Subject Areas : Agricultural Economics Research
Mohammad Omraani 1 , Zakaria Farajzadeh 2
1 - گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد زابل
2 - Lecturere of Agricultural Economics in Islamic Azad Unversity-Zabol Branch and PhD of Agricultural Economics
Keywords: Market power, Welfare, Agricultural products ,
Abstract :
The aim of this study is to investigate Iranian market power in the selected exporting crops as well as to measure the welfare impacts steming from the market power. The selected crops are rasin, dates, saffron and pistachios. Two spescifications including export price (price reaction function) and import demand function (Lerner index) were applied to measure market power. Welfare impact also was measured using equivalent variation. Panel dataset of 1997-2009 were applied to estimate the functions. Findings of export price specification showed that increase in the Iranina market share results in decrese in export price of the crops. It was alos revesled that the Iranian money depreciation or echange rate increament is expected to raise export prices of the crops. Based on the import demand specification also we found that the Iranian exporters are capble of setting the export prices of rasin, dates, saffron and pistachios higher than the corresponding marginal cost by 3.7, 11.6, 19.1 and 20.3 percent respectively, indicating exertation of market power. Welfare analysis also showed that the exporting agents gain welfare surplus by 12, 18, 26.9 and 26.3 percent of their export value under competitive situation for rasin, dates, saffron and pistachios respectively.
1. بانك مركزي ايران (1388)http://www.cbi.ir.
2. جبل عاملي، ف. و س. بي ريا (1385). برآورد تابع تقاضاي كشورهاي وارد كننده زعفران ايران با روش پانل 1380-1370. پژوهشنامه بازرگاني. شماره 10(39):109-134.
3. حسینی، س. ص و آ. دوراندیش (1385). الگوی انتقال قیمت پسته ایران در بازار جهانی. مجله علوم کشاورزی ایران. جلد 2-37. (1): 153-145.
4. حسینی، س. ص و ا. نیکوکار (1385). انتقال نامتقارن قیمت و اثر آن بر حاشیه بازار در صنعت گوشت مرغ ایران. مجله علوم کشاورزی ایران. جلد 2-37. (1): 9-1.
5. حسینی، س. ص و م. قهرمان زاده (1385). تعدیل نامتقارن و انتقال قیمت در بازار گوشت قرمز ایران. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. (53):22-1.
6. حسینی، م. ع و ز. پرمه (1383). ساختار بازار جهانی فرش دستباف و بازارهای هدف صادراتی ایران. فصلنامه پژوهش های بازرگانی. شماره 30: 114-83.
7. خدادادکاشی. ف. م. ن. شهیکی تاش (1384). سنجش درجه رقابت در بازارهای جهانی کالاهای منتخب سنتی و کشاورزی. فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه. (51): 178-125.
8. سازمان گمرك ايران. (1384). سال‌نامه بازرگاني خارجي گمرك ايران. تهران.
9. شيخ¬زين¬الدين، آ. و م. بخشوده (1387). قدرت بازار خريد دام زنده و كارايي هزينه در صنعت گوشت قرمز مطالعه موردي صنعت كشتار دام استان فارس. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. (61): 143-125.
10. عليجاني، ف. و م. صبوحي (1388). اندازه¬گيري قدرت بازار و كارايي هزينه توليد گوشت گاو و گوساله در ايران. مجله تحقيقات اقتصاد كشاورزي. جلد 1 (2): 90-77.
11. فرج زاده، ز. و م. بخشوده (1390). بررسي ساختار بازار جهاني پسته با تأكيد بر قدرت بازار ايران. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. (73): 145-125.
12. مهرابي بشرآبادي، ح. (1381). بررسي عوامل مؤثر بر سهم ايران از بازار جهاني پسته. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه، (39): 102-85.
13. Arunanondchai, J. M. (2003) Applied general equilibrium analysis of trade liberalization on land-based sectors in Malaysia and Indonesia. Journal of Policy Modeling, 25: 947–961.
14. Bettendorf, L. and Verboven, F. (2000). Incomplete transmission of coffee bean prices: evidence from the Netherlands. European Review of Agricultural Economics, 27 (1):1–16.
15. Borensztein, E. and Reinhart, C.M. (1994). The macroeconomic determinants of commodity prices. IMF Staff Papers, 41: 236–261.
16. Canan, B. and Cotterill, R. W. (2006). Strategic pricing a differentiated product oligopoly model: fluid milk in Boston. Agricultural Economics, 35: 27-33.
17. Durevall, D.) 2007(. Demand for coffee in Sweden: The role of prices, preferences and market power. Food Policy, 32: 566–584.
18. FAO Statistical Database., http://www.fao.org.
19. Felloni, F., Gilbert, J., Wahl, T.I. and Wandschneider, P. (2003) Trade policy, biotechnology and grain self-sufficiency in China. Agricultural Economics, 28: 173–186.
20. Fugazza, M. and Maur, J. (2008). Non-tariff barriers in CGE models: How useful for policy?, Journal of Policy Modeling, 30(3): 475–490.
21. Glauben, T. and Loy, J. P. (2003). Pricing-to-market versus residual demand elasticity analysis of imperfect competition in food exports: Evidence from Germany. Journal of Agriculture & Food, 1(1), Article 3.
22. Griffith, G. and Mullen, J. (2001). Pricing-to-market in NSW rice export markets. Australian Journal of Agricultural Economics, 45(3), 323-334.
23. Hosoe, N. (2001). A general equilibrium analysis of Jordan’s trade liberalization. Journal of Policy Modeling, 23: 595–600.
24. Kenetter, M.M. (1989). Price discrimination by US and German exporters. American Economic Review, 79: 198-210.
25. Kitwiwattanachai, A., Nelson, D. and Reed, G. (2010). Quantitative impacts of alternative East Asia Free Trade Areas: A Computable General Equilibrium (CGE) assessment. Journal of Policy Modeling, 32: 286–301.
26. Krugman, P.R. (1987). Pricing to Market when the exchange rate changes. In: Arndt, S.W., J.D. Richardson (Eds.), Real-Financial Linkages among Open Economies. MIT Press, Cambridge, MA.
27. Lavergne, P., Requillart, V. and Simioni, M. (2001). Welfare losses due to market power: Hichsian versus Marshalian measurement. American Journal of Agricultural Economics, 83(1):157-165.
28. Liang, J. N. (1989). Price reaction functions and conjectural variations: an application to the breakfast cereal industry. Review of international Organization, 4(2):31-58.
29. Perloff, J. M. (2001). Microeconomics, Second Edition, Addison Wesley Longman, Inc.
30. Porter, R.H. (1983). A study of cartel stability: The Joint Executive Committee, 1880–1886. The Bell Journal of Economics, 14: 301–314.
31. Rakotoarisoa, M. A. and Shapouri, S. (2001). Market power and the pricing of commodities imported from developing countries: the case of US vanilla bean imports. Agricultural Economics, 25: 285–294.
32. Rutherford, T.F. and Tarr, D. G. (2002). Trade liberalization, product variety and growth in a small open economy: a quantitative assessment. Journal of International Economics, 56: 247–272.
33. Stoft, S. (2002). Power System Economics: Designing Markets for Electricity, IEEE Press.
34. United Nation. Statistical Database, http://data.un.org/Data.
35. Weerahewa, j. (2003). Estimating market power of tea processing sector, Sri Lankan. Journal of Agricultural Economics, 5: 69-82.
36. Winchester, N. (2009). Is there a dirty little secret? Non-tariff barriers and the gains from trade. Journal of Policy Modeling, 31: 819–834.
قدرت بازار و اثرات رفاهي آن در بازار محصولات صادراتي بخش كشاورزي ايران
چكيده
اين مطالعه با هدف تحليل قدرت بازار ايران در بازار محصولات صادراتي منتخب و اثرات رفاهي ناشي از آن صورت گرفت. محصولات صادراتي منتخب شامل كشمش، خرما، پسته و زعفران مي باشد. براي تحليل قدرت بازار ايران از دو تصريح قيمت صادراتي (تابع واكنش قيمت) و تابع تقاضاي واردات (شاخص لرنر) استفاده گرديد. همچنين اثرات رفاهي ناشي از وجود قدرت بازار با استفاده از معيار معادل تغييرات اندازهگيري شد. در تصريح هاي ياد شده از داده هاي مركب دوره 2009-1997 استفاده گرديد. يافتهها نشان داد افزايش سهم ايران موجب كاهش قيمت صادراتي خواهد شد. همچنين كاهش ارزش پول ايران يا افزايش نرخ ارز افزايش قيمت صادراتي محصولات ياد شده را در پي دارد. بر اساس تابع تقاضاي واردات مشخص گرديد صادركنندگان ايران قادرند قيمت صادراتي كشمش، خرما، زعفران و پسته را به ترتيب 7/3، 6/11، 1/19 و 3/20 درصد بالاتر از هزينه نهايي قرار دهند كه دال بر وجود قدرت بازار صادركنندگان در بازار صادراتي اين محصولات ميباشد. در تحليل رفاهي نيز مشخص گرديد مازاد رفاهي كه صادركنندگان به دليل قدرت بازار به دست ميآورند براي محصولات ياد شده به ترتيب برابر با 12، 18، 9/26 و 3/26 درصد ارزش محصول صادراتي تحت شرايط رقابتي مي باشد.
واژههاي كليدي: قدرت بازار، رفاه، محصولات كشاورزي
طبقه بندي JEL : D42، L12، Q17
امروزه توسعه صادرات غیرنفتی ایران عمدتاً به منظور مقابله با نوسانات ناشی از صادرات نفت به ضرورتی انکارناپذیر تبدیل شده است. بخش کشاورزی برای هدف فوق پتانسیل بالایی دارد. از میان 307 کالای صادراتی ايران كه دارای مزیت نسبی هستند، 63 کالا به محصولات کشاورزی تعلق دارد. البته در حال حاضر تنها 7 مورد از آنها در بازار اتحادیه اروپا از موقعیت مطلوب برخوردارند كه از مهمترین آنها پسته، زعفران و خرما میباشد (جبلعاملی و بيريا، 1385).
نگاهی به آمار صادرات كشاورزي ایران نشان مي دهد در دوره 85-1340 همواره صادرات اين بخش افزايش داشته است و از حدود 63 ميليون دلار در سال 1340 به بيش از 1/3 ميليارد دلار در سال 1385 افزايش يافته است. به بيان ديگر سالانه 1/9 درصد رشد داشته است. اين رقم براي كل اقتصاد ايران 5/10 درصد است (پايگاه سازمان ملل، 2009). به بيان ديگر عليرغم افزايش قيمت نفت و فرآورده هاي آن در دوره ياد شده كه عمده صادرات اقتصاد ايران را نيز تشكيل مي دهد بخش كشاورزي تقريباً همپاي صادرات كل رشد داشته است. اين در حالي است كه بارنزتین و رینهارت، (1994) معتقدند روند نزولی قیمتهای کشاورزی در سال های اخیر پدیدهای معمول بوده است. بعنوان مثال نمونهای بارز از کاهش قیمت در بازار جهانی وانیل (راکوتوآریسوآ و شاپوری، 2001) و پسته ايران (فرج زاده و بخشوده، 1390) نيز دیده میشود. به عبارت ديگر عليرغم كاهش قيمت جهاني محصولات كشاورزي صادرات كشاورزي بصورت موازي با صادرات غيركشاورزي رشد داشته است. در دوره 88-1340 حدود 40 درصد از صادرات غيرنفتي به بخش كشاورزي تعلق داشته است. (بانك مركزي ايران، 1388). در ميان محصولات كشاورزي پسته، زعفران، كشمش و خرما حايز اهميت بيشتر ميباشد. اهميت صادرات اين محصولات در دو قالب قابل بررسي است. نخست اينكه در دوره 88-1361 حدود 49 درصد از ارزش صادرات كشاورزي را در اختيار داشتهاند و اهميت ديگر آنها به سهم بالاي ايران در بازار صادراتي مربوط ميشود (فائو، 2009). به گونهاي كه انتظار ميرود ايران از توان مطلوب براي تأثيرگذاري در فرآيند تشكيل قيمت نيز برخوردار باشد.
در دوره 88-1340 بطور متوسط بيش از 2/10 درصد از مقدار صادرات و حدود 7/6 درصد از ارزش صادرات كشمش به ايران تعلق داشته است. اين ارقام براي خرما به ترتيب حدود 7/13 درصد و بيش از 2/9 درصد و همچنين براي پسته به ترتيب بيش از 63 درصد و بيش از 58 درصد ميباشد. ارقام ياد شده در مورد زعفران براي دوره 88-1359 بيش از 30 درصد مي باشد (فائو، 2009). بر اساس سهم ايران از بازار جهاني محصولات ياد شده، استنباط آن است كه ايران قادر است منافع رفاهي به دست آورد اما در اين خصوص يافته هايي روشن ديده نميشود و لازم است با انجام مطالعاتي در اين زمينه اطلاعات بيشتري فرآهم شود. از سوي ديگر ويژگي مهم محصولات كشاورزي مانند محصولات باغي طولاني بودن فرآيند توليد آنها مي باشد و براي حفظ موقعيت اين محصولات در بازار جهاني لازم است همواره ساختار بازار اين محصولات مورد مطالعه قرار گيرد و با اطلاعات فرآهم شده از اين مطالعات براي توليد برنامهريزي درازمدت انجام گيرد. بويژه اينكه در بازار اغلب اين محصولات دو تغيير عمده بصورت ظهور صادركنندگان جديد و تغيير در تركيب كشورهاي واردكننده ايجاد شده است. اين تغييرات مستلزم آن است كه افزون بر مطالعه تقاضاي صادرات اين محصولات كه در واقع ساختار بازار اين محصولات را نشان ميدهد فرآيند تشكيل قيمت صادراتي آنها نيز مطالعه شود كه اصطلاحاً به تابع واكنش قيمت معروف است (كانن و كوتريل، 2006). استفاده توأم از مفاهيم تقاضا و تابع واكنش قيمت در مطالعاتي همانند ليانگ (1989) و كانن و كوتريل (2006) به روشني بيان شده است.
تحليل موقعيت ايران در بازار جهاني طور مشخص به تحليل قدرت بازار ايران اشاره دارد. قدرت بازار در حوزه تجارت بصورت توان یک کشور در تغییر قیمتها به سطوح بالاتر از رقابت کامل تعریف میگردد (استافت، 2002). هرگاه یک گروه از طرفهای بازار در مقایسه با گروههای دیگر از قدرت چانهزنی بالاتری برخوردار باشند قدرت بازار ایجاد می شود (ویراهیوا، 2003) . قدرت بازار می تواند در بازار خرید (انحصار خرید2) یا بازار فروش محصول (انحصار فروش3) ایجاد شود. وجود قدرت بازار در فروش باعث میشود تا بخشی از مازاد مصرفکننده در قالب قیمت های بالاتر توسط عرضهکننده جذب شود که در مورد محصول صادراتی بصورت دریافت قیمت بالاتر بالاتر از مصرفکنندگان خارجی است. عليرغم تعريف روشن، اما اندازه گيري آن به سهولت تعريف ارايه شده نمي باشد. از همين رو است كه از ابزارهاي استنباطي متعددي استفاده شده است. قدرت بازار بطور كلي بخشي از ادبيات تحليل ساختار بازار است. مطالعات متعددي نيز در حوزه ساختار بازار مشاهده مي شود. بعنوان مثال يافته هاي مطالعه مهرابي بشرآبادي (1381) و خدادادکاشی و شهیکی تاش (1384)، نشان داد ساختار بازار جهانی صادرات پسته انحصاری است. اما حسيني (1376) ساختار بازار جهاني پسته را از طرف خريداران مورد بررسي قرار داده و عنوان نمود كه بازار خريداران نيز خود داراي ساختار انحصاري چندجانبه مي باشد. يافتههاي مشابهي نيز در خصوص بازار صادراتي فرش در مطالعه حسيني و پرمه (1383) ديده مي شود.
بررسي مطالعاتي كه در ادامه آمده است، نشان مي دهد كه در حال حاضر برآورد تقاضاي كالاها و همچنين تصريح الگوي تشكيل قيمت مبتني بر تئوري قيمتگذاري بر اساس بازار4 داراي كاربرد بيشتري مي باشد. ديوروال (2007) با استفاده از تابع تقاضاي واردات قهوه سوئد نشان داد صادركنندگان اين محصول قادرند قيمت صادراتي را 20-10 درصد بالاتر از قيمت داخل قرار دهند. فرج زاده و بخشوده (1390) نيز به روش مشابه نشان دادند در دوره 1384-1376 قيمت پسته 36 درصد بالاتر از هزينه نهايي بوده است. در مطالعات انجام شده در حوزه تجارت، تئوري قيمتگذاري بر اساس بازار نيز از استفاده زيادي برخوردار است. اين تئوري که توسط کراگمن (1987)، ارایه شده است، حاکی است که در یک بازار غیررقابتی طرف های تجاری بزرگ میتوانند قیمت ها را متناسب با تغییرات نرخ ارز تغییر دهند. راکوتوآریسوآ و شاپوری (2001) این مفهوم را در مورد بازار واردات دانه وانیل توسط ایالات متحده بررسی نمودند و نشان دادند که ایالات متحده قادر است در بازار واردات این محصول به دنبال تغییر نرخ ارز در کشورهای صادرکننده با تعدیل قیمت، قدرت بازار اعمال نماید. گلاوبن و لوي (2003) نيز با استفاده از مفهوم قيمت گذاري بر اساس بازار نشان دادند كه آلمان در صادرات محصولات صنايع غذايي از قدرت بازار برخوردار است و ساختار بازار آنها غيررقابتي است. يافته هاي مطالعه گريفيث و ميولن (2001) نيز نشان داد صادركنندگان برنج استراليا داراي قدرت بازار هستند.
افزون بر ابزار ياد شده كه با استفاده از تغييرات قيمت در اثر تغيير نرخ ارز و همچنين تصريح تابع تقاضا به تحليل قدرت بازار پرداختهاند، در مطالعات اخير در حوزه تجارت سهم بازار طرف هاي تجاري نيز مورد استفاده قرار گرفته است. از جمله اين مطالعات ليانگ (1989) و كانن و كوتريل (2006) مي باشد كه به تحليل بازار شير در ايالات بوستون امريكا پرداختند. در اين مطالعات سهم بازار بعنوان معياري از قدرت بازار استفاده گرديد.
در نمونه ديگري از الگوي تحليل قدرت بازار نيز از شاخص هاي تمركز بازار مانند هرفيندال براي تحليل اثر تمركز بازار بر روي حاشيه بازارابي ميان عوامل مختلف بازار استفاده مي شود. از جمله اين مطالعات شيخزينالدين و بخشوده (1387) است كه به تحليل ساختار بازار دام زنده و گوشت قرمز در استان فارس پرداختند. يافته هاي اين مطالعه نشان داد در بازار دام زنده قدرت بازار وجود ندارد. در مطالعه مشابه ديگري عليجاني و صبوحي (1388) نشان دادند در بازار گوشت گاو و گوساله در ايران انحصار وجود ندارد. از ابزار ديگري كه براي ارايه استنباط در خصوص قدرت بازار استفاده مي شود ميتوان به الگوي انتقال قيمت ميان بازارها اشاره نمود. البته مورد تأكيد مطالعه حاضر نميباشد. اين تحليل نيز در مطالعه حسيني و قهرمانزاده (1385) در بازار گوشت قرمز، حسيني و دورانديش (1385) در بازار پسته و حسيني و نيكوكار (1385) در بازار گوشت مرغ مشاهده ميشود. از جمله مساعدتهاي اين مطالعه، برآورد كمي ميزان رفاه ناشي از قدرت بازار ميباشد. در مطالعات مرور شده به اين مهم پرداخته نشده است. براي تحليل تغييرات رفاهي از معيار معادل تغييرات استفاده شده است. بطور مشخص ميتوان هدف مطالعه حاضر را تحليل قدرت بازار ايران و اندازهگيري اثرات رفاهي ناشي از آن عنوان نمود.
مباني نظري و روش تحقیق
ابزارهاي مورد استفاده در اين مطالعه براي دست يافتن به هدف مطالعه شامل تابع تقاضاي واردات و تابع واكنش قيمت يا تابع قيمت صادراتي محصولات منتخب ميباشد. در اين بخش ابتدا مباني نظري و سپس الگوي اقتصادسنجي مورد استفاده ارايه شده است.
مباني نظري
اساس تحلیل و اندازهگیری قدرت بازار فرض حداکثرسازی سود است (پرلوف، 2001). همانند بسیاری از مطالعات از جمله بتندورف و وربورن (2000) فرض می کنیم که تنها یک کالای همگن وجود دارد و عرضه بنگاه i از حدکثرسازی سود بصورت زیر حاصل می شود:
(1) (i=1,…,n) 
که در آن Q کل محصول مورد تجارت، Qi محصول بنگاه i، p(Q) تابع تقاضای معکوس، Ci(Qi,w) تابع هزینه و w بردار قیمت های محصول است. شرایط مرتبه اول حداکثرسازی سود برای بنگاه i بصورت زیر خواهد بود:
(2) 
که در آن 
مشتق p(Q) نسبت به Q، P قیمت و 
بیانگر تصور (برداشت) بنگاه i از واکنش فعلی عرضه توسط تمامی بنگاه های درون صنعت نسبت به یک درصد تغییر در عرضه خود بنگاه i است. این پارامتر در دامنه صفر و یک تغییر می کند. ارزش صفر به این معنی خواهد بود که بنگاه قیمت را برابر با هزینه نهایی تعیین می کند و ارزش یک نیز به معنی حداکثرسازی توأم (ائتلافی) سود یا اقدام بصورت کارتل خواهد بود. همچنین اگر
برابر با سهم بنگاه در بازار یعنی 
باشد به معنی شرایط رقابتی کورنو خواهد بود (پورتر، 1983). در مورد بنگاه i رابطه (2) را می توان بصورت زیر نوشت:
(3) 
و بر این اساس برای دست یافتن به شاخص لرنر5 برای قدرت بازار انحصار چندجانبه فروش می توان رابطه (3) را مجدداً بصورت زیر نوشت که پس از تقسیم آن بر P شاخص یاد شده به دست می آید (بتندورف و وربورن، 2000):
(4) 
(5) 
(6) 
در روابط فوق 
و 
نیز بیانگر درجه توان یک بنگاه در تعیین قیمت در سطحی بالاتر از هزینه نهایی است. مقادیر بالاتر کشش حدسی در بازار محصول به معنی توان بالاتر در بازار انحصار چند جانبه خواهد بود. همچنین هر چه کشش قیمتی تقاضا پایینتر باشد (تقاضا کشش ناپذیرتر باشد) قدرت بازار نیز بالاتر خواهد بود. برآورد معادله (4) مستلزم آن است که هم تابع تقاضا را تخمین بزنیم و هم آنکه هزینه نهایی را در اختیار داشته باشیم. اما با توجه به اینکه معمولاً دسترسی به اطلاعات هزینه نهایی دشوار است میتوان با فرض هایی در مورد به ادامه تحلیل پرداخت. مي توان هزینه نهایی برای صادرکنندگان در بازار جهانی را برابر با قیمت داخلی در نظر گرفت. نمونهای از چنین فرض در مورد هزینه نهایی در مطالعه داریوال (2007)، دیده میشود. فرض دیگر آن است که اگر ساختار بازار از الگوی کورنو6 تبعیت کند آنگاه برابر با شاخص هرفیندال7 در نظر گرفته شود. البته شاخص لرنر در هر صورت باید در دامنه صفر و یک قرار گیرد. در این مطالعه در تحلیل قدرت بازار همانند مطالعه فرجزاده و بخشوده (1390) از فرض ساختار بازار مبتنی بر الگوی کورنو استفاده گردید.
براي دستيابي به تابع واكنش قيمت يا قيمت صادراتي نيز مجدداً از تئوري تقاضا استفاده ميشود. ابتدا بر اساس تئوري تقاضا مقدار تقاضا شده تابعي از قيمت خود كالاي مورد بررسي، قيمت كالاهاي مرتبط و درآمد بصورت زير در نظر گرفته ميشود (كانن و كوتريل، 2006):
(7) 
كه در آن Q مقدار تقاضا، 
قيمت صادراتي محصول ايران و 
قيمت صادراتي صادركننده رقيب است. همچنين GNP نيز توليد ناخالص داخلي كشورهاي واردكننده مي باشد. در صورتي كه شرط حداكثرسازي را براي ايران بعنوان يك بنگاه حداكثركننده سود نوشته شود، خواهيم داشت:
(8) 
(9) 
كه در آن C هزينه توليد بنگاه است. شرط مرتبه اول حداكثرسازي سود به صورت زير است:
(10) 
كه در آن MC هزينه نهايي مي باشد. از طرفي
(11) 
حال تابع واكنش قيمت بصورت زير تعريف ميشود كه در آن قيمت صادراتي محصول تابعي از قيمت محصول رقيب و هزينه نهايي مي باشد (كانن و كوتريل، 2006):
(12) 
بر اساس شرط بهينه سازي تابع واكنش8 قيمت نيز بصورت زير برآورد ميشود. به عبارتي بايد قيدهايي براي آن در نظر گرفته شود (كانن و كوتريل، 2006):
(13) 
در اينجا مشابه مطالعه داريوال (2007) از قيمت داخل بعنوان هزينه نهايي بهره گرفته شده است. همچنين از شاخص سهم بازار (MS) بعنوان شاخص بيانگر ساختار بازار استفاده شده است. در تصريح فوق شاخص سهم بازار امكان ارايه استنباط در خصوص قدرت بازار را فرآهم ميكند.
موازي با الگوي تحليلي فوق براي تحليل قيمت صادراتي، مي توان از واكنش صادركنندگان در مقابل تغييرات نرخ ارز به منظور ارايه استنباط در خصوص قدرت بازار نيز استفاده نمود. در تحليل اثر نرخ ارز ميزان انتقال تغييرات نرخ ارز مورد توجه قرار ميگيرد. در مدل هاي ساده بازار رقابتي فرض ميشود كه قيمت هاي محلي متناسب با تغييرات نرخ ارز ميان دو طرف مبادله، تغيير ميكند و قيمتهاي جهاني را تحت تأثير قرار ميدهد (نتر9، 1989) . بنابراين اگر صادركنندگان قادر به تبعيض قيمت ميان بازارهاي مختلف باشند، تغييرات در قيمت ارزهاي محلي ممكن است بطور كامل در نوسانات نرخ ارز منعكس نشود (گريفيث و ميولن، 2001). در چنين شرايطي صادركنندگان سعي ميكنند بخشي از تغييرات نرخ ارز را به منظور ثابت نگه داشتن قيمتهاي صادراتي كنترل كنند. آنها اين عمل را با تغيير قيمت صادراتي كالاي خود انجام مي دهند. به منظور آزمون وقوع و اثربخشي پديده قيمتگذاري بر اساس بازار لازم است سطح انتقال تغييرات نرخ ارز10 (EPT) بررسي و وجود قدرت بازار مشخص شود (راکوتوآریسوآ و شاپوری، 2001). EPT كامل مي تواند نشان دهنده وجود ساختار بازار رقابت كامل باشد اما عدم وجود EPT كامل در بازار داراي ساختار غيررقابتي نيز امكان پذير است. شكل پايهاي مدل نتر (1989) براي داده هاي مركب بصورت زير نوشته مي شود:
(14)
كه در آن 
اثرات زمان را در بر مي گيرد، 
اثر نرخ ارز را نشان مي دهد و 
نيز جمله تصحيح خطا مي باشد. پانويس هاي 
و
نيز به ترتيب به كشور مقصد و زمان اشاره دارد. تعديل بر اساس بازار مقصد ممكن است در واكنش به تغييرات در نرخ ارز رخ دهد. بر حسب سطح معنيداري پارامترهاي به دست آمده سه حالت كلي مي توان در نظر گرفت راکوتوآریسوآ و شاپوری، (2001):
and 
(15)
اين حالت نشان دهنده آن است كه بازار صادراتي رقابتي است زيرا سطح قيمت با هزينه نهايي برابر است و قيمت در ميان تمامي بازارهاي مقصد يكسان است. در اين حالت تغييرات در نرخ هاي ارز متقابل بطور كامل در قيمت هاي صادراتي محصول مورد مبادله ميان دو طرف منعكس مي شود و نرخ ارز هيچ اثري بر روي قيمت نخواهد داشت.
and 
(16)
در اين حالت بازار داراي ساختار غيررقابتي است. اين حالت نشان دهنده آن است كه كشش تقاضا نسبت به ارز كشورهاي واردكننده در تمامي بازارها ثابت است اما اضافه بهاء صادركننده در ميان بازارهاي مقصد با يكديگر متفاوت است و لذا تبعيض قيمت امكان پذير است.
and 
(17)
اين مورد بيانگر بازار غيررقابتي است كه در آن افزون بر وجود امكان تبعيض قيمت در ميان بازارهاي مقصد صادركننده از توان انحصاري برخوردار بوده و قادر است قيمت محصول را نيز همراه با تغييرات نرخ ارز تعديل نمايد. لازم به ذكر است كه قيمت صادرات از طريق تقسيم ارزش صادرت بر مقدار صادرات حاصل شد. به منظور آزمون فرضيه قيمت گذاري بر اساس بازار قيمت هاي صادراتي با استفاده از نرخ ارز بازار آزاد به ريال تبديل شد.
روش تحقيق
همانطور كه در مباحث نظري ارايه شده مشخص گرديد، مساعدت هر دو متغير سهم بازار و نرخ ارز به تحليل قدرت بازار از طريق تحليل اثر آنها بر روي قيمت صادراتي قابل طرح است. از همين رو ميتوان از تصريح زير براي تحليل اثر اين متغيرها بصورت زير استفاده نمود (كانن و كوتريل، 2006):
(18) 
كه در آن 
قيمت صادراتي ايران بر حسب پول داخلي، 
قيمت صادراتي كشور رقيب، 
توليد ناخالص كشورهاي واردكننده، 
هزينه نهايي كه همان قيمت داخلي ايران مي باشد، 
سهم ايران در بازار صادراتي، 
نرخ ارز و i و t نيز به ترتيب كشور واردكننده محصول ايران و زمان اشاره دارد. در مورد كشمش كشور تركيه بعنوان رقيب در نظر گرفته شده است. در مورد خرما، زعفران و پسته نيز به ترتيب كشورهاي تونس، اسپانيا و امريكا بعنوان رقباي ايران در بازار صادراتي مي باشند (فائو، 2009).
همچنين بر اساس مطالب عنوان شده در بخش مباحث نظري و مشابه مطالعه فرج زاده و بخشوده (1390) از تابع تقاضاي واردت زير بهره گرفته شد:
(19) 
در رابطه فوق نيز Q به مقدار واردات كشورهاي منتخب از ايران اشاره دارد. به منظور تحليل قدرت بازار در تصريح اول كه به تصريح تشكيل قيمت صادراتي (واكنش قيمت) موسوم است، دو متغير سهم بازار ايران و نرخ ارز مورد استفاده قرار گرفته است. البته در اين تصريح افزون بر دو متغير ياد شده مقدار ضريب عرض از مبدأ نيز حايز اهميت است. لازم به ذكر است كه با توجه به استفاده از داده هاي سري زماني، پيش از برآورد معادلات ياد شده بايد ايستايي سريها مورد آزمون گيرد.
تحليل اثرات رفاهي ناشي از قدرت بازار
براي محاسبه اثرات رفاهي ناشي از قدرت بازار لازم است ابتدا حاشيه ميان قيمت در دو حالت رقابتي و انحصاري محاسبه گردد (لاورگن و همكاران، 2001). البته بالاتر بودن قيمت در بازار جهاني موجب افزايش قيمت در بازار داخل نيز خواهد شد اما آنچه حايز اهميت است اين كه ايران از اين شرايط منتفع خواهد شد. بر اين اساس مي توان گفت ميزان مازاد رفاهي عرضه كنندگان محصولات صادراتي برابر با ميزان مازاد رفاهي خواهد بود كه تقاضاكنندگان آن را نسبت به شرايط رقابتي از دست مي دهند. در اين مطالعه مازاد رفاهي بر حسب معيار معادل تغييرات محاسبه گرديد. اين شاخص داراي استفاده گسترده است (هوزوئه، 2004) و مطالعات متعددي مانند فلوني و همكاران (2003)، رادرفورد و تار (2002)، آروناندچاي (2003)، لي و همكاران (2004)، فاگازا و مائور (2008)، وينچستر (2009) و كيتويواتاناچاي و همكاران (2010)، از معيار معادل تغييرات استفاده كردهاند. اين معيار بصورت رابطه (20) بيان ميشود (لي و همكاران، 2004):
(20) 
كه در آن E تابع مخارج براي دستيابي به مطلوبيت u در سطح بردار قيمتهايP ميباشد. بالانويسهاي m و c به ترتيب نشاندهنده مقادير متغيرها تحت شرايط انحصاري (وجود قدرت بازار) و رقابتي (عدم وجود قدرت بازار) ميباشد.
در اين مطالعه به منظور دست يابي به مقادير قيمت ابتدا مقدار شاخص لرنر كه فاصله ميان دو قيمت را نشان ميدهد محاسبه و سپس مقدار تغييرات رفاهي محاسبه شد. اين تغييرات رفاهي بطور متقابل به دو گروه تقاضاكنندگان محصولات صادراتي ايران و همچنين صادركنندگان ايران تعلق خواهد داشت. لازم به ذكر است كه از مقادير قيمت صادراتي بعنوان قيمت تحت شرايط وجود قدرت بازار استفاده گرديد و سپس بر اساس حاشيه ميان آنها كه از شاخص لرنر به دست آمده بود، مقدار قيمت رقابتي محاسبه گرديد. مقادير قيمتهاي صادراتي قيمتهاي اسمي در سال 2009 و به ازاء هر كيلوگرم از محصولات منتخب مي باشد. در اين مطالعه دادههاي مورد استفاده شامل قيمت صادراتي محصولات منتخب، قيمت صادراتي محصول در كشور رقيب، توليد ناخالص كشورهاي واردكننده محصولات منتخب، نرخ ارز كشورهاي واردكننده محصولات، قيمت داخلي محصولات، مقدار و ارزش صادرات محصولات منتخب مي باشد. براي برآورد توابع تقاضاي واردات و تابع واكنش قيمت يا تابع قيمت صادراتي داده هاي مركب دوره 2009-1997 استفاده شد. داده هاي مورد استفاده از پايگاه اطلاعاتي سازمان خواروبار كشاورزي11 (FAO)، سازمان ملل متحد، سازمان گمرك ايران و بانك مركزي به دست آمد. محصولات مورد بررسي نيز شامل كشمش، خرما، زعفران و پسته مي باشد.
نتايج و بحث
همانطور كه پيش تر عنوان شد براي ارايه استنباط در خصوص قدرت بازار از دو تصريح مجزا استفاده شد. براي استفاده از داده هاي تركيبي ابتدا ايستايي داده ها مورد آزمون قرار گرفت. نتايج حاصل از ايستايي نشان داد دادههاي مورد استفاده در تخمين تركيبي در سطح ايستا ميباشند. در ابتدا با استفاده از يافتههاي دو جدول (1) و (2) استنباطي در خصوص قدرت بازار ايران ارايه و در ادامه ساير يافتههاي جداول تشريح شده است.
همانطور كه در جدول (1) نيز مشاهده مي شود افزايش سهم ايران مي تواند موجب كاهش قيمت صادراتي شود. به عبارت ديگر سهم ايران در بازار صادراتي اين محصولات حايز اهميت است و اين سهم مي تواند امكان اعمال قدرت بازار را فرآهم نمايد. البته ميان محصولات تفاوت وجود دارد و در حالي كه در مورد خرما 1 درصد افزايش سهم 5/0 درصد كاهش قيمت را به همراه دارد در مورد زعفران اين رقم حدود 11/0 درصد مي باشد. همچنين در مورد پسته و كشمش مقدار اين ضريب 3/0 درصد است.
در اين تصريح افزون بر متغير سهم بازار ايران، اهميت آماري ضريب عرض از مبدأ و نرخ ارز نيز مورد توجه است. در اينجا مشاهده مي شود كه عرض مبدأ در سطح معني داري 1 درصد حايز اهميت آماري است. به اين معني كه ميان كشورها از نظر حاشيه بازاريابي تفاوت وجود دارد و امكان تبعيض قيمت يا تنظيم قيمت در سطوح متفاوت در بازارهاي مختلف وجود دارد و ايران ميتواند از اين پتانسيل در جهت قيمت گذاري تبعيضي استفاده نمايد. اين نتيجه خود دال بر غيررقابتي بودن بازار صادراتي محصولات منتخب ميباشد.
متغير حايز اهميت ديگر نرخ ارز است. معني داري ضريب اين متغير يا تفاوت آن با صفر به معني آن است كه صادركنندگان ايران قادرند متناسب با تغييرات نرخ ارز كشورهاي واردكننده محصول قيمت صادراتي را تغيير دهند و مانع از كاهش قيمت واقعي يا درآمد خود شوند. در اين صورت گفته مي شود كشش تقاضا نسبت به نرخ ارز واردكنندگان ثابت نيست و صادركننده قادر است در ازاء تغيير نرخ ارز، قيمت صادراتي را تغيير دهد. به بيان ديگر در چنين شرايطي با تغيير قيمت توسط صادركننده داراي قدرت بازار، واردكنندگان قادر نيستند از طريق تغيير نرخ ارز واكنش نشان دهند. همانند متغير سهم بازار در مورد نرخ ارز نيز بالاترين واكنش به خرما و پايين ترين واكنش به زعفران تعلق دارد. در مورد خرما 10 درصد افزايش در نرخ ارز بيش از 4/2 درصد افزايش قيمت صادراتي را به همراه دارد.
در جدول (2) نيز تابع تقاضاي واردات ارايه شده است. در اين تصريح نيز قيمت صادراتي داراي اهميت آماري ميباشد. اين به معني وجود تقاضاي با شيب نزولي مقابل صادركنندگان است كه امكان اعمال قدرت بازار را فرآهم ميكند. بر اساس مقدار ضريب قيمت يا كشش به دست آمده، در انتهاي جدول مقدار شاخص لرنر محاسبه شده است. مقادير اين ضريب نيز دال بر وجود قدرت بازار مي باشد. لازم به ذكر است كه مقدار اين شاخص با پذيرفتن ساختار بازار كورنو محاسبه شده است. بر اساس مقادير به دست آمده براي اين شاخص ايران قادر است قيمت صادراتي كشمش را 7/3 درصد بالاتر از هزينه نهايي آن قرار دهد و اعمال قدرت بازار نمايد. اين رقم براي خرما 6/11 درصد است اما در مورد زعفران و پسته توان اعمال قدرت بازار بالاتر ارزيابي مي شود. البته در مورد اين دو محصول سهم ايران از بازار صادراتي نيز بالاتر از دو محصول ديگر است.
به اين ترتيب براساس هر سه متغير ياد شده در تصريح قيمت صادراتي و همچنين شاخص لرنر به دست آمده از تابع تقاضاي واردات، ميتوان گفت ايران در بازار صادراتي محصولات منتخب داراي قدرت بازار است. وجود قدرت بازار امكان جذب بخشي از مازاد رفاهي مصرفكنندگان اين كالاهاي صادراتي را فراهم ميكند.
متغير توليد ناخالص داخلي كشورهاي واردكننده محصولات منتخب نيز داراي اثر معني دار و همچنين داراي ضريب بالا مي باشد. بر اساس يافته هاي جدول (1) انتظار مي رود 1 درصد افزايش درآمد كشورهاي واردكننده با فرض ثابت بودن اثر ساير متغيرها، قيمت صادراتي كشمش را 2/2 درصد افزايش دهد. اين رقم براي خرما 9/1 و براي پسته 5/1 درصد مي باشد. اما در مورد زعفران اين رقم در سطح بسيار پايين و كمتر از 2/0 درصد مي باشد. به اين ترتيب مشاهده مي شود كه قيمت صادراتي محصولات منتخب به جز در مورد زعفران نسبت به تغييرات توليد ناخالص داخلي كشورهاي واردكننده به شدت حساس مي باشد. اثر متغير توليد ناخالص بر مقدار صادرات به مراتب بالاتر از قيمت صادراتي مي باشد. همانطور كه در جدول (2) مشاهده ميشود، افزايش توليد ناخالص داخلي به ميزان 1 درصد با فرض ثابت بودن ساير عوامل موجب افزايش مقدار تقاضاي كشمش، خرما، زعفران و پسته به ترتيب برابر با 3/5، 9/2، 6/1 و 4/3 درصد خواهد شد. در اينجا نيز مشاهده ميشود كه تقاضاي زعفران در مقايسه با ساير محصولات داراي حساسيت كمتري در مقابل تغييرات توليد ناخالص مي باشد. اما تمامي محصولات منتخب داراي تقاضاي حساس ميباشند. تفاوت در واكنش قيمت و تقاضاي محصولات در مقابل تغييرات توليد ناخالص را مي توان به تفاوت در تركيب كشورهاي واردكننده اين محصولات نسبت داد.
متغير ديگر قيمت محصول كشور رقيب مي باشد. در هر دو تصريح، ضريب متغير قيمت محصول رقيب حاكي از جانشيني ميان محصول ايران با رقباي ياد شده مي باشد. البته در مورد زعفران افزايش قيمت زعفران اسپانيا بر قيمت زعفران ايران اثر معني دار ندارد اما موجب افزايش مقدار تقاضاي آن مي شود. البته در مورد مقدار تقاضا نيز واكنش در سطح پاييني قرار دارد. بر اين اساس زعفران ايران واسپانيا را در مجموع مي توان جانشين هاي ضعيف در نظر گرفت. در مورد سه محصول كشمش، خرما و پسته انتظار مي رود با 1 درصد افزايش در قيمت صادراتي كشورهاي رقيب قيمت صادراتي محصول ايران به ترتيب 55/0، 63/0 و 82/0 افزايش يابد. برخلاف قيمت در مورد مقدار صادرات واكنش محصولات متفاوت است و در حالي كه مقدار تقاضاي خرما تنها 45/0 درصد واكنش نشان مي دهد اين رقم در مورد كشمش و پسته به ترتيب 72/0 و بيش از 8/2 درصد مي باشد.
جدول (1): خلاصه نتايج حاصل از برآورد معادله قيمت صادراتي (واكنش قيمت) محصولات منتخب
| تصريح | |||
متغير | كشمش | خرما | زعفران | پسته |
عرض از مبدأ | (91/0)***53/5 | (23/4)**81/9- | (45/0)**35/2- | (41/2)***64/10- |
توليد ناخالص داخلي | (29/0)***17/2 | (50/0)***90/1 | (08/0)*15/0 | (34/0)***50/1 |
سهم بازار ايران | (07/0)***30/0- | (11/0)***51/0- | (04/0)***11/0- | (15/0)**30/0- |
قيمت محصول رقيب | (08/0)***55/0 | (21/0)***63/0 | (01/0)01/0 | (24/0)***82/0 |
قيمت داخلي ايران | (12/0)***27/0 | (55/0)***70/1 | (02/0)00/0 | (06/0)*12/0 |
نرخ ارز | (07/0)*10/0 | (60/0)***24/0 | (03/0)**07/0 | (06/0)***18/0 |
| 82/0 | 98/0 | 98/0 | 69/0 |
DW | 54/1 | 72/1 | 19/2 | 71/1 |
مأخذ: یافته های تحقیق
ارقام داخل پرانتز انحراف معيار مي باشد.
*، ** و *** به ترتيب معني دار در سطح 10، 5 و 1 درصد
متغير ديگر قيمت داخلي محصولات مي باشد كه ضريب اين متغير در واقع الگوي انتقال قيمت را نشان ميدهد. بر اساس نتايج جدول (1) به جز در مورد زعفران، افزايش قيمت داخلي ميتواند به قيمت صادراتي محصولات نيز منتقل شود. اما ميان محصولات ديگر تفاوت زيادي مشاهده مي شود. در حالي كه 1 درصد افزايش قيمت داخلي 7/1 درصد افزايش در قيمت خرما را در پي دارد اين رقم در مورد كشمش و پسته در سطح پايين تر قرار دارد. به اين ترتيب مي توان گفت قيمت صادراتي خرما نسبت به تغييرات قيمت داخلي در مقايسه با ساير محصولات حساست بيشتري دارد. با توجه به اينكه صادركنندگان محصول صادراتي خود را در سطح قيمت هاي داخلي خريداري مي نمايند لذا مي توان قيمت داخلي را بعنوان هزينه نهايي اين گروه تلقي نمود. نمونه اي از چنين استدال در مطالعه داريوال (2007) در بازار قهوه سوئد و مطالعه فرج زاده و بخشوده (1390) در بازار پسته ايران نيز مشاهده مي شود. بر اساس اين استدال مي توان تفاوت خرما با ساير محصولات را به تفاوت در ساختار هزينه يا توليد آن نسبت داد. همانند متغيرهاي توليد ناخالص داخلي كشورهاي واردكننده و همچنين قيمت محصول رقيب، در مورد قيمت داخلي نيز واكنش مقدار صادرات بيشتر از قيمت صادراتي مي باشد. به گونهاي كه انتظار ميرود در مقابل 1 درصد افزايش قيمت داخلي مقدار صادرات خرما، زعفران و پسته 85/1-66/1 درصد واكنش نشان دهد و در مورد كشمش اين واكنش حتي فراتر از 6/3 درصد مي باشد. اين تفاوت در واكنش قيمت و مقدار صادرات در مقابل متغيرهاي ياد شده (توليد ناخالص داخلي كشورهاي واردكننده، قيمت محصول رقيب و قيمت داخلي) حاكي از آن است كه صادركنندگان عمدتاً با تغيير مقدار صادرات واكنش نشان ميدهند تا تغيير قيمت، لذا بر اين اساس هم مي توان فرض ساختار بازار كورنو را بيشتر از ساختار بازارهاي مبتني بر تغيير قيمت قابل پذيرش تلقي نمود. البته در ميان محصولات نيز مشاهده شد كه نوعاً صادركنندگان زعفران واكنش كمتري در مقابل متغيرهاي نشان ميدهند.
جدول (2): خلاصه نتايج حاصل از برآورد تقاضاي واردات محصولات منتخب
متغير | كشمش | خرما | زعفران | پسته |
عرض از مبدأ | (82/2)***61/9- | (73/4)***58/10- | (06/2)50/2- | (18/7)**53/14- |
توليد ناخالص داخلي | (17/1)***34/5 | (73/0)***86/2 | (41/0)***56/1 | (08/1)**44/3 |
قيمت محصول رقيب | (20/0)***72/0 | (28/0)*45/0 | (06/0)**16/0 | (50/1)*86/2 |
قيمت داخلي ايران | (24/0)67***/3- | (46/0)***85/1- | (35/0)***73/1- | (03/1)*66/1- |
شاخص لرنر (درصد) | 7/3 | 6/11 | 1/19 | 3/20 |
| 90/0 | 99/0 | 95/0 | 97/0 |
DW | 92/1 | 14/2 | 97/1 | 04/2 |
مأخذ: یافته های تحقیق
ارقام داخل پرانتز انحراف معيار مي باشد.
*، ** و *** به ترتيب معني دار در سطح 10، 5 و 1 درصد
اثرات رفاهي ناشي از قدرت بازار
در اين بخش اثرات رفاهي ناشي از قدرت بازار ايران يا اثرات رفاهي ناشي از وجود انحصار ارايه شده است. در يافته هاي پيشين با استفاده از شاخص لرنر فاصله ميان قيمت در شرايط وجود قدرت بازار مشخص گرديد. ابتدا در جدول (3) مقادير فاصله ميان قيمت در دو بازار بر حسب درصد و برحسب مقادير مطلق ارايه شده است.
تفاوت قيمت در مورد كشمش در سطح بسيار پايينتري نسبت به ساير محصولات قرار دارد. براي اين محصول تفاوت قيمت دو ساختار بازار رقابتي و انحصاري تنها 7/3 درصد است. مي توان ميزان رقابت در بازار اين محصول را نسبت به ساير محصولات در سطح بالاتري عنوان نمود. در مورد خرما صادركنندگان ايران قادرند قيمت صادراتي را 6/11 درصد بالاتر از هزينه نهايي يا قيمت در شرايط رقابت كامل قرار دهند. ساختار بازار زعفران و پسته بر اساس مقادير تفاوت قيمت ارايه شده در مقايسه با دو محصول ديگر داراي تفاوت بيشتري است. در مورد اين دو محصول همانطور كه انتظار نيز ميرود و پيشتر نيز مشاهده شد، تفاوت قيمت دو ساختار در سطح بالاتري قرار دارد. به اين ترتيب كه ايران قادر است قيمت صادراتي محصول خود را در بازار صادراتي زعفران بيش از 19 درصد و در بازار صادراتي پسته بيش از 20 درصد بالاتر از هزينه نهايي قرار دهد. در مجموع ميتوان حاشيه قيمت انحصاري در مقايسه با قيمت رقابتي را در مورد زعفران و پسته در سطح بالا عنوان نمود. اين حاشيه براي خرما در سطح متوسط قرار دارد اما در مورد كشمش مي توان تفاوت را در سطح پايين ارزيابي نمود.
جدول (3): مقادير قيمت (كيلوگرم/ريال) تحت شرايط رقابتي و انحصار
محصول | حاشيه ميان دو قيمت (درصد) | قيمت صادراتي در شرايط انحصاري (وجود قدرت بازار) | قيمت صادراتي در شرايط رقابتي (عدم وجود قدرت بازار) |
كشمش | 7/3 | 11664 | 11248 |
خرما | 6/11 | 7999 | 7167 |
زعفران | 1/19 | 688،433،12 | 544،440،10 |
پسته | 3/20 | 51366 | 42698 |
مأخذ: يافتههاي تحقيق
در جدول (4) اثرات رفاهي ناشي از انحصار در بازار محصولات منتخب ارايه شده است. البته براي محاسبه اثرات رفاهي مراحل ديگري از محاسبات نيز طي شده است كه متغيرهاي مربوط به اين محاسبات نيز ارايه و تحليل شده است. متغير اول تغييرات تقاضا مي باشد. ميزان تغييرات تقاضا در مقايسه با حاشيه قيمت حاكي از تفاوت كمتر ميان محصولات منتخب مي باشد. به اين ترتيب كه در حالي كه تفاوت قيمت بالاترين و پايين ترين رقم حاشيه قيمت كه به ترتيب به پسته و كشمش تعلق داشت بالاتر از 4 برابر بود اما اين نسبت در مورد درصد تغييرات تقاضا به سختي از 2 برابر تجاوز مي كند. ميزان افزايش تقاضا براي پسته 28 درصد است و اين رقم براي كشمش بيش از 13 درصد است. البته ترتيب تغييرات تقاضا مانند ترتيبي است كه براي متغير حاشيه قيمت مشاهده شد. پس از كشمش، خرما با 2/19 درصد و زعفران با 7/27 درصد قرار دارد.
اثرات رفاهي براي محصول پسته بالاتر از ساير محصولات قرار دارد و تفاوت اثرات رفاهي دو ساختار بازار براي پسته بيش از 1095 ميليارد ريال است و از اين حيث پسته كاملاً از ساير محصولات متمايز است. خرما با 3/260 ميليارد ريال در رتبه بعدي قرار دارد. البته در مورد پسته تفاوت قيمت بالاتر قيمت ميان دو ساختار بازار تنها بخشي از اين اثرات رفاهي بالا را موجب مي شود و علت مهم ديگر آن حجم بالاي صادرات اين محصول نيز مي باشد. اثرات رفاهي به دست آمده براي دو محصول كشمش و زعفران نيز داراي تفاوت چنداني با خرما نمي باشد. براي دو محصول ياد شده تفاوت اثرات رفاهي دو ساختار بازار به ترتيب برابر با 226 و 238 ميليارد ريال مي باشد. مجموع اثرات رفاهي به دست آمده براي چهار محصول منتخب حدود 1820 ميليارد ريال است. به بيان ديگر صادركنندگان داخلي محصولات منتخب حدود 1820 ميليارد ريال از مازاد مصرف كننده كشورهاي واردكننده اين محصولات را به دليل برخورداري از قدرت بازار جذب مي كنند. بطور معادل واردكنندگان محصولات منتخب به دليل وجود ساختار غيررقابتي در بازار محصولات منتخب حدود 1820 ميليارد ريال از رفاه خود را از دست مي دهند.
به منظور تحليل عميقتر اثرات رفاهي، نسبت اين اثرات به ارزش محصول در شرايطي رقابتي و انحصاري در انتهاي جدول (4) محاسبه شده است. ارقام به دست آمده براي شرايط انحصاري پيش تر در مورد درصد تغييرات تقاضا نيز مشاهده شد. مقادير به دست آمده براي نسبت تغييرات رفاهي به ارزش محصول در شرايط رقابتي نيز 2-1 درصد پايين تر از مقادير به دست آمده براي نسبت ياد شده تحت شرايط انحصاري مي باشد. علت پايين تر بودن نسبت هاي ياد شده تحت شرايط رقابتي نيز بالاتر بودن ارزش محصول در شرايط رقابتي است. به بيان ديگر عليرغم آنكه در شرايط رقابتي قيمت ها در سطح پايين تر قرار دارد اما مقدار افزايش تقاضا فراتر از كاهش متناظر در قيمت ها موجب افزايش ارزش محصول عرضه شده ميشود. در اين خصوص به سهولت مي توان با مقايسه يافته هاي دو جدول (3) و (4) اثبات استنباط ياد شده را مشاهده نمود. به اين ترتيب كه مقادير كاهش قيمت در بازار رقابتي نسبت به بازار انحصاري يا تفاوت قيمت دو ساختار بازار براي تمامي محصولات منتخب به مراتب پايين تر از مقادير متناظر تغييرات تقاضا مي باشد. بعنوان مثال در حالي كه تغييرات قيمت براي كشمش 6/3 درصد مي باشد اين مقدار كاهش قيمت با بيش از 13 درصد افزايش در مقدار تقاضا همراه است. به بيان ديگر به دليل كشش پذيري تقاضا در مجموع كاهش قيمت بازار يا تغيير ساختار بازار از انحصاري به رقابت كامل موجب افزايش محصول عرضه شده به بازار و افزايش عرضه آن مي شود. چنين اختلافي در مورد قيمت و مقدار تقاضا در مورد ساير محصولات نيز مشاهده مي شود. البته اختلاف ميان تغييرات قيمت و مقدار تقاضا در مورد كشمش فراتر از ساير محصولات مي باشد.
جدول (4): نتايج حاصل از محاسبه اثرات رفاهي تحت شرايط رقابتي و انحصار
محصول | كشمش | خرما | زعفران | پسته | |
تقاضا در شرايط انحصاري (وجود قدرت بازار) (هزار تن) | 148 | 1/169 | 69/0 | 1/76 | |
تقاضا در شرايط رقابتي (عدم وجود قدرت بازار) | 4/167 | 7/201 | 88/0 | 4/97 | |
تغييرات تقاضا | مقدار (هزار تن) | 4/19 | 5/32 | 20/0 | 3/21 |
درصد | 1/13 | 2/19 | 7/27 | 28 | |
ارزش محصول در شرايط انحصاري (وجود قدرت بازار) (ميليارد ريال) | 7/1726 | 8/1352 | 858 | 2/3910 | |
ارزش محصول در شرايط رقابتي (عدم وجود قدرت بازار) (ميليارد ريال) | 1883 | 3/1445 | 3/920 | 8/4160 | |
اثرات رفاهي بر حسب تغييرات معادل (ميليارد ريال) | 226 | 3/260 | 238 | 3/1095 | |
نسبت تغييرات معادل به ارزش محصول در شرايط انحصاري | 1/13 | 2/19 | 7/27 | 28 | |
نسبت تغييرات معادل به ارزش محصول در شرايط رقابتي | 12 | 18 | 9/26 | 3/26 | |
مأخذ: يافتههاي تحقيق
نتيجهگيري و پيشنهادات
بطور كلي يافتههاي مطالعه حاكي است كه ايران در بازار صادراتي محصولات منتخب داراي قدرت بازار است. اين قدرت به صورت تبعيضي قابل اعمال است. به اين ترتيب كه ايران مي تواند در هر يك از بازارها متناسب با تغييرات نرخ ارز مورد مبادله، قيمت را تغيير دهد و افزون بر آن در هر بازار حاشيه قيمت متفاوتي را دريافت نمايد. در چنين شرايطي گسترش دامنه صادرات به بازارها بيشتر حايز اهميت است و ايران با در اختيار گرفتن بازارهاي جديد بيشتر ميتواند امكان دريافت حاشيه قيمت بالاتر را نيز افزايش دهد. اين توصيه مطالعه حاضر به معني آن است كه همواره بايد تغييرات قدرت بازار ايران مورد رصد قرار گيرد و از سوي ديگر مطالعات مجزايي نيز در جهت شناسايي بازارهاي بالقوه صورت گيرد.
در يافته هاي مربوط به تحليل رفاهي مشخص گرديد كه وجود قيمت بالاتر از سطح رقابت كامل با مازاد رفاهي براي صادركنندگان همراه است. اين امر باعث مي شود تا مصرف كنندگان داخلي نيز قيمت هاي بالاتري را بپردازند. اما در عين حال توليدكنندگان نيز از قيمت هاي بالاتر نفع خواهند برد. انتظار مي رود در مجموع كل جامعه ايراني فعال در بازار اين محصولات منتفع شود. البته توصيه مي شود همواره تلاش شود تا قيمت صادراتي افزايش يابد يا مانع كاهش آن شوند زيرا با افزايش قيمت محصولات منتخب كل جامعه منتفع خواهند شد، هرچند كه مصرف كنندگان داخلي با زيان رفاهي مواجه شوند. در اين خصوص كاهش هزينههاي توليد ميتواند بعنوان راهكاري براي كاهش مخارج مصرفكنندگان ضمن حفظ منافع اكتسابي صادركنندگان و توليدكنندگان حايز اهميت باشد.
از جمله متغيرهاي بسيار حايز اهميت توليد ناخالص داخلي مي باشد كه بر هر دوي قيمت و مقدار صادرات اثر معني دار دارد و مقدار اين اثر نيز در سطح بالايي قرار دارد. به نظر مي رسد افزايش توليد ناخالص كشورهاي واردكننده فرصت بسيار مطلوبي براي توسعه صادرات محصولات منتخب فراهم خواهد نمود. البته در اين خصوص لازم است به تركيب كشورهاي واردكننده توجه شود. نوعاً محصولات ياد شده توسط برخي از كشورهاي ثروتمند و توسعه يافته اروپاي غربي و همچنين كشورهاي در حال توسعه حوزه خليج فارس مورد استفاده قرار ميگيرد. در مورد كشورهاي توسعهيافته يادشده افزايش درآمد در سطح پاييني قرار دارد اما كشورهاي حوزه خليج فارس داراي روند رشد بالايي هستند و در اين خصوص توصيه مي شود به بازار كشورهاي حوزه خليج فارس بطور خاص و كشورهاي در حال توسعه بطور عام توجه بيشتري شود.
محصولات رقيب داراي رابطه جانشيني با محصولات صادراتي ايران هستند و اثر آنها در تمامي موارد تقريباً داراي اهميت آماري است. افزايش قيمت صادراتي محصولات رقيب مي تواند موجب افزايش تقاضا و قيمت محصولات صادراتي ايران شود اما بايد توجه داشت كه اين اثر داراي ضريب پاييني مي باشد. به بيان ديگر ميان محصولات ايران و محصول كشورهاي رقيب جانشيني ناقص وجود دارد. اين امر در عين حال نشان دهنده آن است كه لزوماً محصول صادراتي ايران و كشورهاي بطور كامل جانشين يكديگر نمي باشند و ايران نيز از امكان تبعيض قيمت در بازار برخوردار است. لذا توصيه مي شود بر روي تمايز محصول ايران با كشورهاي رقيب و موارد تفاوت ترجيحات مصرفكنندگان بازارهاي هدف تمركز بيشتري صورت گيرد تا امكان اعمال تبعيض قيمت فرآهم شود. البته از اين حيث زعفران داراي شرايط بهتري براي اعمال تبعيض قيمت مي باشد.
منابع
1. بانك مركزي ايران (1388)http://www.cbi.ir.
2. جبل عاملي، ف. و س. بي ريا (1385). برآورد تابع تقاضاي كشورهاي وارد كننده زعفران ايران با روش پانل 1380-1370. پژوهشنامه بازرگاني. شماره 10(39):109-134.
3. حسینی، س. ص و آ. دوراندیش (1385). الگوی انتقال قیمت پسته ایران در بازار جهانی. مجله علوم کشاورزی ایران. جلد 2-37. (1): 153-145.
4. حسینی، س. ص و ا. نیکوکار (1385). انتقال نامتقارن قیمت و اثر آن بر حاشیه بازار در صنعت گوشت مرغ ایران. مجله علوم کشاورزی ایران. جلد 2-37. (1): 9-1.
5. حسینی، س. ص و م. قهرمان زاده (1385). تعدیل نامتقارن و انتقال قیمت در بازار گوشت قرمز ایران. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. (53):22-1.
6. حسینی، م. ع و ز. پرمه (1383). ساختار بازار جهانی فرش دستباف و بازارهای هدف صادراتی ایران. فصلنامه پژوهش های بازرگانی. شماره 30: 114-83.
7. خدادادکاشی. ف. م. ن. شهیکی تاش (1384). سنجش درجه رقابت در بازارهای جهانی کالاهای منتخب سنتی و کشاورزی. فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه. (51): 178-125.
8. سازمان گمرك ايران. (1384). سال‌نامه بازرگاني خارجي گمرك ايران. تهران.
9. شيخزينالدين، آ. و م. بخشوده (1387). قدرت بازار خريد دام زنده و كارايي هزينه در صنعت گوشت قرمز مطالعه موردي صنعت كشتار دام استان فارس. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. (61): 143-125.
10. عليجاني، ف. و م. صبوحي (1388). اندازهگيري قدرت بازار و كارايي هزينه توليد گوشت گاو و گوساله در ايران. مجله تحقيقات اقتصاد كشاورزي. جلد 1 (2): 90-77.
11. فرج زاده، ز. و م. بخشوده (1390). بررسي ساختار بازار جهاني پسته با تأكيد بر قدرت بازار ايران. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه. (73): 145-125.
12. مهرابي بشرآبادي، ح. (1381). بررسي عوامل مؤثر بر سهم ايران از بازار جهاني پسته. فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه، (39): 102-85.
13. Arunanondchai, J. M. (2003) Applied general equilibrium analysis of trade liberalization on land-based sectors in Malaysia and Indonesia. Journal of Policy Modeling, 25: 947–961.
14. Bettendorf, L. and Verboven, F. (2000). Incomplete transmission of coffee bean prices: evidence from the Netherlands. European Review of Agricultural Economics, 27 (1):1–16.
15. Borensztein, E. and Reinhart, C.M. (1994). The macroeconomic determinants of commodity prices. IMF Staff Papers, 41: 236–261.
16. Canan, B. and Cotterill, R. W. (2006). Strategic pricing a differentiated product oligopoly model: fluid milk in Boston. Agricultural Economics, 35: 27-33.
17. Durevall, D.) 2007(. Demand for coffee in Sweden: The role of prices, preferences and market power. Food Policy, 32: 566–584.
18. FAO Statistical Database., http://www.fao.org.
19. Felloni, F., Gilbert, J., Wahl, T.I. and Wandschneider, P. (2003) Trade policy, biotechnology and grain self-sufficiency in China. Agricultural Economics, 28: 173–186.
20. Fugazza, M. and Maur, J. (2008). Non-tariff barriers in CGE models: How useful for policy?, Journal of Policy Modeling, 30(3): 475–490.
21. Glauben, T. and Loy, J. P. (2003). Pricing-to-market versus residual demand elasticity analysis of imperfect competition in food exports: Evidence from Germany. Journal of Agriculture & Food, 1(1), Article 3.
22. Griffith, G. and Mullen, J. (2001). Pricing-to-market in NSW rice export markets. Australian Journal of Agricultural Economics, 45(3), 323-334.
23. Hosoe, N. (2001). A general equilibrium analysis of Jordan’s trade liberalization. Journal of Policy Modeling, 23: 595–600.
24. Kenetter, M.M. (1989). Price discrimination by US and German exporters. American Economic Review, 79: 198-210.
25. Kitwiwattanachai, A., Nelson, D. and Reed, G. (2010). Quantitative impacts of alternative East Asia Free Trade Areas: A Computable General Equilibrium (CGE) assessment. Journal of Policy Modeling, 32: 286–301.
26. Krugman, P.R. (1987). Pricing to Market when the exchange rate changes. In: Arndt, S.W., J.D. Richardson (Eds.), Real-Financial Linkages among Open Economies. MIT Press, Cambridge, MA.
27. Lavergne, P., Requillart, V. and Simioni, M. (2001). Welfare losses due to market power: Hichsian versus Marshalian measurement. American Journal of Agricultural Economics, 83(1):157-165.
28. Liang, J. N. (1989). Price reaction functions and conjectural variations: an application to the breakfast cereal industry. Review of international Organization, 4(2):31-58.
29. Perloff, J. M. (2001). Microeconomics, Second Edition, Addison Wesley Longman, Inc.
30. Porter, R.H. (1983). A study of cartel stability: The Joint Executive Committee, 1880–1886. The Bell Journal of Economics, 14: 301–314.
31. Rakotoarisoa, M. A. and Shapouri, S. (2001). Market power and the pricing of commodities imported from developing countries: the case of US vanilla bean imports. Agricultural Economics, 25: 285–294.
32. Rutherford, T.F. and Tarr, D. G. (2002). Trade liberalization, product variety and growth in a small open economy: a quantitative assessment. Journal of International Economics, 56: 247–272.
33. Stoft, S. (2002). Power System Economics: Designing Markets for Electricity, IEEE Press.
34. United Nation. Statistical Database, http://data.un.org/Data.
35. Weerahewa, j. (2003). Estimating market power of tea processing sector, Sri Lankan. Journal of Agricultural Economics, 5: 69-82.
36. Winchester, N. (2009). Is there a dirty little secret? Non-tariff barriers and the gains from trade. Journal of Policy Modeling, 31: 819–834.
Market power and its welfare impacts in market of Irnian agricultural exporting crops
M. Omrani & Z. Farajzadeh 12
Email:zakariafarajzadeh@gmail.com
Abstract
The aim of this study is to investigate Iranian market power in the selected exporting crops as well as to measure the welfare impacts steming from the market power. The selected crops are rasin, dates, saffron and pistachios. Two spescifications including export price (price reaction function) and import demand function (Lerner index) were applied to measure market power. Welfare impact also was measured using equivalent variation. Panel dataset of 1997-2009 were applied to estimate the functions. Findings of export price specification showed that increase in the Iranina market share results in decrese in export price of the crops. It was alos revesled that the Iranian money depreciation or echange rate increament is expected to raise export prices of the crops. Based on the import demand specification also we found that the Iranian exporters are capble of setting the export prices of rasin, dates, saffron and pistachios higher than the corresponding marginal cost by 3.7, 11.6, 19.1 and 20.3 percent respectively, indicating exertation of market power. Welfare analysis also showed that the exporting agents gain welfare surplus by 12, 18, 26.9 and 26.3 percent of their export value under competitive situation for rasin, dates, saffron and pistachios respectively.
Keywords: Market power, Welfare, Agricultural products
JEL Classification: D42، L12، Q17
[1] بترتیب عضو هیأت علمی گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه آزاد اسلامی واحد زابل و دکتری اقتصاد کشاورزی
[2] Monopsony
[3] Monopoly
[4] Pricing to Market
[5] Lerner Index
[6] Cournot
[7] Herfindal
[8] Response function
[9] Knetter
[10] Exchage rate Pass-through Effect
[11] Food and Agriculture Organization
[12] * Lecturere of Agricultural Economics in Islamic Azad Unversity-Zabol Branch and PhD of Agricultural Economics