4] و شاخص تورنکویست- تیل[5] شاخص مالم کوئیست[6] برای سنجش میزان بهره­وری کل عوامل تولید در اقتصاد یا در هر بخش استفاده می­شود؛ به ­طوری ­که در شاخص کندریک بهره­وری کل عوامل تولید از نسبت ارزش افزوده به میانگین وزنی نهاده­ها به صورت زیر به‌ دست می­آید.

(1)

 

 که در آن TFP بهره­وری کل عوامل، V ارزش افزوده، L,K,M نهاده‌های تولیدی و  وزن هریک از نهاده­ها را نشان می­دهد. البته در این شاخص، تغییرات قیمت نهاده­ها و ستاده طی سال‌های مورد بررسی در نظر گرفته نمی­شود. در این راستا، تورنکویست (1936) برای اندازه­گیری بهره‌وری عوامل شاخصی را معرفی نمود که برخلاف سایر شاخص­ها در آن امکان تغییر قیمت نهاده­ها و ستاده­ در سال­های مورد بررسی فراهم است. فرم ریاضی این شاخص به صورت زیر است.

 

(2)

 

در رابطه بالا، TFP شاخص بهره‌وری کل عوامل تولید،   مقدار نهاده ام،    مقدار محصول  ام،  سهم محصول ام از کل درآمد و  سهم نهاده ام از کل هزینه در سال‌های صفر و t را نشان می­دهند (دیورت[7]،1992: 211-248). از طرف دیگر، انطباق شاخص یاد شده بر تابع تولید ترانسلوگ، که از شکل­های انعطاف­پذیر تابع تولید است، آن­ را جزء شاخص برتر قرار داده است. همچنین فار[8] (1988) نشان داد که می­توان با استفاده از تعریف کارایی و ساختار ترانسلوگ برای تابع مسافت ستانده، شاخصی از بهره­وری کل عوامل به دست آورد که شاخص مالم کوئیست نامیده می­شود. در این شاخص، تغییرات کل بهره­وری عوامل تولید به تغییرات تکنولوژیکی (انتقال مرز کارایی) و تغییرات کارایی فنی (رسیدن به مرز کارایی) قابل تفکیک است. در حقیقت، این شاخص، تغییرات کارایی نسبی را از جابجایی در تابع تولید جدا می­کند. فرم کلی این شاخص به صورت زیر می­باشد.

(3)

 

که در آن  ، تغییر در میزان کارایی فنی[9] را براساس معیار فارل در زمان s تا t اندازه‌گیری می­کند و قسمت باقیمانده این عبارت نیز مقیاسی از تغییرات فنی[10] را نشان می­دهد (فار و گروسکوپف[11]، 1992: 158-160). از طرف دیگر، چون در اندازه­گیری توابع مسافت تنها مقادیر نهاده و ستاده لازم است؛ در مواردی که با محدودیت­های آمار قیمت مواجه هستیم، این روش نسبت به سایر روش­های اندازه­گیری بهره­وری برتری دارد.

در حالی ­که در روش پارامتریک، بهره­وری از طریق تابع تولید و باقی مانده سولو یا توابع هزینه اندازه­گیری و تحلیل می­شود. در این روش، ارزیابی بهره­وری که بیشتر با نظریه اقتصاد نئوکلاسیک­ها تطابق دارد، مفهوم بهره­وری به ­صورت باقیمانده­ تفاوت نرخ رشد محصول و نهاده به شکل زیر تعریف می­شود.

(4)

 

البته باید به این نکته توجه کرد که  رشد بهره­وری کل عوامل تولید است و به پیشرفت فنی اشاره دارد. در اینجا عامل پسماند ، پس از برآورد مدل با استفاده از تکنیک­های اقتصادسنجی از تفاوت نرخ رشد محصول و نهاده­های تولیدی به ­دست می­آید. در این راستا، گروهی از اقتصاددانان و پژوهشگران با توجه به برآوردهای اولیه مدل­های رشد اقتصادی در نمونه­ای از کشورهای توسعه یافته نشان دادند که سرمایه و نیروی کار تنها قادرند، بخشی از رشد تولید را توضیح دهند و سهم بالایی از رشد که به وسیله عوامل تولید توضیح داده نشده به عامل پسماند نسبت دادند. آنها در توضیح عامل پسماند به عنوان متغیر تعیین ‌کننده رشد بهره­وری عوامل، از پیشرفت­های فنی برون­زا و درون­زا صحبت می‌کنند. اولین کوشش در این حوزه را می­توان به مطالعه سولو[12] (1956) نسبت داد. وی با استفاده از تابع تولید، رشد اقتصادی را به سهم نیروی­ کار، سرمایه و عامل پسماند تجزیه می­کند و در توجیه عامل پسماند به عنوان رشد بهره­وری کل عوامل تولید، به پیشرفت فنی برون­زا اشاره دارد. به عبارت دیگر، در چارچوب نظریه­ سولو بهر­ه­وری کل عوامل به بخشی از رشد که در ادبیات به «مانده سولو» معروف است، نسبت داده می­شود.

 از طرفی ناتوانی مدل­های نئوکلاسیکی در راستای تبیین دقیق رشد تولید با استفاده از مانده سولو راه را برای مدل­هایی که بر تحلیل منابع رشد بهره­وری کل عوامل تولید متمرکز است و در اصطلاح مدل­های رشد درون­زا نامیده می­شوند، باز نمود. طرفداران نظریه رشد درون­زا ادعا می­کنند که باقیمانده سولو به متغیرهایی از قبیل تکنولوژی درون­زا و انباشت سرمایه انسانی عکس­العمل نشان می­دهند (جونز[13]، 1995).

به­ طوری­ که گروهی از طرفداران نظریه رشد درون­زا، بهبود در بهره­وری را به تغییرات تکنولوژی تبلوریافته در نهاده­ها نسبت می­دهند. به اعتقاد آنها تغییرات تکنولوژی تبلوریافته در نهاده سرمایه و نیروی­ کار باعث افزایش ظرفیت اقتصاد برای جذب تکنولوژی جدید و فرایندهای جدید تولیدی می­شوند. در این راستا، در مدل­های رشدی که پیشرفت فنی در نیروی ­کار تبلور یافته[14] است، سرمایه انسانی از طریق تغییرات تکنولوژیکی و انتشار آن به صورت زیر به عنوان عاملی مؤثر و کارا نقش اساسی در رشد اقتصادی ایفا می­کند.

(5)

 

در واقع، در رابطه (5) رشد بهره­وری با تغییر در رشد سرمایه تغییر نمی­کند؛ بلکه پیشرفت فنی از طریق  که در نیروی کار تبلور یافته است، منجر به رشد بهره­وری می­شود. در این خصوص شولتز[15] (1961) و بکر[16] (1962) کیفیت نیروی انسانی (بهداشت، تغذیه، آموزش، مهارت­ها و غیره) را به­ عنوان مهم‌ترین عامل مؤثر در بهبود بهره­وری معرفی می­کنند و معتقدند دانش و مهارت نهادینه شده در سرمایه انسانی به­ طور مستقیم، بهره­وری را افزایش داده و باعث افزایش ظرفیت اقتصاد برای جذب تکنولوژی جدید و رشد اقتصادی می­شود.  

از سوی دیگر، در مدل­های رشد با تغییرات تکنولوژی تبلوریافته در سرمایه[17] که یکی دیگر از روش­های اندازه­گیری رشد بهره­وری است، پیشرفت­های فنی با فرض اینکه سرمایه جدید نسبت به تجهیزات سرمایه قدیمی کاراتر هستند، در موجودی سرمایه تبلوریافته و منجر به افزایش بهره‌وری و رشد اقتصادی می­شوند. در این خصوص سولو (1962) و نلسون[18] مدل‌های ساده­ای را ارائه نمودند که در آن افزایش سرمایه­گذاری، عمر متوسط موجودی سرمایه را کاهش داده و نرخ پیشرفت فنی را افزایش می­دهد. در واقع، در مدل نلسون آن افزایش در نرخ پیشرفت فنی که با کاهش در عمر متوسط موجودی سرمایه همراه باشد، نسبت به زمانی­ که صرفا موجودی سرمایه به­ صورت کمّی افزایش می­یابد، می­تواند رشد محصول را بیشتر افزایش ­دهد. بنابراین، زمانی ­که پیشرفت فنی در موجودی سرمایه تبلوریافته و پیشرفت کیفی سرمایه­ای حاصل شود؛ به دلیل آنکه سرمایه گذاری، تجهیزات سرمایه­ای حاوی پیشرفت فنی را به بنگاه وارد می­کند، منجر به کاهش متوسط سن سرمایه شده که این خود منبعی برای افزایش موجودی سرمایه و نرخ رشد محصول می­باشد. در این حالت، نرخ رشد تولید به صورت زیر خواهد بود.

(6)

 

در رابطه (6) رشد بهره­وری از طریق  یا پیشرفت فنی تبلور یافته در سرمایه و کاهش متوسط سن سرمایه تغییر می­کند. به­ عبارت دیگر، با استفاده از الگوی رشد پیشرفت فنی متبلور شده در سرمایه، ضمن اندازه­گیری میزان پیشرفت فنی می­توان تاثیر پیشرفت فنی را بر کاهش سن موجودی سرمایه اندازه‌گیری نمود. یعنی، افزایش موجودی سرمایه که در آن پیشرفت فنی متبلور شده ­است، به رشد بیشتر ستاده منجر می­شود؛ که این امر، صرفا به دلیل کاهش سن تجهیزات و افزایش کارایی آن­ها  امکان­پذیر شده است (نلسون، 1964: 575-606).

2-2. پیشینه تحقیق

مطالعات متعددی در داخل و خارج کشور در خصوص مقایسه و اندازه­گیری میزان بهره­وری در صنعت حمل ­و نقل یا بررسی عوامل موثر بر بهره­وری در این صنعت صورت گرفته است، به ­طوری­  که در تعدادی از این مطالعات با بهره­گیری از روش­های­ پارامتریک اقتصادسنجی همانند روش قطعی آماری و مرز تصادفی[19] و با استفاده از توابع تولید و هزینه کاب داگلاس و ترانسلوگ بهره­وری مورد سنجش و ارزیابی قرار می­گیرد. در این روش­ها که بیشتر در فعالیت­های تولیدی کاربرد دارند؛ به ­دلیل استفاده از مدل­های اقتصادسنجی امکان آزمون فرضیه فراهم است. در حالی­ که گروهی دیگر از پژوهشگران از روش­های غیرپارامتریک تحلیل پوششی داده­ها[20]، شاخص مالم کوئیست و تورنکوئیست- تیل به سنجش بهره­وری می­پردازند که البته در بین روش­های غیرپارامتریک روش تحلیل پوشش داده­ها و شاخص مالم کوئیست در تحلیل­های کاربردی و تجربی بخش خدماتی که محصولات عملا غیرقابل قیمت­گذاری­اند و اطلاعات قیمتی به ندرت وجود دارد، کاربرد بیشتری دارد؛ برخی از اهم این مطالعات به شرح زیر است:

چو، رابرتز و لی[21] (2015) در مقاله­ای با بهره­گیری از شاخص بهره­وری مالم کوئیست به ارزیابی رشد بهره­وری در صنعت حمل­ونقل آمریکا طی سال‌های 2011-2004 پرداخته‌اند. آنها با بررسی بهره­وری طی دوره 8 ساله دریافتند که در صنعت حمل­ونقل آمریکا بجز سال­های 2007، 2008 و 2010 که با بحران­های مالی شدید مواجه­ بوده، در بقیه سال­ها رشد بهره­وری مثبت و معنادار است. همچنین در بخش حمل ­و نقل ریلی و دریایی بیشترین بهره‌وری وجود دارد.

سینتی­کوچای[22] (2015) در مقاله­ای با بهره­گیری از تکنیک داده – ستاده به بررسی بهره­وری نیروی کار در صنعت حمل ­و نقل تایلند در سال­های 1990، 1995، 2000 و 2005 پرداخته است. وی در مطالعه خود نشان داد ضریب نیروی کار در بخش حمل­ و نقل جاده­ای تغییر قابل ملاحظه‌ای در دوره مطالعه نداشته است. همچنین بهره­وری نیروی­ کار در بخش حمل ­و نقل دریایی بهبود یافته؛ اما بهره­وری نیروی­ کار در بخش حمل­ و نقل ریلی کاهش یافته است.

دویگان، شبان، سیکلس و جونز[23] (2014) در مطالعه­ای به بررسی عدم کارایی و تغییرات بهره‌وری در 86  بنگاه در صنعت حمل­ و نقل هوایی اروپا طی سال­های 2011-1999 پرداخته است.. آنها با بهره­گیری از تابع هزینه به تفکیک بهره­وری عوامل و اندازه­گیری آن پرداختند. دویگان دریافت که صرفه مقیاس و قیمت مواد اولیه نقش بالقوه­ای در بهبود بهره­وری داشته است. همچنین سطح بهره­وری در صنایع هوایی اروپا بالاتر از متوسط بهره­وری است.

ملو، گراهام و آردو[24] (2013) در مقاله­ای به ارزیابی بهره­وری ناشی از سرمایه­گذاری در زیربخش‌های حمل ­و نقل آمریکا و کشورهای اروپایی پرداخته‌اند. آنها دریافتند اثرات بهره‌وری در زیربخش­های حمل ­و نقل به مقدار قابل ملاحظه­ای تغییر می­کند و این اثر در بخش حمل ­و نقل جاده­ای بیشتر از دیگر بخش­ها است. همچنین ملو در مطالعه خود با مقایسه بهره­وری آمریکا و کشور­های اروپایی، بهره­وری بالاتری را در اقتصاد آمریکا نسبت به کشورهای اروپایی به دست آورده‌اند.

مارتلند[25] (2012) در مقاله خود به بررسی عوامل مؤثر بر بهره­وری در صنعت حمل­ونقل ریلی ایالات متحده طی سال‌های 1980-2008 پرداخته است. وی عواملی چون پیشرفت­های فن‌آوری، موافقت­نامه­های جدید کار و مدیریت بهبودیافته را از عوامل تأثیرگذار بر رشد بهره‌وری برشمرده است. همچنین مارتلند فناوری اطلاعات را حیاتی­ترین عامل مؤثر در رشد  بهره­وری به ­شمار می‌آورد.

گیبنز و اورمن[26] (2009) در مطالعه­ای به تحلیل بهره­وری در بخش حمل ­و نقل لندن پرداخته‌اند. آنها برخی از اثرات بالقوه کارایی و بهره­وری را که در نتیجه سرمایه­گذاری حاصل می­شود، معرفی کردند و بهره­وری کل عوامل تولید را مناسب­ترین شاخص برای محاسبه منافع خالص بهره­وری ناشی از بهبود حمل­ و نقل دانسته‌اند. گیبنز آثار بهبود حمل ­و نقل را به دو دسته عواملی که بهره‌وری کل عوامل تولید را افزایش نمی­دهد و عواملی که بهره­وری کل عوامل تولید را افزایش می­دهد، تقسیم کرد. آنها در نهایت نتیجه گرفتند که عواملی از قبیل افزایش تقسیم­پذیری[27]، افزایش تطابق[28] و افزایش یادگیری[29] عواملی هستند که درنتیجه بهبود در حمل­ و نقل موجب افزایش بهره‌وری کل عوامل تولید می­شود.

گراهام[30](2007)در مقاله خود با بهره­گیری از مدل­سازی فضایی[31] به بررسی ارتباط سرمایه­گذاری و بهره­وری در بخش حمل­ونقل کشور انگلستان در سال­های 2002-1995 پرداخته است. وی دریافت که صرفه­های خارجی مثبت و قابل توجهی در صنعت حمل­ و نقل وجود دارد. همچنین وی دریافت که اگر بنگاه­ها همزمان با سرمایه­گذاری در بخش حمل ­و نقل بتوانند تعداد دفعات سفر و یا هزینه­های سفر را کاهش دهند، در این صورت احتمالا منافع مثبتی از انباشت سرمایه به دست خواهد آمد. از طرفی سرمایه­گذاری­های جدید در بخش حمل ­و نقل محدودیت دسترسی به این بخش را کاهش می­دهد و باعث افزایش منافع مثبت انباشت سرمایه می­شود.

جهانگرد، امینی، فرهادی­کیا و ازوجی (1393) در مقاله­ای به بررسی و تحلیل عوامل موثر بر بهره­وری کل عوامل تولید در بخش حمل­ و نقل جاده­ای ایران طی سال­های 1386-1372 پرداخته‌اند. آنها دریافتند که بهره­وری کل عوامل تولید با وجود تحولات مثبت در بهره­وری نیروی کار از کاهش بهره­وری سرمایه پیروی کرده و منجر به کاهش 2/0 درصدی بهره­وری کل عوامل تولید شده است. از طرفی کاهش بهره­وری سرمایه عمدتا به دلیل فرسودگی وسایل نقلیه (باری و مسافری) و تجهیزات و قدیمی بودن تکنولوژی آنها بوده است. ضمن اینکه ناکافی بودن زیرساخت­ها و سرمایه­گذاری­های انجام شده در این زیربخش نیز بر بهره­وری سرمایه اثر منفی گذاشته است. آنها با تفسیر ضرایب برآورد شده در این زیربخش دریافتند که با افزایش متوسط سال­های تحصیل رانندگان، سال­های تجربه رانندگان و افزایش کیفیت و کمیت زیرساخت­های راه استان­ها میزان بهره­وری در بخش حمل ­و نقل جاده­ای افزایش می‌یابد.

بخشی (1391) در مقاله­ خود با بهره­گیری از آمار حمل ­و نقل کالا در سال 1391 به محاسبه شاخص بهره­وری و توجیه اقتصادی نوسازی ناوگان عملیاتی عمومی جاده­ای کالا پرداخته است. وی دریافت که میزان مصرف سوخت در بخش حمل­ و نقل عمومی برون شهری به دلیل بالا بودن سن ناوگان و وجود خودروهای فرسوده در حال افزایش است. از این­رو، با توجه به اهمیت مصرف سوخت در کشور، بر جایگزینی خودروهای فرسوده و نوسازی ناوگان با وجوه اداره شده، یارانه­ای و کمک­های فنی و اعتباری تاکید شده است.

بررسی مطالعات پیشین نشان می‌دهد نیروی­ کار، سرمایه فیزیکی و پیشرفت فنی عوامل مؤثر بر بهره­وری و رشد اقتصادی هستند؛ اما در پژوهش حاضر، برای ارزیابی نوسازی ناوگان بر بهره­وری در بخش حمل ­و نقل جاده­ای از مدل رشد نئوکلاسیک و تکنولوژی تبلوریافته در موجودی سرمایه بهره گرفته می‌شود.

 

3. بررسی وضعیت حمل ­و نقل جاده­ای ایران

بخش حمل ­و نقل جاده­ای کشور به ­دلیل شبکه خطوط گسترده، بیشترین میزان دسترسی کالا و خدمات به نقاط مختلف عرضه و تقاضای کشور را فراهم نموده است؛ بنابراین این زیر بخش افزون بر آن­ که بهترین گزینه در مسافت­های کوتاه و متوسط جهت حمل مسافر و بار شناخته شده است؛ نقش مهمی در رشد اقتصادی، افزایش رفاه اجتماعی و کمک به بسط تجارت و رشد صنعت دارد. بررسی آماره­های منتشره توسط سازمان راهدرای حمل­ و نقل جاده­ای در دهه­های گذشته نشان می­دهد در بین روش­های مختلف حمل ­و نقل کالا، حمل­ و نقل جاده­ای با بیش از 90 درصد جابجایی در سطح کشور، عمده­ترین روش حمل کالا به شمار می‌آید؛ به­ طوری ­که سالانه بیش از 500 میلیون تن بار توسط 25748 هزار سفر ناوگان باری، در سطح کشور با متوسط وزن 14 تن و متوسط مسافت 499 کیلومتر در هر سفر از طریق جاده جابه­جا می­شود.

همچنین در بخش حمل ­و نقل مسافر سالانه بیش از 290 میلیون نفر توسط 18159 هزار سفر در سطح کشور با ناوگان جاده­ای جابجا می­شوند. هرچند که واقعیت­های مشهود آماری در بخش حمل­ و نقل جاده­ای اهمیت این بخش را در حمل بار و مسافر نشان می­دهد؛ اما در این حوزه میزان مرگ و میر نیز بالا است. با وجود این که جمعیت کشور ما کمتر از یک درصد کل جمعیت جهان است؛ ولی درصد تلفات جاده­ای ایران حدود 2 درصد تلفات جهانی و حدود 5/1 برابر متوسط جهانی است. به­ عبارت دیگر، در حالی ­که در دنیا به ازای هر ده هزار خودرو 2/9 نفر و در اتحادیه اروپا ۱۳ نفر کشته می­شوند، در ایران تعداد کشته­ها به 5/36 نفر می­رسد (سالنامه آماری حمل ­و نقل جاده­ای، 139۳).

همچنین آمارهای جهانی بالا بودن میزان مصرف سوخت در بخش حمل ­و نقل جاده­ای ایران را نشان می­دهند؛ به ­طوری­ که در ایران با مصرف بیش از 33 لیتر سوخت برای حمل هزار تن بار، دو برابر کشورهای مصر و چین و چهار برابر هند و اندونزی سوخت مصرف می­شود. در این راستا طبق گزارشات دفتر برنامه­ریزی کلان انرژی وزارت نیرو، سهم انتشار گازهای آلاینده و گلخانه­ای حمل ­و نقل جاده­ای ایران طی دهه گذشته، به­ طور متوسط به ۸۴ درصد می­رسد که نسبت به بقیه زیر بخش­های حمل­ و نقل نسبتا بالا است (دفتر برنامه­ریزی کلان انرژی وزارت نیرو، ۱۳۹۳).  بنابراین، شرایط حمل ­و نقل جاده­ای ایران مناسب نبوده و فرسودگی ناوگان جاده­ای متناسب با جایگاه راهبردی ایران در منطقه نمی­باشد. به عبارت روشن­تر، کیفیت نازل و فرسودگی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای موجب کاهش بهره­وری در این بخش شده است.

 

4- معرفی الگو و تجزیه و تحلیل داده­ها

با توجه به اینکه این مقاله به­دنبال بررسی اثرات نوسازی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای ایران بر رشد بهره­وری این بخش می­باشد؛ براین اساس به الگویی نیاز است که از طریق آن بتوان نشان داد نوسازی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای (سرمایه‌گذاری جدید) که همراه با نوآوری و پیشرفت فنی است، تاثیر فزاینده­ای بر رشد تولید دارد. بنابراین، الگویی به شرح زیر طراحی می­شود. به ­طوری ­که در ابتدای مسیر با استناد به مدل­های اولیه رشد اقتصادی نئوکلاسیک­ها که رشد تولید را مرهون رشد نهاده­های سرمایه و نیروی­ کار می­دانند، رابطه بین نرخ­ رشد سرمایه، نیروی ­کار و ستاده با استفاده از تابع تولید زیر به دست می­آید. 

(7)

 

 

که  بیانگر رشد تولید،  رشد نیروی­کار،  رشد سرمایه،  و  کشش­ تولید نسبت به نهاده سرمایه و نیروی­ کار است. در ادامه، پس از استخراج کشش­های رشد تولید نسبت به رشد نیروی ­کار و رشد سرمایه باید بررسی شود که آیا تخمین ما با وقایع مشاهده شده سازگار است یا خیر؟. حال اگر واقعیت­های آشکار شده آماری در خصوص رشد، برابری رشد تولید و سهم نیروی­ کار و سرمایه را تایید نکند، این احتمال داده می‌شود که بخشی از رشد تولید مربوط به پیشرفت فنی است. در این خصوص گروهی از اقتصاددانان از اواخر دهه1950 بخشی از رشد تولید را به عامل پسماند نسبت دادند. به طوری ­که یکی از اقدامات موثر در این زمینه روش مانده سولو است. سولو از تابع تولید نئوکلاسیک زیر که سه عامل سرمایه، نیروی ­کار و پیشرفت فنی رشد ستاده را رقم می­زنند، استفاده نمود.

(8)

 

سپس با مشتق­گیری نسبت به زمان، نرخ رشد عامل پسماند  را به صورت زیر به دست می‌آورد.

(9)

 

بنابراین، با استفاده از مدل­های رشد با پیشرفت فنی خنثی، می­توان رشد پیشرفت فنی را به عنوان رشد عامل بهره­وری از رابطه (9) استخراج نمود که معادل تفاوت رشد تولید و حاصل‌ضرب رشد نهاده­های سرمایه و نیروی­ کار در سهم­شان است (سولو، 1957: 310-320).

بنابراین با استفاده از باقیمانده سولو (رابطه (9)) میزان بهره­وری مشخص شد؛ اما موضوع محوری این مقاله این است که آیا نوسازی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای ایران بر بهره­وری این بخش تاثیر داشته است یا خیر؟. بر این اساس، برای ارزیابی تاثیر نوسازی ناوگان حمل ­و نقل بر رشد تولید و بهره­وری از الگوی پیشرفت فنی تبلوریافته در سرمایه استفاده می­شود تا از طریق آن بتوان نشان داد که نوسازی ناوگان حمل­ و نقل جاده­ای (سرمایه‌گذاری جدید) که همراه با نوآوری و پیشرفت فنی است، تأثیر فزاینده­ای بر رشد تولید دارد. بدین منظور، در رابطه (7) به جای موجودی سرمایه  از سرمایه کیفی[32]  به صورت زیر استفاده می­شود.

(10)

 

­که در آن  رشد تولید،  رشد نیروی ­کار،  رشد سرمایه کیفی و کشش ستاده نسبت به سرمایه کیفی و نیروی­ کار هستند. بنابراین در مدل پیشرفت فنی تبلوریافته در سرمایه که توسط نلسون ارائه شد، دو عامل سرمایه کیفی و نیروی­ کار رشد تولید را توضیح می­دهند. از طرفی در زمان t سرمایه کیفی با استفاده از رابطه زیر قابل محاسبه است.

(11)

 

که در آن  آن بخش از موجودی سرمایه است  سال بعد از قدیمی­ترین تجهیزات سرمایه‌ای ساخته شده است و هنوز در زمان  مورد استفاده می­باشد. در رابطه فوق  به نرخ پیشرفت فنی اشاره دارد. توضیح بیشتر اینکه مقدار  برای قدیمی­ترین تجهیزات سرمایه­ای موجودی برابر صفر می­باشد. در واقع، رابطه فوق سرمایه­های ایجاد شده در زمان­های مختلف را به کمک رشد پیشرفت فنی به کیفی سرمایه در زمان t تبدیل می­کند.

حال اگر موجودی سرمایه  ثابت باشد در این­صورت در رابطه ، سرمایه‌گذاری خالص  برابر صفر بوده و سرمایه­گذاری ناخالص( ) برابر با سرمایه مستهلک شده خواهد بود و در چنین حالتی نرخ رشد  برابر  خواهد بود. به ­عبارت دیگر، سرمایه جایگزین شده که حاوی پیشرفت فنی است به میزان  کاراتر می­باشد. اما اگر موجودی سرمایه  با نرخ ثابتی رشد کند، در این­صورت سرمایه­گذاری خالص مثبت  بوده و نرخ رشد سرمایه کیفی برابر    خواهد بود. باید توجه داشت که نرخ رشد ژله سرمایه می­تواند فراتر از     باشد؛ زیرا موجودی سرمایه افزایش یافته دربرگیرنده پیشرفت فنی است که می­تواند موجب کاهش سن موجودی سرمایه شود. از طرفی هر یک سال کاهش سن موجودی سرمایه  به معنی افزایش رشد ژله سرمایه به میزان  است. بنابراین، با توجه به تغییر سن موجودی، سرمایه نرخ رشد کیفی سرمایه به صورت رابطه زیر تعدیل می­شود.

(12)

 

که با جایگذاری رابطه (12) در رابطه (10) نرخ رشد ستاده به صورت زیر تعریف می­شود.

(13)

 

در ادامه نلسون برای بررسی رابطه بین نرخ رشد موجودی سرمایه و متوسط سرمایه از رابطه زیر استفاده نمود که با استفاده از آن می­توان متوسط عمر سرمایه را محاسبه کرد.

(14)

 

به طور­ی که  نرخ استهلاک موجودی سرمایه است. حال اگر عبارت داخل پرانتز رابطه (14) به صورت  در نظر گرفته شود؛ در این صورت، متوسط عمر سرمایه به صورت زیر خواهد بود.

(15)

 

براساس رابطه (15) اگر سرمایه­گذاری ناخالص برابر صفر باشد  خواهد بود؛ یعنی متوسط عمر موجودی سرمایه یکسال افزایش می­یابد. دلیل این امر این است که هیچ قسمت از سرمایه قدیم با سرمایه جدید جایگزین نشده است. حال تصور کنید سرمایه­گذاری خالص صفر باشد یعنی فقط استهلاک سرمایه جبران شود در این صورت  خواهد بود. بنابراین ملاحظه می­شود نرخ رشد کیفی سرمایه نه تنها تابعی از موجودی سرمایه بلکه متاثر از نرخ پیشرفت فنی و تغییر در سن متوسط سرمایه است که با قرار دادن رابطه (14) در رابطه (13) می­توان به رابطه زیر دست یافت.

(16)

 

در رابطه (16) نرخ رشد تولید به نرخ رشد موجودی سرمایه، نرخ رشد نیروی­ کار، متوسط سن سرمایه، نرخ استهلاک سرمایه، کشش تولید نسبت به نیروی­ کار و ژله سرمایه مرتبط شده است و با قرار دادن مقدار متغیرهای فوق در رابطه (16) می­توان نرخ پیشرفت فنی را استخراج نمود. 

با توجه به اینکه مطالعه حاضر درصدد پاسخ به این سوال است که آیا نوسازی ناوگان پیشرفت فنی را به همراه داشته و موجب کاهش عمر تجهیزات شده است؟ از آمارهای بخش حمل­ و نقل جاده‌ای ایران طی سال­های 1393-1353 مستخرج از سالنامه آماری سازمان راهداری حمل­ و نقل جاده­ای و گزارش نتایج بررسی آماری مؤسسات حمل­ و نقل جاد­ه­ای کشورموجود در اداره آمارهای اقتصادی بانک مرکزی ایران استفاده شده است. در این گزارش، موجودی سرمایه شامل مجموع ارزش "ساختمان و تاسیسات" و "ماشین‌آلات و تجهیزات" می­باشد که در بخش­ حمل و نقل جاده­ای مورد استفاده قرار می­گیرد. این متغیر با روش موجودی­گیری دائمی و با توجه به عمر مفید سرمایه و استهلاک سالانه آنها قابل محاسبه است. همچنین، برای متغیر نیروی­ کار از تعداد رانندگان باری و مسافربری فعال دارای کارت سلامت و از ارزش افزوده به عنوان متغیر جانشین تولید استفاده شده است. گفتنی است ارقام و آمار موجود در اسناد منتشر شده بانک مرکزی، براساس سال پایه  1376می­باشند. از این­رو، تمامی محاسبات نیز براساس همین سال پایه درنظر گرفته می­شود.

در ابتدا به منظور برآورد اقتصادسنجی الگو جهت تخمین کشش تولید نسبت به نهاده­ نیروی­ کار و سرمایه از تبدیل لگاریتمی تابع تولید کاب داگلاسی به فرم تبعی زیر استفاده می‌شود.

 (17)

 

که در آن  بیانگر تولید،  دو نهاده سرمایه و نیروی­ کار و  کشش تولید نسبت به نهاده­ها را نشان می­دهد. اما قبل از برآورد مدل برای اطمینان از قابل اعتماد بودن ضرایب تخمین لازم است با استفاده از آزمون­ دیکی فولر تعمیم­یافته (ADF) و فیلپس پرون (PP) ایستایی متغیرها بررسی شود. نتایج مربوط به این آزمون در جدول (1) ارائه شده است.

 

جدول 1. آزمون ایستایی متغیرها در بخش حمل­ونقل جاده­ای

نام متغیر

آزمون فیلیپس پرون (PP)

آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (ADF)

بدون روند

با روند

بدون روند

با روند

LQ

468/2-

681/3-

486/2-

۶۸۱/3-

LL

722/0-

965/1-

722/0-

۷۵۵/1-

Lk

429/1-

879/1-

513/1-

325/۲-

DLQ

072/6-

002/6-

072/6-

002/۶-

DLL

973/4-

906/4-

986/4-

900/۴-

DLK

981/2-

789/3-

983/2-

789/3-

مقدار بحرانی در سطح احتمال ۵درصد در شرایط بدون روند ۹۰/۲- و با روند ۵۰/۳- است.

منبع: یافته‌های تحقیق

 

با توجه به مقدار بحرانی متغیرها در آزمون ایستایی و رد فرضیه صفر آزمون مشاهده می‌شود که متغیرها در سطح، غیرایستا بوده و با یکبار تفاضل­گیری ایستا می­شوند. براین اساس می­توان نتیجه گرفت که تمام متغیرها انباشته از مرتبه یک  هستند. حال اگرچه در عمل بسیاری از سری­های زمانی، غیرایستا هستند؛ ولی در بلندمدت ممکن است یک ترکیب خطی از این متغیرها ساکن و بدون روند تصادفی یا به اصطلاح هم­انباشته باشند .بنابراین، پس از انجام آزمون ایستایی متغیرها لازم است با استفاده از آزمون انگل گرنجر روابط بلندمدت متغیرها بررسی شود. نتایج این آزمون در جدول (۲) ارائه شده است.

جدول 2. ازمون انگل- گرنجر برای بررسی روابط بلندمدت

نام متغیر

آماره t

احتمال

نتیجه

جملات اخلال

568/6-

(0000/0)

ایستایی جملات اخلال و تأیید رابطه بلند مدت متغیرها

منبع: یافته‌های تحقیق

 

نتایج حاصل از آزمون انگل گرنجر وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها را تایید می­کند. ازاین‌رو، می­توان نسبت به تخمین ضرایب در تابع تولید در بخش حمل ­و نقل جاده­ای اقدام کرد. نتایج تخمین ضرایب به روش حداقل مربعات معمولی و آزمون­های تشخیصی در جدول (3) آمده است.

 

جدول 3. نتایج تخمین ضرایب تابع تولید به­روش حداقل مربعات معمولی(OLS)

نام متغیر

ضریب تخمین

آماره t

احتمال

constant

783/4

9531/0

(3469/0)

LK

6469/0

7607/4

(0000/0)

LL

4028/0

1879/2

(0352/0)

AR(1)

8459/0

4229/9

(0000/0)

آماره­های تشخیصی

9514/0=

9563/0= R2

99/1D.W=

(0000/0)= Prob 96/196F=

آزمون­های تشخیصی

آزمون عدم هم­خطی[33] متغیرها

123/1= VIF-LK

221/1= VIF-LL

آزمون عدم خودهمبستگی

۵۴۹۲/0= , prob  ۳۸۵۷/0= X2

(۵۷۷۹/0)= Prob ۳۱۵6/۰F=

آزمون  واریانس همسانی

۰۸۵۶/0= , prob  ۹۱۶۸/۴= X2

(۰۸۸۴/0)= Prob ۵۹۲۷/۲F=

آزمون نرمال بودن

(۲۱۱۳/0)= Prob ۱۰۸۶/۳Jarque-Bera=

آزمون والد

8382/0= , prob  0417/0= X2

LL+LK=1

منبع: یافته‌های تحقیق

با توجه به نتایج جدول (3) تمامی متغیرها در سطح اطمینان 95 درصد به لحاظ آماری معنادار هستند. از طرف دیگر، در این معادله آماره ­9563/0= R2 نشان‌دهنده خوبی برازش مدل، آماره دوربین واتسون با مقدار 99/1 بیانگر عدم خودهمبستگی بین جملات اخلال و آماره 96/196= F واحتمال صفر آن گویای قابل اتکا بودن نتایج است. همچنین آزمون­های تشخیصی، فرضیه عدم هم­خطی بین متغیرها، عدم خودهمبستگی سریالی، واریانس همسانی و نرمال ­بودن جملات خطا را تایید می­کنند. از سوی دیگر، نتایج تخمین مدل نشان می‌دهد کشش­های تولید نسبت به موجودی سرمایه و نیروی­ کار به ترتیب برابر 6/0 و 4/0 می­باشند که پس از انجام آزمون والد مشخص شد که فرضیه بازده ثابت نسبت به مقیاس را می­توان حفظ کرد.

از سوی دیگر، سوال دیگر این تحقیق این است که آیا می­توان انتظار داشت که رشد ستاده بخش حمل­ و نقل جاده­ای هم متاثر از افزایش نیروی­ کار و سرمایه و هم متاثر از پیشرفت فنی و نوسازی ناوگان ­باشد. برای پاسخ به این سوال از نتایج بخش قبلی و متوسط نرخ رشد نهاده­ها و ستاده طی سال­های 1393-1353 در بخش حمل­ و­ نقل جاده­ای ایران استفاده شده و سپس با توجه به معادله اولیه رشد نئوکلاسیک­ها (رابطه 7) در خصوص این مسئله تصمیم‌گیری می­شود.

(18)

 

با توجه به رابطه (18) و حقایق آشکار شده پژوهش در بخش حمل ­و نقل جاده­ای ایران، برابری رشد تولید و سهم نیروی­ کار و سرمایه در بخش صنعت حمل­ و نقل جاده­ای ایران تایید نمی­شود. بنابراین احتمال داده می­شود که بخشی از رشد تولید ناشی از پیشرفت فنی باشد که در این شرایط، رابطه رشد تولید به صورت زیر خواهد بود.

(19)

 

افزون بر این، این احتمال وجود دارد که همراه با افزایش سرمایه­گذاری و افزایش موجودی سرمایه پیشرفت فنی در سرمایه تبلوریافته و موجب رشد ستاده شود. بنابراین در ادامه با توجه به میزان نرخ استهلاک موجودی سرمایه [34] و متوسط سن ناوگان حمل­ و نقل جاده­ای [35] و با بهره­گیری از مدل رشد سولو و نلسون می­توان میزان پیشرفت فنی، نرخ پیشرفت فنی تبلوریافته در موجودی سرمایه، میزان تغییر در سن متوسط ماشین­آلات و نرخ رشد ژله سرمایه محاسبه نمود. نتایج مربوط به این محاسبات در جدول (4) ارائه شده است.

 

جدول 4. محاسبات میزان پیشرفت فنی، نرخ پیشرفت فنی تبلوریافته سرمایه، میزان تغییر سن متوسط ماشین‌آلات و نرخ رشد کیفی سرمایه در صنعت حمل ­و نقل جاده­ای

فرمول و محاسبات

 

 

نرخ رشد پیشرفت فنی خنثی

 

نرخ رشد پیشرفت فنی تبلوریافته در سرمایه

 

 

=

میزان تغییر سن متوسط ماشین­آلات

 

نرخ رشد سرمایه کیفی

منبع: یافته­های تحقیق

 

آنگاه می­توان پس از محاسبات انجام شده معادله رشد ستاده با فرض پیشرفت فنی تبلوریافته در موجودی سرمایه به صورت زیر ارائه نمود.

(20)

 

با توجه به جدل (4) میزان متوسط نرخ رشد تکنولوژی در بخش حمل ­و نقل جاده­ای ایران در بازه زمانی 1393-1353 برابر 03/0 می­باشد. از این­رو، ملاحظه می­شود که 3 درصد از رشد ستاده توسط نیروی ­کار و سرمایه توضیح داده نشده و در واقع با توجه به باقیمانده سولو می­توان از آن به ­عنوان رشد بهره­وری یا پیشرفت فنی یاد کرد. به­ عبارت دیگر، در بخش حمل ­و نقل جاده­ای ایران علاوه بر نیروی ­کار و سرمایه، پیشرفت فنی نیز در رشد این بخش دخالت دارد. همچنین محاسبه نرخ رشد تکنولوژی تبلوریافته در موجودی سرمایه به مقدار 0178/0 نشان‌دهنده آن است که با نوسازی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای می­توان از مزایای نوآوری و بهبود فناوری تبلوریافته در موجودی سرمایه بهره­مند شد. از طرفی در صنعت حمل ­و نقل جاده­ای این امکان وجود دارد که با سرمایه­گذاری جدید و نوسازی میزان تغییرات در متوسط عمر سرمایه کاهش یابد. بنابراین مقدار منفی این متغیر مؤید آن است که تمامی ماشین­آلات جوان‌تر شده و متوسط سن ناوگان را کاهش داده است. محاسبات مربوط به تغییر در عمر متوسط موجودی سرمایه در این بخش با مقدار عددی  بیانگر آن است که در بازه زمانی مورد نظر تمامی ماشین­ها جوان‌تر شده­اند و در نتیجه، متوسط سن ناوگان کاهش یافته است.

گفتنی است که نرخ رشد ژله سرمایه، در اثر پیشرفت فنی تبلوریافته در موجودی سرمایه و کاهش متوسط سن ناوگان می­تواند افزایش یابد. بنابراین، با مقایسه نرخ رشد سرمایه فیزیکی ( ) و نرخ رشد ژله سرمایه ( ) می­توان اظهار داشت که در بازه زمانی   1393-1353 سرمایه­گذاری به ترتیبی افزایش یافته که سن ناوگان را کاهش داده است.

همچنین مقایسه حساسیت رشد ستاده نسبت به سرمایه در شرایط پیشرفت فنی خنثی و پیشرفت فنی تبلوریافته در موجودی سرمایه مؤید آن است که آن پیشرفت فنی که در سرمایه متبلور است تاثیر خود بر ستاده را از طریق موجودی سرمایه نشان می­دهد و به همین واسطه است که کشش ستاده نسبت به سرمایه در مدل سولو که برابر 6/0 بود به مقدار 78/0 در مدل پیشرفت فنی تبلوریافته در سرمایه افزایش یافته است. بنابراین، چون سرمایه­گذاری جدید و نوسازی ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای طی سال­های مورد بررسی با پیشرفت فنی همراه بوده و متوسط سن سرمایه را کاهش داده است؛ بنابراین منجر به افزایش نرخ رشد ژله سرمایه شده و تاثیر مثبتی بر رشد بهره‌وری داشته است.

 

5. جمع­بندی و پیشنهادها

به منظور پاسخ به سوال محوری این مقاله از مدل رشد پیشرفت فنی متبلور در سرمایه استفاده شد. یافته­های این تحقیق نشان داد اولا مدل رشد نئوکلاسیک تمامی 42/9 درصد رشد بخش حمل ­و نقل در طی دوره مطالعه را توضیح نمی­دهد و در واقع باقیمانده رشد ستاده که به باقیمانده سولو و نرخ پیشرفت فنی خنثی موسوم است، معادل024/3 درصد می­باشد. با به کارگیری الگوی رشد مبتنی بر پیشرفت فنی متبلور شده در سرمایه مشخص شد که نرخ پیشرفت فنی تبلوریافته در سرمایه معادل 78/1 درصد می­باشد. علاوه بر این، یافته­های این مطالعه نشان داد که در طی سال‌های مطالعه سن موجودی سرمایه یا به­ عبارت دیگر، سن ناوگان حمل­ و نقل جاده­ای به میزان 832/1 سال کاهش یافته است که این امر ناشی از سرمایه­گذاری در تجهیزاتی است که از فناوری و نوآوری بیشتری نسبت به تجهیزات قبلی برخوردار است.

همچنین یاد‌آور می­شود که این کاهش در سن موجودی سرمایه بخش حمل ­و نقل جاده­ای در حد مطلوب نمی­باشد. از طرفی با مقایسه سن ناوگان جاده­ای ایران (9/16سال) با سن استاندارد (زیر10 سال) توصیه شده توسط سازمان راهداری حمل­ و نقل می­توان به فرسودگی ناوگان جاده­ای ایران پی برد. نظر به این ­که یافته­های این تحقیق نشان داد که سرمایه­گذاری در تجهیزات با فناوری برتر موجب کاهش سن موجودی سرمایه و افزایش حساسیت ستاده نسبت به موجودی سرمایه می­شود؛ بنابراین پیشنهاد می­شود اول، در تجهیز ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای ایران از تجهیزات با فناوری برتر استفاده شود؛ دوم، اتوبوس و تریلی­های فرسوده و مستهلک شده را با ناوگان جدید و فناوری پیشرفته جایگزین نمود. چنین رویه­ای نه تنها به دلیل افزایش موجودی سرمایه به رشد تولید و بهره­وری حمل­ و نقل کمک می­کند؛ بلکه به دلیل عامل پیشرفت فنی متبلور شده در سرمایه موجب کاهش عمر ناوگان حمل ­و نقل جاده­ای و افزایش کارایی آنها می­شود که نهایتا رشد بیشتر ستاده و نرخ بالاتر بهره­وری را به همراه خواهد داشت.



[1] Productivity

[2] keragman

[3] Elementary Index

[4] Kendrick Index

[5] Tornqvist-Teal

[6] Malmquist

[7] Diewert

[8] Fare

[9] Technical Efficiency Change (EFCH)

[10] Technological Change (TCH)

[11] Fare and Grosskopef

[12] Solow

[13] Jones

[14] Labor-Embodied Technical Progress

[15] Schultz

[16] Becker

[17] Capital-Embodied Technical Progress

[18] Nelson

[19] Stochastic Frontier Analysis

[20] Data Envelopment Analysis (DEA)

[21] Chio, Roberts and Lee

[22] Cintakulchai

[23] Duygun, Shaban, Sickles and Jones.

[24] Melo, Graham and Ardao.

[25] Martland

[26] Gibbons and Overman

[27] Sharing

[28] Matching

[29] Learning

[30] Graham

[31] Spatial Modelling

[32] Capital Jelly

سرمایه کیفی منظور آن موجودی سرمایه­ای که علاوه بر موجودی فیزیکی سرمایه، پیشرفت فنی متبلور در سرمایه را نیز در بر می‌گیرد. در واقع، اثرگذاری سرمایه فقط محدود به موجودی فیزیکی نیست؛ بلکه پیشرفت فنی متبلور در سرمایه نیز در فرایند تولید اثرگذار است و موجب افزایش تولید می­شود.

[33] بررسی هم‌خطی بین متغیرها با استفاده از آزمون عامل تورم واریانس (VIF) امکان­پذیر است که در این آزمون مقادیر کمتر از 5 برای متغیرها بیانگر عدم وجود هم­خطی بین متغیرها خواهد بود.  

[34] نرخ استهلاک در بخش حمل­ و نقل جاده­ای طبق جدول استهلاک موضوع ماده 151 قانون مالیات مستقیم مصوب 27/11/80 که به تصویب وزیر امور اقتصاد و دارایی رسیده در نظر گرفته شده است.

[35]  متوسط سن ناوگان از آمار منتشره سازمان راهداری حمل ­و نقل جاده­ای کشور استخراج شده است.

 

منابع

-    بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، نتایج بررسی آماری خدمات حمل ­و نقل جاده­ای بخش خصوصی کشور، اداره آمار اقتصادی سال­های مختلف.

-    بخشی، حمزه علی (1391). نوسازی ناوگان عملیاتی عمومی جاده‌ای کالا و توجیه اقتصادی آن برای مجری طرح. نخستین همایش نقش حمل و نقل چند وجهی در تجارت ملی و بین‌المللی.

-    جهانگرد، اسفندیار، امینی، علیرضا، فرهادی کیا، علیرضا، ازوجی، علاءدین (1393). بررسی و تحلیل عوامل موثر بر بهره‌وری کل عوامل تولید حمل­ و نقل جاده ایران. فصلنامه مدل‌سازی اقتصادسنجی، (1): 97-134.

-    جهانگرد، اسفندیار، شکوری فرید (1389). بررسی وضعیت استهلاک موجودی سرمایه فیزیکی در بخش حمل و نقل جاده­ای. پژوهشکده حمل و نقل: 230.

-    رونق، مریم (1396). قانون برنامه پنج ساله ششم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی جمهوری اسلامی ایران (1400-1396)، چاپ اول، انتشارات فرمنش، تهران.

-    سازمان راهداری و حمل و نقل جاده­ای، معاونت برنامه­ریزی، دفتر اطلاعات و ارتباطات، سالنامه آماری سازمان راهداری و حمل­ونقل جاده­ای طی سال­های مختلف.

-    سلیمانی، علیرضا (1383). نقش و اهمیت حمل و نقل جاده‌ای در اقتصاد ایران :جایگاه حمل و نقل جاده ای کا لا در عملیات حمل و نقل و اقتصاد کشور، چاپ اول، سازمان راهداری و حمل و نقل جاده ای.

-    وزارت نیرو، معاونت امور برق و انرژی، دفتر برنامه­ریزی کلان برق و انرژی وزارت نیرو، ترازنامه‌های انرژی وزارت نیرو طی سال­های مختلف.

-    Chio, J., Roberts D. C. and Lee, E. S. (2015). Productivity growth in the transportation industries in the United States: an application of the DEA Malemquist productivity index. American journal of Operation research, 5, 1-20.

-    http://dx.doi.org/10.4236/ajor.2015.51001

-    Cintakulchai, S. (2015). labor productivity of transportation sector in Thailand: Analysis using input- output Approach. Thammasat University Discussion paper (35): 1-13.

-    Diewrt, W.E. (1992). Fisher Ideal output, input and productivity indexes revisited. Journal of productivity analysis. 3, 211-248

-    Duygun, M., Shaban, M., Sickles, R. C. and Jones, W.T. (2014). Efficiency and productivity change in the European airlines industry in the post liberalization era. 1-25. Online: http: //rsickles.blogs.rice.edu/files/2014/03/Dugan-et-al. -2014.pdf.

-    Fare, R. and Grosskopf, S. (1992). Malmquist productivity indexes and fisher Ideal indexed. Economic Journal, 102: 158-160.

-    Gibbons, S. and Overman, H. (2009). Productivity in transport evaluation studies. London School of Economics. https://trid.trb.org

-    Graham, D. J. (2007). Agglomeration economies and transport investment. Journal of Transport Economics and Policy (JTEP), 41(3): 317-343.

-    Jones, C. I. (1995). R & D-based models of economic growth. Journal of political Economy, 103(4): 759-784.

-    Krugman, p. (1994). Definition and measuring productivity. 1-2 https://www.oecd.org/std/productivity-stats/40526851.pdf

-    Martland, C. D. (2012). Productivity improvements in the U.S. rail freight industry 1980-2010. Journal of the Transportation Research Forum, 51(3): 83-107

-    Melo, P. C., Graham, D. J. and Ardao, B. R. (2013). The productivity of transport infrastructure investment. Reginal science and Urban Economics, 43, 695-706.

-    Nelson, R. R (1964). Aggregate production functions and medium-range growth projections. The American Economic Review, 54 (5), 575-606.

-    Schultz, T. W. (1961). Investment in human capital. American Economic Review, 51: 1-17.

-    Solow, R. (1956). A contribution to the theory of economic growth. Quarterly Journal of Economics, 70(1): 65-94.

-    Solow, R. M. (1957). Technical change and the aggregate production function. Review of Economics and Statistics, 39(3): 312- 320.

-    Solow, R. M. (1962). Technical progress, capital formation and economic growth. The American Economic Review, 52 (2): 76-86.