تخمین کشش های عوامل تولید و بهره وری شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون

Journal of economic studies

شناسنامه علمی شماره، دوره 1، شماره 2، خرداد 2011، صفحه 143-163   

چکیده

چکیده
با توجه به اهمیت صنعت نفت در تولید ناخالص داخلی، منابع  ارزی کشور و سهم درآمدهای نفتی در بودجه دولت، برآورد بهره وری و تخمین کشش های عوامل تولید نفت از اهمیت ویژه ای برخوردار است. در این راستا، شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون که حدود 15 درصد نفت کشور را تولید می‌کند به عنوان موضوع پژوهش انتخاب و بهره وری و کشش های عوامل تولید آن طی دوره زمانی 1388-1368 تخمین زده شده است. متغیرهای مورد مطالعه ابتدا از نظر ساکن پذیری 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 در طول دوره مورد بررسی شکل تابع به صورت کاب- داگلاس است و متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون 6/7 درصد می‌باشد. کشش نیروی کار 66/0، کشش سرمایه 31/0 و کشش انرژی 61/0 است. نتیجه آزمون والد نشان داد که بازده نسبت به مقیاس فزاینده و برابر با 596/1 است

کلیدواژه‌ها

واژهای کلیدی: بهره وری؛ نفت وگاز؛ هم جمعی انگل- گرنجر

شناسنامه علمی شماره

1- مقدمه

امروزه در همه کشورهای توسعه یافته و درحال توسعه به اهمیت تولید و بهره وری به عنوان یکی از ضرورت های توسعه اقتصادی و کسب برتری رقابتی در عرصه های بین المللی تأکید دارند، زیرا در دنیای کنونی رقابت در صحنه های جهانی ابعاد دیگر به خود گرفته و تلاش برای نیل به سطح تولید و بهره وری بالاتر یکی از پایه های اصلی این رقابت ها را تشکیل می دهد. ارتقاء بهره وری که با استفاده بهینه از عوامل تولید حاصل می گردد، در رسیدن به توسعه پایدار افق های جدیدی را می گشاید، و بر این اساس باید پذیرفته شود که توجه جدی به مقوله بهره وری و شناخت و تأثیر عوامل تولید می تواند رشد اقتصادی تصریح شده در برنامه چهارم توسعه را قابل حصول سازد. هدف اصلی مقاله حاضر، تخمین کشش های عوامل تولید و بهره وری در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون است. در ابتدا به ذکر مبانی نظری و چند مورد از تحقیقات مشابه ای که قبلا ًدر این زمینه انجام گرفته، خواهیم پرداخت. سپس در بخش روش تحقیق و نتایج تجربی با استفاده از تابع تولید برآورد شده، روابط بین عوامل مختلف تولید و مقدار تولید نفت وگاز بررسی و تفسیر می شود. افزون بر این، میزان تأثیر هر کدام از نهاده ها بر تولید، حساسیت تولید نسبت به هر یک از عوامل تولید و بازده نسبت به مقیاس، مورد بررسی قرار می گیرد. در پایان نیز نتیجه گیری کلی از مقاله حاضر ارائه خواهد شد.

2- مبانی نظری

بهبود بهره وری موضوعی بوده که از ابتدای تاریخ بشر و در کلیه نظام های اقتصادی و سیاسی مطرح بوده است. اما تحقیق درباره چگونگی افزایش بهره وری به طور جدی مورد توجه اندیشمندان قرار گرفته است. واژه بهره وری برای نخستین بار به وسیله ،کوئیزنی[1]، ریاضیدان و اقتصاددان مؤسس مکتب فیزیوکراسی در سال 1766 بکار برده شد. او با طرح جدول اقتصادی، اقتدار هر دولتی را منوط به افزایش بهره وری در بخش کشاورزی می داند. بعد از گذشت بیش از یک قرن، درسال 1883 فردی به نام ، لیتره[2]، بهره وری را دانش و فن تولید تعریف کرد. در اوایل سالهای 1900، ارلی[3]، بهره وری را رابطه میان بازده و وسایل بکاررفته برای تولید این بازده عنوان کرد (طاهری، 1388).

بهره وری به عنوان، نسبت تولید کالاها و خدمات، یا مجموعه هایی از کالا وخدمات (خروجی) به یک یا چند داده (ورودی) مؤثر در تولید آن کالاها و خدمات، تعریف شده است. ورودی ها ممکن است، زمین، سرمایه، انرژی، تکنولوژی و غیره باشند.

متخصصان مختلف، روش های متفاوتی را به شرح زیر برای اندازه گیری بهره وری در سطح شرکت ها به کار می برند (قلمباز، 1388).

- اقتصاددانان، از روش شاخص[4]، روش تابع تولید[5] و روش داده- ستانده[6].

- مهندسان از روش شاخص، روش مطلوبیت و روش نظام خودکار[7] (یا سیستم قابل تنظیم).

- مدیران از روش صف[8]، و روش نسبت های مالی.

- حسابداران از روش بودجه بندی سرمایه[9] و روش هزینه های واحد[10].

معمولاً در سطح بخش های اقتصادی و ملی، دیدگاه اقتصاددانان مطرح است و برای بنگاه‌های اقتصادی علاوه بر دیدگاه اقتصاددانان می توان از دیدگاه مدیران نیز استفاده کرد.

در یک دسته بندی کلی، عوامل مؤثر بر بهره وری را می توان به دو دسته داخلی و خارجی تقسیم نمود. عوامل داخلی، عواملی هستند که  تحت حیطه واختیارات افراد و مدیران داخل سازمان است که با تعمق و مدیریت صحیح می توانند با بهره وری بالا بکار گرفته شوند. این عوامل را می توان به شرح ذیل تقسیم بندی نمود:

- عوامل سخت افزاری: این عوامل شامل 4 بخش تولید، کارخانه وتجهیزات، تکنولوژی و مواد و انرژی می باشند.

- عوامل نرم افزاری: این عوامل شامل 4 بخش افراد، سازمان و سیستم، روش های کار و شیوه مدیریت می باشد.

عوامل خارجی، عواملی هستند که از خارج بر سازمان اثر می گذارند و تحت اختیار افراد و مدیران درون سازمان نیستند[11]. یعنی مدیریت تشکیلات قادر نیست در کوتاه مدت آنها را تحت کنترل درآورد و یا برآنها، تأثیر گذارد. ولی سازمان باید خود را با تغییرات آنها منطبق سازد. عوامل خارجی مؤثر بر بهره وری بنگاه در سه گروه اصلاحات ساختاری، منابع طبیعی و عوامل زیربنایی قابل تقسیم بندی است.

اگر بخواهیم خیلی کلی به مسأله بنگریم، سطح و درجه توسعه یافتگی یک جامعه نیز می‌تواند در میزان بهره وری مؤثر باشد. در کشورهای در حال توسعه که دارای ویژگی عدم تثبیت در قوانین و ساختار هستند، تعداد متغیرهای تأثیرگذار در میزان بهره وری بیشتر از کشورهای توسعه یافته است.

به طور کلی می توان اجزای بهبود بهره وری را به صورت زیر برشمرد:

مشارکت کارمندان، تشویق ها، انگیزش ها، سودسهمی، مالکیت اندازه گیری، نظارت، هدایت و رهبری، اهداف، ارتباط، کارگروهی، تشریک مساعی، تعلیم و تربیت، سبک زندگی، محیط کار، احترام، قابلیت رشد، طراحی شغل، امنیت شغلی، 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 ارتقاء بهره وری کل عوامل بدست می آید. تکنیک های تولید سرمایه بهره وری نیروی کار را افزایش داده و بهبود بهره وری کل عوامل تولید، به افزایش بهره وری نیروی کار کمک می کند. بهبود بهره‌وری کل عوامل تولید می تواند در نتیجه عواملی نظیر مدیریت بهتر منابع تولید ( شامل تخصیص بهینه منابع و استفاده بهتر از منابع وامکانات موجود)، افزایش سرمایه انسانی ( شامل ارتقاء سطح بهداشت و سلامتی و افزایش سطح آموزش و مهارت نیروی کار )، افزایش انگیزه نیروی کار در کار بیشتر و بهتر، خلاقیت و نوآوری، اصلاح ساختار سنی، جنسی و شغلی نیروی کار و پیشرفت فناوری‌ رخ دهد. تکنیک های تولید کاربر نیز بهره وری سرمایه را افزایش داده و بهبود عوامل کل تولید به افزایش بهره وری سرمایه کمک می‌کند .

 

3- پیشینه تحقیق

در داخل و خارج کشور مطالعات مختلفی در مورد توابع تولید در بخش های مختلف صنعتی  به طور مستقیم و یا مطالعه بهره وری که به طور غیرمستقیم از تخمین این توابع ناشی می شود، صورت گرفته که به طور مختصر به برخی از آنها اشاره می شود:

ماسایوکی موریکاوا[12](2010)، به بررسی تأثیر اتحادیه های کارگری بر بهره وری، سود و دستمزد در بیش از 4000 شرکتهای صنعتی و غیر صنعتی طی دوره زمانی 2004-1998 پرداخته است. داده های این بررسی با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) تخمین زده شد. نتایج تخمین حاکی از این امر است که بین تشکیل اتحادیه های کارگری در شرکتهای صنعتی و غیر صنعتی ژاپن با بهره وری و دستمزد رابطه مثبت معنی دار و با میزان سوددهی شرکتها رابطه ضعیفی وجود دارد. نتایج این مطالعه برای کشور آمریکا عکس ژاپن می‌باشد.

تزا پوچانگ و جین لی هو[13](2010)، به بررسی تغییرات بهره وری کل عوامل انرژی، کارآیی انرژی و پیشرفت فنی در 29 استان کشور چین از طریق محاسبه شاخص بهره وری عوامل انرژی (TFEPI) طی دوره زمانی2004-2000 پرداختند. نتایج حاصل نشان می دهد که بهره‌وری عوامل انرژی هرساله طی دوره 2004-2000 به میزان 4/1 % کاهش یافته ، اما کارآیی انرژی هر ساله طی این دوره به میزان 6/0 درصد بهبود و پیشرفت فنی انرژی به میزان 2/0% درسال کاهش یافته بود.

هالپرن و همکاران[14]، (2009)، به بررسی تأثیر واردات بر بهره وری در شرکت های تولیدی مجارستان  طی سال های 2003-1992 با استفاده از تابع تولید کاب- داگلاس پرداختند.

فرم تابع مورد نظر به صورت زیر می باشد:

(1-3)                                                           K^в   L     =Y

که در این فرمول،K: داده های سرمایه، :L داده های نیروی کار ،:ضریب TFP و : مقیاس تابع تولید کاب- داگلاس در روند تولید است که جمع آن را بصورت  نشان می دهد.

X_i ترکیبی از مقدار کالاهای خارجی(X_if) و مقدار کالاهای داخلی(X_iH) می باشد و بصورت زیر محاسبه می شود:

(2-3)                                                               X_i=

در این فرمول، ، کشش جانشینی بین کالای خارجی و داخلی می باشد.

نتایج حاصل نشان می دهد که افزایش واردات تأثیر بسیاری بر بهبود بهره وری دارد. بطوریکه افزایش سهم واردات کالاها از 0 تا 100 %، موجب افزایش بهره وری به میزان 40 % می شود و 60 % باقی مانده افزایش بهره وری، ناشی از جانشینی ناقص بین کالاها می باشد. بطوریکه 9/4=  است که این به معنی کوچک بودن کشش جانشینی کالای داخلی و خارجی می باشد و همچنین کاهش تعرفه واردات در این مطالعه تأثیر بسیاری بر بهبود بهره وری دارد که این امر موجب ورود شرکت های جدید به بازارکالاهای وارداتی می شود.

هادی زنوز و بختیاری، (1389)، در مطالعه خود به بررسی عوامل موثر بر اندازه گیری بهره وری عوامل تولید در شرکت کربن ایران طی دوره 1387-1378 با استفاده از روش تابع تولید کاب- داگلاس پرداخته اند. دراین تابع متغیرهای توضیحی عبارتند از: نیروی کار ساده، نیروی کار متخصص، موجودی سرمایه و انرژی که به منظور رفع ساکن ناپذیری موجود در داده ها، از تغییرات مرتبه  اول آنها در تخمین تابع تولید استفاده شده است. نتایج بدست آمده حاکی از آن است که بهره وری نیروی کار ساده و متخصص، علی رغم نوسانات شدید، از رشد نسبی برخوردار بوده اند. بهره وری انرژی رشد قابل ملاحظه ای داشته است؛ هر چند در حالیکه به دلیل استفاده بیشتر از ظرفیت ماشین آلات، بهره وری موجودی سرمایه مورد استفاده در فرآیند تولید افزایش یافته، اما بهره وری کل موجودی سرمایه به شدت درحال کاهش است.

قلمباز (1388)، در پایان نامه کارشناسی ارشد خود با عنوان " تخمین تابع تولید و برآورد نرخ بهره وری نیروی انسانی در شرکت بهره برداری نفت وگاز کارون"، تابع تولید و نرخ بهره وری نیروی انسانی در شرکت مذکور را با استفاده از داده های سری زمانی 1387-1365 برآورد نموده است. برای این کار ابتدا، متغیرهای مورد مطالعه از نظر ساکن پذیری با آزمون  دیکی- فولر تعمیم یافته مورد آزمون قرار گرفتند. سپس با استفاده از روش هم جمعی انگل- گرنجر[15] الگوی تصحیح خطا برآورد شد. نتایج حاصل نشان داد که در طول دوره مورد بررسی شکل تابع به صورت کاب- داگلاس است که به شرح زیر می باشد:

 

                                                
    (3-3)

هم چنین متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت وگاز کارون 3/8 درصد می‌باشد. کشش نیروی کار 64/0، کشش سرمایه 15/0 و کشش انرژی 55/0 است. نتیجه آزمون والد2  نشان می دهد که بازده نسبت به مقیاس فزاینده و برابر با 34/1 می باشد.

علی امامی میبدی و زهرا ایزدی (1387)، در مطالعه خود به " اندازه گیری کارآیی فنی و بهره وری در پالایشگاه های نفت ایران" طی دوره زمانی 1386-1380 با استفاده از روش تحلیل پوششی (فراگیر) داده ها  (DEA)اقدام نمودند. دراین مقاله، متوسط کارآیی فنی پالایشگاه های کشور طی سالهای مذکور، حداکثر 88 % در سال 1388 و حداقل 81 % در سال 1382 بوده است. هم چنین درسال 1386، میزان افزایش بهره وری کل به طور قابل توجهی افزایش داشته که ناشی از تغییرات تکنولوژیکی بوده و بنابراین عامل اصلی بهبود بهره وری، پیشرفت تکنولوژیکی قلمداد شده است.

داریوش وافی نجار، (1385)، در بررسی بهره وری کل عوامل در بخش نفت وگاز ایران با تخمین تابع تولید بخش نفت و گاز طی دوره زمانی 1379-1357، نشان می دهد که سهم عامل سرمایه در تولید این بخش به طور متوسط برابر 56/0 و سهم نیروی کار، برابر 37/0، بوده است. این نتایج، برای محاسبه بهره وری کل این بخش با استفاده از روش سولو[16] بکار رفته اند. بررسی نتایج نشان می دهد که بخش عمده ای از رشد ارزش افزوده بخش نفت، به رشد(مثبت یا منفی) بهره وری طی سال های مختلف وابسته است و نهاده نیروی کار و سرمایه سهم اندکی در تأمین این رشد دارند که البته این فرآیند برای صنعت نفت و صنایع مشابه که از ارزش ذاتی مخازن نفتی سود می برند، امری طبیعی است. لذا عامل تکنولوژی های نوین در جلوگیری از افت تولید مخزن و میزان ذخایر، از جمله عواملی هستند که لازم است در مطالعات مربوط به تجزیه عوامل مؤثر بر بهره وری این بخش، موردتوجه قرار گیرند.

آرش پرویزی، (1384)، در پایان نامه خود با عنوان، تخمین تابع تولید نیروگاه رامین اهواز، تابع تولید کاب- داگلاس را بصورت ذیل برای این نیروگاه تخمین زده است.

(4-3)

99/0=²R   

و براساس نتایج حاصله، متغیرهای مؤثر بر تولید برق در بنگاه مورد مطالعه (نیروگاه رامین اهواز) شامل سرمایه، نیروی کار و سوخت بوده و کشش آنها در مدل بلندمدت با روش حداقل مربعات معمولی (OLS) به ترتیب 086/0، 737/0و 532/0 می باشد که در هر دو روش حکایت از مثبت بودن کشش تولید برق نسبت به نهاده های مذکور دارد. علاوه براین بازده نسبت به مقیاس را در نیروگاه رامین اهواز فزاینده تشخیص داده است. در کوتاه مدت نیز ضریب جمله خطا را در روش OLS (97/0-) و در روش یوهانسن یوسیلیوس (86/0-) نشان داده است که در هر دو مدل نشان دهنده انحراف به سمت تعادل به سرعت بالاست.

4- روش تحقیق

این مقاله به تفسیر روابط بین متغیرهای می پردازد. از طرفی دیگر، تحقیقی کاربردی است که نتایج آن می تواند به منظور بهبود شرایط و برنامه تولید مورد استفاده قرار گیرد. داده های این تحقیق براساس مطالعات کتابخانه ای است. جامعه آماری این تحقیق شرکت بهره برداری نفت و گاز مارون در دوره زمانی 1388-1368است. داده ها و اطلاعات آماری، داده های ثانویه است که بصورت سالانه از صورت های مالی شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون و امور کارکنان وزارت نفت و اداره شاخص های اقتصادی مرکز آمار ایران استخراج شده است. داده‌های مربوط به نیروی کار نیز، از سوی محقق جمع آوری شده و براساس پایه حقوق همگن سازی صورت پذیرفته و به نفر – ساعت در سال مورد استفاده قرار گرفته است.

لازم به توضیح است که داده های سری زمانی موجودی سرمایه وجود نداشته است و محقق با استفاده از سری زمانی از میزان سرمایه گذاری در هر سال و با توجه به شاخص قیمت ماشین آلات (زیربخش شاخص قیمت عمده فروشی کالاها)[17] به محاسبه و تولید سری زمانی متغیر موجودی سرمایه موردنیاز 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 قرارگیرد، 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 بعنوان عامل ظرفیت یا نرخ کاربرد شاخص نسبت محصول واقعی به محصول بالقوه است

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 بصورت سرمایه مولد به واحد سرمایه- ساعت تبدیل شده است. داده های متغیرهای مورد بحث در این تحقیق بصورت سری زمانی است. با استفاده از این داده ها و بکارگیری روش های اقتصادسنجی، رابطه میان مقدار تولید نفت و نهاده های کار و موجودی سرمایه در شرکت بهره برداری نفت و گاز مارون در قالب تابع تولید نفت و برآورد نرخ بهره وری نتایج تجزیه و تحلیل می شود. در این تحقیق از تجزیه و تحلیل رگرسیونی با استفاده از روش های اقتصادسنجی و نرم افزار Eviews برای برازش و تجزیه و تحلیل داده ها استفاده شده است. در این تحقیق توابع تولید مختلف تخمین زده می شوند و پس از آزمون های مختلف نتایج مورد تجزیه و تحلیل قرار می گیرد.

دراین بخش شکل لگاریتمی توابع تولید کاب- داگلاس، متعالی و ترانسلوگ، به صورت معادلات (1-4) تا (2-4) به روش حداقل مربعات معمولی تخمین زده و نتایج مربوطه ارائه می‌شود:

(1-4)

(2-4)

(3-4)

(4-4)

(5-4)

(6-4)

در الگوی تابع تولید، LY نشانگر لگاریتم میزان تولید سالانه شرکت برحسب بشکه در سال به عنوان متغیر وابسته است. متغیرهای مستقل عبارتند از: C نشانگر عرض از مبدأ، L نیروی کار برحسب نفر- ساعت، K سرمایه برحسب ماشین آلات- ساعت، E انرژی برحسب کیلووات، LL لگاریتم متغیرL، LK لگاریتم متغیرK ، LE لگاریتم متغیرE، LLLK حاصل ضرب متغیرهای LL,LK، LLLE حاصل ضرب متغیرهای LL,LE، LELK حاصل ضرب متغیرهای LE,LK، 2LL توان  دوم متغیر LL تقسیم بر 2،2LK توان  دوم متغیرLK تقسیم بر2 ،2LE توان دوم متغیرLE تقسیم بر2 است.

نتایج برآورد توابع تولید در جدول (1) آورده شده است.

جدول(1): نتایج برآورد توابع تولید

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مأخذ: نتایج تحقیق

توضیح این که اعداد داخل پرانتز در جدول (1) مبین مقدار آمارهt و اعداد زیر آن نشانگر احتمال مقادیر بحرانی را نشان می دهد.

5- نتایج تجربی

براساس نتایج حاصل از برآورد توابع تولید، مشاهده می گردد که تنها مدلی که کلیه ضرایب آن در سطح احتمال خطای یک درصد معنی دار و علامت های متغیرهای الگو با نظریه سازگار هستند، و همچنین براساس نتایج آزمون های تشخیص فروض کلاسیک، جمله اخلال آن به لحاظ عدم خود همبستگی[18]، فرم تبعی[19]، طبیعی بودن توزیع[20] و واریانس همسانی کلیه شرایط کلاسیک را دارا می باشد، تابع تولید کاب- داگلاس است.

در تحقیق فوق تابع تولیدی برآورد شده بصورت زیر می باشد:

(1-5)

استفاده از روش های اقتصادسنجی برای کارهای تجربی مبتنی بر فرض ساکن پذیری[21] متغیرها است. بررسی های انجام شده دراین فرضیه نشان می دهد که در مورد بسیاری از سری‌های زمانی اقتصادی این فرض نادرست است و اغلب این متغیرها ساکن ناپذیر[22] هستند. بنابراین مطابق با نظریه هم جمعی[23] در اقتصادسنجی ، ضروری است تا نسبت به ساکن پذیری یا ساکن ناپذیری آنها تحقیق کرد. برای این منظور از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم یافته[24] استفاده می کنیم.

نتایج آزمون ADF در سطح و تفاضل اول سری های زمانی الگوهای توابع تولید در جدول(2) ارائه شده است. براساس آزمون های انجام شده، نتیجه می گیریم که  فرض صفر مبنی بر وجود ریشه واحد برای هیچ یک از متغیرها رد نمی شود و کلیه متغیرهای مدل در سطح داده ها ساکن ناپذیر هستند. لیکن نتایج تکرار آزمون در مورد تفاضل اول متغیرها نشان می دهد که فرضیه ساکن ناپذیری تمام متغیرها پس از یک بار تفاضل گیری رد می شوند. بنابراین براساس آزمون ریشه واحد دیکی- فولر همه متغیرهای موجود در مدل تابع تولید جمعی از درجه یک، (1)  Iهستند. نماد D  درجدول(2) بیانگر تفاضل مرتبه اول متغیرها است.

جدول(2): نتایج آزمون ADF بر داده های سری زمانی

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مأخذ: نتایج پژوهش

حال، برای این که نشان دهیم که رگرسیون برآورد شده کاذب نیست و آماره های آزمون t,F معمول از اعتبار لازم برخوردار هستند، آزمون هم جمعی انگل- گرنجر را به کار می بریم. هم جمعی تداعی کننده وجود یک رابطه تعادلی بلندمدت است که سیستم اقتصادی در طول زمان به سمت آن حرکت می کند.

روش انجام آزمون انگل- گرنجر و انگل- گرنجر تعمیم یافته[25] به این شکل است که ابتدا رگرسیون مربوطه را به روش حداقل مربعات معمولی(OLS) برآورد می کنیم و سپس جملات پسماند حاصل را به روش دیکی- فولر(DF) یا دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF) از نظر ساکن پذیری مورد بررسی قرار می دهیم. در صورت ساکن پذیر بودن جملات پسماند نتیجه گرفته می شود متغیرهای مورد بحث هم جمع هستند.

گام اول در انجام آزمون هم جمعی انگل- گرنجر آن 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- فولر استفاده می کنیم. نتایج کامپیوتری به دست آمده از نرم افزار با نرم افزار Eviews در جدول(1) به صورت خلاصه آمده است. نتایج حاکی از آن است که متغیرهای الگو همگی در سطح اطمینان 94درصد جمعی از درجه یک، یعنی(1)  I هستند.

در قدم دوم، رابطه (1-4) به روش حداقل مربعات معمولی برآورد می شود و جملات اخلال آن به دست می آید (جدول1)، سپس در قدم سوم، وجود ریشه واحد درجملات اخلال رگرسیون آزمون می شود. اگر وجود ریشه واحد، یا به عبارت دیگر، ساکن ناپذیری جملات اخلال رد نشود، به معنی آن است که متغیرهای الگوی(1-4) هم جمع نیستند و در نتیجه، رابطه تعادلی بلندمدتی بین آنها وجود ندارد. اما اگر ساکن ناپذیری جملات اخلال رد شود، می‌توان نتیجه گرفت که جملات اخلال پایا هستند و یک رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای الگو برقرار است. به این منظور آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته را به کار می بریم. نتایج بدست آمده در جدول(3) گزارش می شود.

 

جدول (3): نتایج آزمون ریشه واحد برای جملات اخلال رگرسیون تابع تولید کاب- داگلاس

 

 

 

 

 

 

 

مأخد: نتایج تحقیق

همان طور که نتایج نشان می دهد مقدار آماره  tبرابر با 210798/2- می باشد و کمیت بحرانی آماره دیکی- فولر در سطح اطمینان 95 درصد برابر با 9602/1- است. پس فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد جملات پسماند رد می شود، به عبارت دیگر جملات پسماند ساکن هستند. بنابراین نتیجه می گیریم که یک رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای الگوی تابع تولید وجود دارد.

این رابطه تعادلی بلندمدت که توسط نرم افزار Eviews برآورد شده و در رابطه (5-4) گزارش شده عبارت است از:

(2-5)

 

 

همان طور که مشاهده می گردد تمامی ضرایب در سطح اطمینان 94 درصد معنی دارند و دارای علائم سازگار با مبانی نظری هستند. ضریب تعیین تعدیل شده () برابر با 93 درصد است که نشان دهنده قدرت توضیح دهندگی بالای  الگو می باشد.

مجموع سهم نیروی کار، سرمایه و انرژی از تولید برابر) 596/1=616/0+319/0+661/0) است. با توجه به مقدار 596/1، احتمال داده می شود که در دوره مورد بررسی 1388-1368 تولید در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون از بازده فزاینده برخوردار بوده است. جهت پذیرش یا رد این ادعا آزمون والد[26] که فرضیه صفر و مقابل آن به صورت زیر است، مورد آزمون قرار گرفت.

(3-5)            (تولید از بازدهی ثابت برخوردار است)

                      (تولید از بازدهی ثابت برخوردار نیست)

نتایج آزمون والد در جدول(4) آورده شده است.

جدول(4): نتیجه آزمون والد

Null Hypothesis:	1.596C(1)+C(2)+C(3)=
F-statistic	8.607791		Probability	0.008871
Chi-square	8.607791		Probability	0.003347

مأخذ: نتایج تحقیق

با توجه به نتایج فوق، فرضیه H₀ ، یعنی بازده ثابت نسبت به مقیاس، رد می شود. به عبارت دیگر با توجه به این که  است، می توان گفت که در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون بازده نسبت به مقیاس صعودی و برابر با 596/1 است.

حال 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 می دهیم و به کمک روش OLS ضرایب الگو را برآورد می کنیم. نتایج مربوط به الگوی تصحیح خطای تابع تولید برآورد شده توسط نرم افزار Eviews به شرح زیر گزارش می شود:

 

(4-5)

 

 

 

همان گونه که ملاحظه می شود، کلیه ضرایب الگو کاملاً معنی دارند.

مقایسه ضرایب عوامل تولید در تابع کوتاه مدت و بلندمدت نشان می دهد که تفاوت فاحشی بین آنها وجود ندارد. همان طور که انتظار می رفت، در کوتاه مدت نیز نیروی کار و موجودی سرمایه هر دو دارای اثر مثبت بر تولید هستند و با انتظارات نظری سازگارند. در کوتاه مدت سرمایه تأثیر معنی داری بر تولید ندارد، هم چنان که در بلندمدت مدت تأثیر آن نیز کم بود.

جدول(5): نتایج الگوی تصحیح خطای تابع تولید

 

 

 

 

 

 

مأخذ: نتایج تحقیق

حال جهت محاسبه نرخ بهره وری نیروی انسانی در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون، رشد تولید را به صورت پیوسته درنظر می گیریم. طبق تعریف نرخ رشد، اگر y تابعی از زمان به صورت y=f(t) باشد، خواهیم داشت:

(5-5)

در واقع  نرخ تغییر تابع y است و  نرخ تغییر یک واحد y یعنی

نرخ رشد r است . اما اگر توجه شود رابطه فوق یک معادله دیفرانسیل است، پس داریم:

 

 (6-5)

این یک معادله دیفرانسیل تفکیک پذیر می باشد:

(7-5)

 

 (8-5)

 

و اگر فرض کنیم در 0t=و ₀y=y داریم:

(9-5)

با توجه به قیمت نفت که در سال 78  معادل  9/19 دلار و در سال 88 معادل 50 دلار است، خواهیم داشت :                         

 

 

 

 

 

 

 

مقادیر بدست آمده را با شاخص قیمت مصرف کننده(CPI) به قیمت ثابت سال WF تبدیل می کنیم.

لذا بدست خواهد آمد:  185698=₇₈y و 247880=₈₈y. پس خواهیم داشت:

(12-5)

 

اگر از معادله فوق آنتی لگاریتم بگیریم و سپس قسمت اعشاری را در 100 ضرب کنیم، متوسط نرخ رشد بهره وری نیروی انسانی در طی سالهای 88-78بدست می آید.

(13-5)                                                                                

بنابراین متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون  6/7 درصد می‌باشد.

6- نتیجه گیری

هدف اصلی این مقاله،تخمین کشش های عوامل تولید و بهره وری در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون است. بر این اساس، روابط بلندمدت و کوتاه مدت تولید با استفاده از روش‌های اقتصادسنجی برای دوره 1388-1368 برآورد شده است. داده های این مقاله، مبتنی بر استفاده از داده های سری زمانی است؛ اما از آنجا که اغلب متغیرهای سری زمانی ساکن ناپذیر هستند، این امکان وجود داشت که با رگرسیون ساختگی روبه رو شویم. به همین دلیل، از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم یافته استفاده شد که نتایج آن حاکی از ساکن پذیر بودن تمام متغیرها است. در ادامه نیز از رویکرد هم جمعی انگل- گرنجر، برای شناسایی روابط کوتاه مدت و بلندمدت استفاده شده، نتایج حاصل از برآورد تابع تولید نشان می دهد که در طول دوره مورد بررسی(1388-1368)، متوسط رشد بهره وری در شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون 6/7 درصد می باشد. کشش های نیروی کار، سرمایه و انرژی به ترتیب برابر با 66/0، 31/0 و61/0 می باشد. هم چنین نتیجه آزمون والد نشان داد که دراین شرکت، بازده نسبت به مقیاس فزاینده و برابر با 596/1 است. یعنی محصول بیشتر از مقیاس نهاده افزایش می یابد. ضریب جمله تصحیح خطا(ECT)، 34/0- است، یعنی 34 درصد از عدم تعادل در هر دوره تعدیل می شود. در کوتاه مدت، نیروی کار و سرمایه دارای اثر مثبت بر تولید نفت هستند که با انتظارات تئوریک سازگارند.

---

[1] -Quesnay

[2] -Littre

[3] -Early

[4] -Index Approach

[5] -Productivity Function Approach

[6] -Input-Output Approach

[7] -Servo System

[8] -Array Approach

[9] -Capital Budgeting

[10] -Unit Cost Appoach

1- طاهری ،1388، ،ص100

[12]-  Masayuki  Morikawa,2010

[13] - Tzu- Pu Chang, J in Li Hu,2010

[14]-  Halpern,et all,2009

1- Engle- Granger

2- Wald

[16]-  Solow Approach

[17]-  Solow Approach

 

[18]-  Serial Correlation

[19] - Fuctional Form

[20] - Normality

[21] - Stationary

[22]-  Non Stionary

[23] - Cointegration

[24] - Augmented Dickdey- Fuller Unit Root Test (ADF)

[25]- Augmented Engle- Granger

[26]- Wald Test

مراجع

منابع

1- ابریشمی، حمید. (1381)،  اقتصادسنجی کاربردی(رویکردهای نوین). انتشارات دانشگاه تهران.

2- امامی میبدی، علی. (1384)، اصول اندازه گیری کارآیی و بهره وری (علمی وکاربردی). چاپ دوم، تهران، ناشر: مؤسسه مطالعات و پژوهش بازرگانی، صفحات 52-35.

3- امامی میبدی، علی.، ایزدی، زهرا. (1387)، "اندازه گیری کارآیی فنی و بهره وری در پالایشگاه‌های نفت ایران". فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال پنجم، شماره 17، صفحات 56-31.

4- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، (1381)، گزارش مشروح تجدید نظر شاخص بهای عمده فروشی در ایران بر مبنای سال پایه 1376. مدیریت کل آمارهای اقتصادی.

5- پروکوپنکو، جوزف. (1372)، مدیریت بهره‌وری. ترجمه محمدرضا ابراهیمی مهر، انتشارات دفتر بین المللی کار، چاپ دوم.

6- پرویزی، آرش. (1384)، تخمین تابع تولید نیروگاه رامین اهواز. پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه علوم وتحقیقات خوزستان.

7- شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون، (1388)، صورت های مالی شرکت بهره برداری نفت وگاز مارون.

8- شیرین بخش، شمس الله، حسن خوانساری، زهرا. (1384)، کاربرد Eviews در اقتصاد سنجی. انتشارات پژوهشکده اموراقتصادی، صفحات 156-87 و 245-225.

9- طاهری، شهنام. (1388)، بهره‌وری و تجزیه و تحلیل آن در سازمان ها. نشر هستان، چاپ شانزدهم.

10- قلمباز، فرهاد. (1388)، تخمین تابع تولید و برآورد نرخ بهره وری نیروی انسانی در شرکت بهره برداری نفت وگاز کارون. پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه علوم وتحقیقات خوزستان.

11- نو فرستی، محمد. (1378)، ریشه واحد و هم جمعی در اقتصادسنجی. انتشارات موسسه خدمات فرهنگی رسا، صفحه50.

12- وافی نجار، داریوش. (1385)، بهره وری کل عوامل در بخش نفت وگاز ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 75، صفحات 251-223.

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

14- هادی زنوز، بهروز، بختیاری، حمید. (1389)، عوامل موثر بر اندازه گیری بهره وری عوامل تولید: مطالعه موردی در شرکت کربن ایران. سال دهم، شماره 2، صفحات 266-241.

 

15 – Chang, T.,  Hu,  J. (2010), Total-Factor energy productivity growth ,technical progress and efficiency change:an empirical study of china. Journal Applied Energy, (87), 3262-3270.

16 –Halpern,  L., et all. (2009),  Imported inputs and productivity. Hungarian Academy of Sciences and CEPR.

17 –Morikawa, M. (2010), Labor unions and productivity: an empirical analysis using japanese firm- level data. Journal Labor Economics.