Document Type : Original Article
Authors
1 Assistant Professor of Economics, Baft Higher Education Complex, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran
2 Assistant Professor of Accounting, Baft Higher Education Complex, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
مقدمه
دولتها برای دستیابی به اهداف و وظایف اقتصادی خود، سیاستها و رویههای گوناگونی را دنبال میکنند و تلاش میکنند ازطریق بهکارگیری ابزارهای مناسب بر اقتصاد تأثیر بگذارند. ازجمله این ابزارها، اتخاذ سیاستهای مالی است که دارای نقش کلیدی در تجهیز و هدایت وجوه موجود به سمت مناطق و بخشهای مختلف یک اقتصاد هستند و برای رسیدن به اهدافی مانند رشد و توسعه اقتصادی و عدالت اجتماعی اجرا میشوند. سیاستها میتوانند به اشکال مختلف و با ابزارهایی پیاده شوند که دولت در اختیار دارد؛ ازجمله این ابزارها بودجه عمرانی دولت و همچنین مالیاتها و معافیتهای مالیاتی هستند که با هدف توسعه و تقویت بنیه اقتصادی مناطق یا بخشهای خاص انجام میگیرند. در این حالت دولت با سرمایهگذاری در زیرساختها و همچنین حمایت از سرمایهگذاران و فعالان اقتصادی از طریق معافیتهای مالیاتی در مناطق یا بخشهای اقتصادی، زمینة انتقال سرمایه به آن مناطق یا بخشها را فراهم میکند.
در کنار سیاستهای دولت برای انتقال و هدایت منابع به سمت مناطق مورد نظر خود، مسئله تصمیمگیری بنگاه برای انتخاب مکان فعالیت اقتصادی نیز مطرح است؛ بهطوریکه موفقیت اقتصادی یک بنگاه نهتنها به کارایی تکنیکی و اقتصادی آن بستگی دارد، بلکه مکان استقرار بنگاه نیز تعیینکننده و مهم است. ضرورت و اهمیت انتخاب مکان برای بنگاه صنعتی تا حدی است که در ادبیات این حـوزه بهعنوان یکی از عوامل تأثیرگذار بر موفقیت اقتصادی بنگاه صنعتی به شمار میرود. به این علت که مکان فعالیت میتواند بر رشد اشتغال بنگاه، خروج بنگاه از صنعت، سودآوری بنگاه و رقابت آن تأثیرگذار باشد (صالحنیا و مقصودپور، 1400).
سیاستهای دولت برای حمایت از مناطق مختلف میتواند زمینه را برای سرمایهگذاری بنگاههای اقتصادی در آن مناطق فراهم آورد. پراکندگی بنگاهها در مناطق مجزا، رقابت بین آنها را در جذب کارگران کاهش میدهد و شاید بنگاه را به مشتریهای پراکندهاش نزدیکتر کند؛ با این حال، مزایای ظریفی در خوشهایشدن[1] بنگاهها وجود دارد که برای بسیاری از صنایع این مزایا بر هزینههای آشکار متمرکزشدن برتری دارد.
امروزه توزیع و پراکندگی فعالیتهای اقتصادی در مناطق مختلف جهان یا یک کشور تفاوتهایی دارد که جغرافیای اقتصادی[2] قادر به پاسخگویی بخشی از این تفاوتها است. این شاخه از اقتصاد، به مطالعه مکان، توزیع و سازماندهی فضایی فعالیتهای اقتصادی در سطح جهان یا یک منطقه میپردازد. عوامل مختلفی در انتخاب مکان فعالیت یک بنگاه میتوانند نقش داشته باشند. نئوکلاسیکها و نهادگرایان عوامل مؤثر بر مکانیابی بنگاهها را عوامل بیرونی تلقی میکنند و معتقدند یک بنگاه اقتصادی در جستوجوی مکانی است که سود او را حداکثر کند (هزینه را حداقل کند)؛ ازاینرو، عواملی مانند هزینههای حملونقل، میزان دسترسی به زیربناها از قبیل جاده، برق، آب، گاز و ...، دسترسی به نیروی کار (ماهر و غیرماهر)، دسترسی به بازار، وجود صرفههای تجمیع، سرمایه انسانی، تکنولوژی، مالیات و مشوقهای دولتی و ... به تغییر توابع هزینه و سود بنگاهها منجر شدهاند و بنابراین بر انتخاب مکان فعالیت اقتصادی بنگاه اثر میگذارند؛ در مقابل، رفتارگرایان بر نقش عوامل درونی بنگاه از قبیل اندازه بنگاه و نوع مالکیت، نوع صنعت، ویژگیهای کارفرما یا مؤسس (محل سکونت او، تجارب قبلی او و ...) تأکید میکنند (مقصودپور، 1396).
تصمیمات مکانی بنگاهها بر پایه حداکثرکردن سود استوار است. به چند دلیل سود بالقوه یک بنگاه، از یک مکان نسبت به مکان دیگر متفاوت است: اول، انتقال نهادهها و محصولات هزینهبر است و مکانهایی که دارای هزینههای حمل و نقل نسبتاً پایینی هستند، سود بیشتری را ایجاد خواهند کرد (به شرط برابری بقیه شرایط). دوم، برخی نهادهها را بهطور کامل نمیتوان حمل کرد و مکانهایی با نهادههای محلی ارزان بهوجودآورنده سودهای بالاتر خواهند بود (به شرط برابری بقیه شرایط). سوم، برخی بنگاهها از همجواری با دیگر بنگاهها در یک صنعت مشابه سود میبرند (صرفهجوییهای ناشی از محلیشدن[3]) و عدهای از بنگاهها از بودن در یک شهر متنوع و بزرگ سود میبرند (صرفهجوییهای ناشی از شهرنشینی[4]). چهارم، بخش عمومی با دریافت مالیات، کالاها و خدمات عمومی را فراهم میآورد و و مکانهای برخوردار از یک بخش عمومی نسبتاً کارا، سودهای بالاتری را تولید خواهد کرد (به شرط برابری بقیه شرایط) (سولیوان، 1386).
مطالعه چگونگی استقرار و پراکندگی بنگاهها و واحدهای تولیدی بین مناطق مختلف کشور و عوامل تأثیرگذار بر این پراکندگی بسیار حائز اهمیت هستند و میتواند در شکلگیری برنامهریزی منطقهای نقش بهسزایی داشته باشد. این مقاله بهدنبال پاسخ به این سؤال است که آیا سیاستهای مالی دولت که با هدف رشد و توسعه اقتصادی متوازن استانهای ایران انجام میگیرد، توانسته است بر منافع خوشهایشدن و فعالیت متمرکز بنگاهها غلبه کند یا خیر. برای پاسخ به این سؤال اثر سیاستهای مالی دولت بر عدم تمرکز بنگاههای فعال در بخش صنایع پوشاک مستقر در استانهای ایران در بازه زمانی 1399-1381 با استفاده از دادههای پانل پویا و روش گشتاورهای تعمیمیافته[5] (GMM)بررسی شده است.
سازماندهی مقاله بدین صورت است که بعد از مقدمه حاضر، ادبیات موضوع پژوهش در دو زیربخش مبانی نظری و مبانی تجربی بررسی شده است. در ادامه پس از پرداختن به روششناسی پژوهش، یافتههای پژوهش آمدهاند. در بخش پایانی، ضمن تفسیر یافتههای پژوهش، جمعبندی و توصیههای سیاستی آمدهاند.
ادبیات موضوع
در این بخش ابتدا مبانی نظری پژوهش و پس از آن پیشینه پژوهش بیان شده است.
مبانی نظری پژوهش
یکی از مباحث عمده و اساسی در طراحی نظام برنامهریزی جامع اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی مسئله توسعه متوازن است که در فرایند توسعه ملی، ویژگیهای هر منطقه مورد توجه قرار میگیرد. توجه به همگنسازی مناطق از دیدگاه برخورداری از امکانات، تسهیلات و سایر شاخصهای مدنظر، مسئلهای است که میتواند در راه رسیدن به اهداف کّمی و کیفی برنامههای ملی، بر تخصیص منابع تأثیر بگذارد و با تغییر نگرش و جهتگیری متناسب با هدف کاهش فاصله مناطق، چهارچوب سیاستگذاری ملی را سازماندهی کند. بدین منظور لازم است با استفاده از روشهای علمی و توان اکولوژیکی مناطق سازماندهی ساختار روابط میان انسان، فضا و فعالیتها به نحوی صورت گیرد که بتوان در کنار توسعه پایدار اقتصادی و بهبود شاخصهای اجتماعی، تفاوت میان مناطق را کاهش داد (غفاریفرد، 1398).
در چارچوب اقتصاد کلان، سیاستهای دولت را میتوان به دو بخش سیاستهای مالی (مخارج و مالیاتها) و سیاستهای پولی (تعیین حجم پول و رویکردهای مختلف هدفگذاری نرخ بهره و نرخ ارز) تقسیم کرد (رجبپور و همکاران، 1401). آثار سیاست مالی بر اقتصاد از ابتدای طرح آن، مورد بحث مکاتب گوناگون بوده است. در دیدگاه کینزی (1936)، سیاست مالی در نقش عامل ضدچرخهای میتواند از نوسانات اقتصادی جلوگیری کند و ثبات اقتصاد کلان را به همراه بیاورد. بعدتر مکتب ساختارگرا، دیدگاه کینز را با مسائل اقتصادهای درحال توسعه اینگونه پیوند داد که کمبود سرمایهگذاری در کشورهای درحال توسعه از موانع اصلی شروع رشد اقتصادی این کشورها بوده و دولت میتواند و باید ازطریق مخارج خود، ایجاد زیرساختها و پیشبرد توسعه دولت محور، رشد و اشتغال را به همراه بیاورد (Nurkes, 1953). در مقابل در دیدگاه پولی و نئوکلاسیک، نقش سیاست مالی بیشتر معطوف به کوتاهمدت است و در بلندمدت تأثیری بر رشد و اشتغال ندارد (Freidman, 1968). همچنین مخارج دولت میتواند آثار ضدتوسعهای داشته باشد؛ یعنی جایگزینی سرمایهگذاری دولتی بهجای سرمایهگذاری خصوصی بهدلیل بهرهوری کمتر مخارج دولتی موجب اختلال در فرایند رشد شود یا دولتیشدن اقتصاد، با ترغیب رانتجویی، افزایش فساد و تضعیف فرایندهای رشد و توسعه را بهدنبال داشته باشد (Diamond, 1999). معرفی نظریه رشد درونزا، توجه مجدد به تأثیر سیاست مالی بر رشد اقتصادی را بهدنبال داشته است. در این چارچوب، افزایش مخارج سرمایهای دولت همانند خدمات زیرساختی و همچنین مخارج دولت بر دانش و بهبود سرمایه انسانی، میتواند موجب تحریک رشد اقتصادی شود و نقشی مؤثر در توسعه داشته باشد (Romer, 2001). در دو دهه اخیر، مطالعات مربوط به تأثیرات سیاست مالی از تمرکز بر رشد اقتصادی فراتر رفته و بررسی اثر سیاست مالی بر رشد فراگیر (رشد همراه با کاهش نابرابری) نیز درخور توجه قرار گرفته است (Ostry and Berg, 2011).
سازوکار تأثیرگذاری سیاست مالی در بخش مخارج را میتوان در قالب اثر بودجه جاری و عمرانی یا در قالب امور بودجه اقتصادی، اجتماعی، عمومی و دفاعی بررسی کرد. سیاست مالی ازطریق مخارج عمرانی (پروژههای سرمایهگذاری و بهبود زیرساختها) میتواند بر ایجاد فرصتهای رشد اقتصادی و اشتغال تأثیر بگذارد. مخارج جاری دولت نیز بر طیفی از متغیرهای توسعهای مانند حفاظت از محیط زیست و پرداختهای انتقالی به فقرا تأثیرگذار شناخته شده است (Addison et al., 2018). البته این مخارج میتوانند دارای اثر ازدحامی باشند؛ برای مثال، در حوزه ایجاد فرصتهای اقتصادی، برخی پژوهشها نتیجه گرفتهاند که بهدلیل بهرهوری کمتر بخش دولتی نسبت به بخش خصوصی، تأثیر سرمایهگذاری دولتی بر رشد بلندمدت با ابهام فراوان روبهرو است (رجبپور و همکاران، 1401). وجه دیگر سیاست مالی (یعنی مالیاتها) نیز توجهات گستردهای را به خود جلب کرده است؛ برای مثال، مطالعات اخیر بانک جهانی نشان میدهند رشد همراه با نابرابری، کمتر میتواند از استمرار بلندمدت بهرهمند شود (Ostry and Berg, 2011) ؛ بنابراین، تأثیر سیاست مالی بر هر دو بعد ایجاد و توزیع فرصتها شایان توجه قرار گرفته است.
تمرکز بنگاههایی که کالاهای مشابه با امکان جانشینی بالا تولید میکنند، در یک مکان جغرافیایی، یکی از ویژگیهای معماگونه اقتصاد شهری است؛ زیرا پراکندگی در مناطق مجزا، رقابت بین بنگاهها را در جذب کارگران کاهش میدهد و شاید بنگاه را به مشتریهای پراکندهاش نزدیکتر کند. از این نظر انتظار میرود بنگاهها تمایلی به تمرکز در کنار هم نداشته باشند؛ با این حال، در موارد متعددی میتوان شاهد تجمع گروهی از تولیدکنندگان کالاهای مشابه در نزدیک همدیگر بود. طبعاً این تمرکز جغرافیایی[6] بنگاهها مزایایی را برای آنها باید داشته باشد که این مزایا بتوانند بر هزینههای ناشی از تمرکز غلبه کنند. در ادامه، دلایل تمرکز جغرافیایی بنگاهها بررسی شدهاند.
استفاده مشترک از تأمینکنندگان نهادهها
بنگاهها در نزدیکی یکدیگر مستقر میشوند تا به این وسیله هزینه به دست آوردن نهادهها و هزینه انتقال محصولات خود را به مشتریان زیردست خود کاهش دهند. با گرد هم آمدن واحدهای تولیدی مشابه، مقیاس تولید افزایش مییابد؛ درنتیجه، تولید برای تولیدکنندگان واسطهای در آن محدودة جغرافیایی مقرونبهصرفه میشود. در غیر این صورت، بنگاه تولیدکنندة کالا باید نهادههای مصرفی خود را از مکانی دورتر تهیه کند و افزایش هزینههای حملونقل برای بنگاه منجر به بالارفتن هزینههای تولید کالا میشود. این حالت بهویژه در شرایطی بنگاهها را به سوی تجمیع سـوق میدهد که حملونقل نهادهها بهدلیل حجیمبودن، شکستنیبودن و ... بسیار هزینهبر باشد یا بنگاهها در صورت نزدیکی بتوانند برای کاهش هزینهها، نهادهای را بهصورت مشترک به استخدام بگیرند و از آن در تولید استفاده کنند. همچنین، تمرکز جغرافیایی بنگاههای مختلف منجر به ایجاد صرفههای ناشی از مقیاس در تولید نهادههای واسطهای مشترک مانند بانکداری، بیمه، سیستمهای حملونقل، خدمات امنیتـی و ... میشوند که کل بنگاهها از مزایای اینگونه صرفهها بهره میبرند. بـه هر حال پایینآمدن هزینههای بنگاههای مجاور بهدلیل صرفهجویی در هزینه نهادههای مصرفی، تولید را ازنظر اقتصادی مقرونبهصرفه میکند و باعث افزایش تولید هر بنگاه و افزایش تعداد بنگاهها میشود (فرهمند و بدری، 1391). هندرسن[7] (2000) نیز معتقد است بهدلیل وجود صرفههای محلی[8] ناشی از مقیاس، هنگامی که بنگاهها بهصورت متمرکز تولید کنند، بسیار کاراتر عمل میکنند؛ زیرا مجاورت فضایی یا تراکم بالای فعالیت در یک محل، سبب میشود هزینههای حمل و مبادله اجزا در میان تولیدکنندهها و هزینههای حمل برای شهروندان محلی کاهش یابد و آثار خارجی مثبت[9] چشمگیری ایجاد شود.
استفاده مشترک از بازار کار
مجاورت فیزیکی بنگاهها، هزینههای نقل و انتقال کارگران را هم برای کارگران و هم برای کارفرمایان کاهش میدهد. همچنین، بنگاهها اطمینان کافی ندارند که در آینده به چه درجهای از مهارتهای شغلی نیاز دارند. در مکانی که تمرکز جغرافیایی بنگاهها وجود دارد، بنگاهها با کارگران بیشتر و درنتیجه گوناگونی در مهارت مواجه هستند که خود هزینههای جستوجو و دستمزد را برای بنگاه کاهش میدهد. همچنین، احتمال از دست دادن کار برای کارگرانی که در یک گروه از بنگاهها مشغول به کار هستند، کمتر از کارگرانی است که در یک بنگاه دورافتاده مشغول به کار میشوند. پس کارگران برای کار در یک گروه از بنگاهها حاضر به قبول دستمزد کمتری میشوند که بـه بالارفتن میزان اشتغال و رشد اقتصادی منجر میشود (فرهمند و بدری، 1391). درواقع، تجمیع باعث ایجاد یک بازار با ثبات از نیروی کار متخصص میشود.
سرریز دانش و تکنولوژی
استقرار بنگاهها در نزدیکی یکدیگر به سرریزهای دانش و آگاهی منجر میشود. همچنین، به مبادله سریعتر مهارتها، ایدهها و نوآوریها بـین کارگران آن صنعت با یکدیگر منجر شده و منبع جدیدی از ایدهها و ابداعات را به وجود میآورد (سولیوان، 1386). زمانی که بنگاههای مشابه، مجاور یکدیگر واقع شوند و موجب تمرکز یک صنعت در یک منطقه شوند، سرریزهای دانش و تکنولوژی بین آنها افزایش مییابد. در چنین وضعیتی ایدههای نوآور کمتر میتوانند مخفی بمانند؛ بهخصوص زمانی که کارکنان بنگاههای مختلف، بتوانند بهراحتی با یکدیگر ارتباط داشته باشند، یک چگالی بالا از فعالیتهای اقتصادی تبادل اطلاعات را تسهیل میکند
(صالحنیا و مقصودپور، 1400).
وجود مزایای طبیعی
در برخی مناطق موهبتهای طبیعی وجود دارند که بهراحتی تغییر نمیکنند. از این جمله میتوان به زمین، شرایط آب و هوایی، رودخانه (بهخصوص رودخانههای قابل کشتیرانی)، نیروی کار غیرقابل تحرک، جنگل و غیره اشاره کرد. براساس این موهبتها، میتوان درک کرد چرا تمرکز برخی بنگاهها در مناطق خاصی بیشتر است[10] یا اینکه چرا برخی بنگاهها در یک منطقه تمایل به تولید کالای کاربر و در منطقه دیگر گرایش به تولید کالای سرمایهبر دارند (مککین[11]، 1394).
استفاده از صرفههای شهرنشینی
صرفههای ناشی از شهرنشینی به مواردی اشاره دارد که هزینههای تولیدکنندگان بهدلیل افزایش جمعیت کل یک ناحیه شهری کاهش مییابد (سولیوان، 1386). مشخص است افزایش جمعیت شهری که یک فعالیت اقتصادی در آنجا انجام میگیرد با کاهش هزینه سرانه زیرساختها و کاهش هزینه سرانه دسترسی به بازار برای تولیدکنندگان، منافعی را برای آنها به همراه خواهد داشت؛ بنابراین، با افزایش جمعیت ساکن در شهرهای بزرگ تمایل بنگاهها به استقرار در این نواحی
(یا نواحی نزدیک به آنها) افزایش مییابد. ادامه این روند در طول زمان به شکلگیری تمرکز جغرافیایی بنگاهها منجر میشود (صالحنیا و مقصودپور، 1400).
در کنار رسیدن به رشد و توسعه اقتصادی مطلوب که یکی از اصلیترین اهداف برنامهریزان هر کشور محسوب میشود، یکی از اهداف اصلی آمایش سرزمین و برنامههای کلان توسعه در کشور تأکید بر گسترش فعالیتهای صنعتی در فضای جغرافیایی و تخصصیابی منطقهای برای شکلگیری تقسیم کار فضایی و عدالت در برخورداری از امکانات و رشد متوازن مناطق مختلف کشور است. همچنین، یکی از عوامل مؤثر بر سود بنگاههای اقتصادی، مکان فعالیت بنگاه است. مجموعه عواملی که یک مکان جغرافیایی را برای فعالیت بنگاه جذابتر میکنند ممکن است با سیاستهای رشد متوازن مدنظر دولت سازگاری نداشته باشند و باعث شکلگیری یک تضاد شوند که دولت در اتخاذ سیاستهای خود باید به آن توجه داشته باشد.
مروری بر مطالعات تجربی
سریدر و وان[12] (2010)، عوامل مؤثر بر مکانیابی بنگاهها را به سه دسته کلی متغیرهای جغرافیایی اقتصادی (نزدیکی به نهاده و موجودبودن مواد خام)، زیربناها و خدمات (وجود راه آسفالته، دسترسی به انواع انرژی و دسترسی به خطوط تلفن) و قوانین و مقررات دولتی و ویژگیهای بنگاه (مالکیت، اندازه و ...) تقسیم میکنند. همچنین، نتیجة پژوهش آنها برای کشورهای چین، هند و برزیل نشان میدهد با افزایش اندازه شهر، احتمال استقرار بنگاهها در آن شهر افزایش مییابد[13]؛ با این حال، پایتختها غالباً مکان مناسبی برای استقرار بنگاهها نیستند؛ بهخصوص اگر پایتختها شهرهای بسیار بزرگی باشند. آلاماندا[14] (2020)، در مقالهای با عنوان «اثر مخارج دولت بر نابرابری درآمد و فقر در اندونزی» با تجزیه و تحلیل مجموعه دادههای پانل 33 استان از سال 2005 تا سال 2017، تأثیر انواع مختلف هزینههای دولت بر نابرابری درآمد و فقر در اندونزی را بررسی کرده است. این مقاله با استفاده از اثر ثابت، اثر تصادفی و رگرسیون بهظاهر غیرمرتبط (SURE) نشان میدهد کمکهای اجتماعی، یارانهها و هزینههای کمک مالی، تأثیر ناچیزی در کاهش نابرابری درآمد و فقر در اندونزی دارد. کچرمانز و همکاران[15] (2020)، در پژوهشی اثرات معافیتهای مالیاتی تحقیق و توسعه بر تصمیم بنگاهها را با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی در دوره زمانی 2011-2007 در کشور بلژیک بررسی کردهاند. نتایج حاصل از آن نشان میدهند تصمیم بنگاهها به استفاده از معافیتهای مالیاتی تحقیق و توسعه تأثیرگرفته از انتخاب بنگاههای دیگر است و با در نظر گرفتن ساختار شبکهای بنگاهها در ابلاغ اقدامات پشتیبانی جدید، کارایی سیاستهای تحقیق و توسعه را میتوان بهبود بخشید. دنگ و همکاران[16] (2020) در مقالهای، چگونگی تأثیر مداخله دولت بر میزان سرمایهگذاری و کارایی سرمایهگذاری شرکتهای چینی در دوره بحران مالی سال 2008 را بررسی کردهاند. هدف از سیاست حمایتی چهار تریلیون یوانی دولت چین، بازیابی اقتصاد ازطریق ترویج سرمایهگذاری در حوزههای دارای اولویت بود. نتایج پژوهش آنان نشان میدهد شرکتهای تحت مداخله دولت بیش از شرکتهای کنترل سرمایهگذاری کردهاند. تجزیه و تحلیل بیشتر نشان میدهد منبع تأمین مالی سرمایهگذاری عمدتاً از وامهای بانکی بوده است تا جریانهای نقدی داخلی. با این حال، عملکرد این شرکتها پس از سرمایهگذاری ضعیف بوده است. بهدلیل اینکه شرکتهای تحت مداخله دولت پس از دریافت بسته حمایتی بیشازحد سرمایهگذاری کردهاند، کارایی سرمایهگذاری آنها کاهش یافته است. یافتهها نشان میدهند مداخله دولت میتواند نقش منفی در شرکتهای تحت مداخله داشته باشد. فاریا و همکاران[17] (2023) معتقدند این دیدگاه که ایجاد کسبوکار جدید با سطح بهینه سرمایهگذاریهای دولتی رشد میکند، همچنان برای سیاستگذاران جذاب است؛ اما در مقابل این رویکرد فعال، دیدگاه دیگری وجود دارد که در آن دولتها ممکن است رویکردی منفعلانه برای تحریک ایجاد کسبوکار اتخاذ کنند. نتایج پژوهش آنان نشان میدهند ایجاد کسبوکار جدید بهطور مثبت به عواملی فراتر از سرمایهگذاریهای دولتی بستگی دارد که میتوان به جذب مهاجران با مهارت بالا به منطقه، کاهش قیمت املاک، کاهش مالیاتها و جریمههای شرکتها در بخش غیررسمی اشاره کرد. این یافتهها نشان میدهند کارآفرینان ایجاد کسبوکار در منطقه را تنها به سرمایهگذاریهای دولتی محدود نمیدانند. گاس و هرت[18] (2023) در تحقیقی، عوامل تعیینکنندة انتخاب مکان شرکتها در آلمان را بررسی میکنند. نتایج تخمین مدل لاجیت چندجملهای مختلط تودرتو، براساس نمونهای از 110083 شرکت آلمانی، شواهدی را ارائه میدهد که اثرات تراکم نقش اساسی در انتخاب مکان شرکتها بازی میکند؛ درحالیکه معیار دسترسی پیچیده به بازار تأثیر چشمگیری ندارد. این نتیجه برای شرکتهای بزرگ و همچنین کوچک و متوسط صادق است و استحکام نتایج آن در چندین بررسی تأیید شده است.
عبدالملکی و شیردلیان (1392) در پژوهشی، تأثیر معافیتهای مالیاتی مناطق محروم (موضوع ماده 132 ق.م.م) بر کارایی اقتصادی را با استفاده از دو شاخص رشد اقتصادی و توسعه منطقهای بررسی کردهاند. نتایج حاصل از پژوهش آنان نشان میدهد معافیتهای مالیاتی (موضوع ماده 132 ق.م.م) اثری بر رشد و توسعه اقتصادی استانهای کشور نداشته است. عبدی و رضایی (1394) در پژوهشی بهمنظور تحلیل چگونگی تحریک سرمایهگذاری درنتیجة اعطای مشوقهای مالیاتی، منافع و هزینههای مشوقهای مالیاتی در صنایع مختلف اقتصاد ایران را با روش معادلات همزمان در دوره زمانی 1390-1372 تحلیل کردهاند. نتایج حاصل از آن بیانکنندة این است که هزینه اعطای هرگونه محرک مالی نسبت به منافع آن بیشتر بوده است. عسگری و جعفری (1395) در پژوهشی آثار اعطای معافیتهای مالیاتی در مناطق آزاد تجاری ایران (مطالعه موردی منطقه آزاد قشم، کیش و چابهار) را به روش استنباطی در دوره زمانی 1393-1378 بررسی کردهاند. نتایج حاصل نشان میدهد معافیتهای مالیاتی اعطاشده تأثیر چشمگیری بر گسترش صادرات مناطق آزاد تجاری در ایران نداشته است. موسوی جهرمی و همکاران (1395) در پژوهشی، تأثیر معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم بر سرمایهگذاری و ورود شرکتها به شهرستانهای کمتر توسعهیافته کشور را با استفاده از روش گروه کنترل ترکیبی (SCM) در دوره زمانی 1387-1375 بررسی کردهاند. نتایج حاصل نشان میدهند این معافیتهای مالیاتی تأثیری بر ورود شرکتها و سرمایهگذاری در شهرستانهای کمتر توسعهیافته کشور نداشته است. ایزدی و همکاران (1397) در پژوهشی، تأثیر معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 (ق.م.م) با استفاده از روش گروه کنترل ترکیبی (SCM) بر ایجاد اشتغال در مناطق کمتر توسعهیافته ایران را بررسی کردهاند. نتایج پژوهش آنها نشان میدهند معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم تأثیری بر اشتغال مناطق کمتر توسعهیافته نداشته است. براتی و همکاران (1397) در پژوهش خود، محرکهای توسعه منطقهای در ایران را با رویکرد اقتصادسنجی فضایی بررسی کردهاند. نتایج پژوهش آنها بیانکنندة تأثیر چشمگیر عوامل سیاستی، بهویژه سیاست مالی بر افزایش سطح توسعه منطقهای یا کاهش نابرابری بین استانها است. حاجی و همکاران (1399) در پژوهشی با عنوان «مخارج دولت و رشد منطقهای در ایران رهیافت اقتصادسنجی فضایی»، تأثیر مخارج مصرفی دولت بر رشد منطقهای ایران را بررسی کردهاند. نتایج حاصل از این پژوهش بیانکنندة اثر منفی مخارج مصرفی دولت، رشد جمعیت و سرمایه انسانی بر رشد منطقهای در ایران است و معناداری متغیر وابستگی فضایی نشاندهندة آثار مثبت سرریز ناشی از رشد اقتصادی در مناطق است. ایزدخواستی و همکاران (1400) پژوهشی با عنوان «بررسی تأثیر معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 (ق.م.م) بر تعداد و ارزش افزوده واحدهای صنعتی ایجادشده در مناطق مشمول معافیت در ایران» را با استفاده از روش اقتصادسنجی دادههای تابلویی در دوره زمانی 1395-1385 انجام دادهاند. نتایج نشان دادهاند حجم سرمایه فیزیکی، تعداد شاغلان، هزینههای عمرانی دولت و تسهیلات پرداختی بانکی به بخش صنعت اثرات مثبتی بر تعداد و ارزش افزوده واحدهای صنعتی داشته است؛ اما معافیتهای مالیاتی ماده 132 بر تعداد و ارزش افزوده واحدهای صنعتی در مناطق محروم و کمتر توسعهیافته اثرگذار نبوده است. گودرزی فراهانی و خلیلی عراقی (1401) پژوهشی را با هدف بررسی ارتباط بین اعتبارات بودجهای دولت و اعتبارات بانکی براساس سیاست مالی و پولی بر رشد اقتصادی و توزیع درآمد استانهای کشور انجام دادهاند. در این راستا اعتبارات تخصیص دادهشده بر استانهای مختلف براساس سیاست پولی و مالی ارزیابی شده است. بهمنظور تحلیل این رابطه از اطلاعات آماری بازه زمانی 1399-1380 و روش دادههای پانلی خودرگرسیون برداری (PanelVAR) استفاده شده است. نتایج بهدستآمده از شوک واردشده از ناحیه اعتبارات بودجهای اثر مثبتی بر رشد اقتصادی استانهای کشور داشته است. همچنین، این شوک به توزیع نامناسبتر درآمد در استانهای کشور منجر شده است. اثرات سیاست پولی نیز بر متغیرهای رشد اقتصادی و توزیع درآمد مانند مخارج دولت بوده است؛ اما شدت اثرگذاری سیاست پولی از سیاست مالی بیشتر بوده است.
با مرور نتایج مطالعات پیشین دربارة مکانیابی بنگاهها، عوامل مؤثر بر انتخاب مکان یک فعالیت اقتصادی را میتوان به چند دسته کلی تقسیم کرد. دستهای از مطالعات انجامشده، میزان دسترسی بنگاه به نهادهها، بازار مصرف و زیرساختهای کافی و مناسب را عاملی اساسی در تصمیمگیری و انتخاب مکان یک فعالیت اقتصادی دانستهاند. دستهای دیگر به پتانسیل رشد اقتصادی منطقه و مشوقها و حمایتهای دولتی اشاره دارند و دستهای دیگر به نقش پررنگ صرفههای تجمع (صرفههای شهرنشینی و صرفههای محلیشدن) در انتخاب مکان استقرار بنگاه اشاره دارند. در این پژوهش سعی شده است با انتخاب متغیرهای مناسب اثرگذاری هر سه دسته عوامل بالا بررسی شوند.
روششناسی پژوهش
انتخاب و تصریح مدل
در این پژوهش برای بررسی عوامل مؤثر بر انتخاب مکان فعالیت صنایع پوشاک و تمرکز آنها از پژوهش سریدر و وان (2010) استفاده شده است. آنها عوامل مؤثر بر مکانیابی بنگاه را به سه دسته کلی تقسیم میکنند. دسته اول متغیرهای جغرافیایی اقتصادی؛ دسته دوم متغیرهای زیربنایی، خدماتی و متغیرهای مربوط به قوانین و مقررات دولتی و دسته سوم ویژگیهای بنگاه هستند. در این پژوهش برای سنجش اثرگذاری متغیرهای جغرافیایی اقتصادی از متغیرهای وقفه تمرکز جغرافیایی صنایع پوشاک، نخست شهری استان، سهم استان از کل جمعیت کشور و سهم استان از موجودی سرمایه کشور استفاده شده است. استفاده از متغیر وقفه تمرکز جغرافیایی بهعنوان متغیر توضیحی در مدل به این دلیل است که میتواند منعکسکنندة اثر صرفههای محلیشدن باشد. متغیر نخست شهری نیز بهعنوان متغیری به کار گرفته شده است که اثر صرفههای شهرنشینی بر مکانیابی بنگاهها را نشان میدهد؛ ضمن آنکه سهم استان از جمعیت کشور و سهم استان از موجودی سرمایه کل کشور هم میتواند منعکسکنندة شرایط جغرافیایی و اقتصادی هر استان باشد و هم پتانسیل رشد اقتصادی منطقه را نشان میدهد. همچنین، از متغیر سهم هر استان از کل بودجه عمرانی کشور در هر سال برای سنجش اثر زیرساختها در انتخاب مکان فعالیت بنگاه استفاده شده است. برای سنجش اثر متغیرهای مربوط به قوانین و مقررات دولتی از معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم استفاده شده است. با این تفاسیر مدل استفادهشده در این پژوهش به شکل رابطه (1) تعریف میشود:
|
رابطه (1) |
Fcit = α + βXit + λGit + δDit + εit |
در اینجا، Fc تمرکز جغرافیایی صنایع تولیدی پوشاک،
X بردار متغیرهای جغرافیایی اقتصادی، Gi متغیر سهم هر استان از کل بودجه عمرانی کشور ،Dit متغیر معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم، ε جزء اخلال مدل و i و t بهترتیب نشاندهندة استان و سال هستند. با جایگذاری متغیرهای جغرافیایی اقتصادی مدنظر در بردار X، رابطه (1) به شکل رابطه (2) تصریح میشود:
|
رابطه (2) |
Fcit = α + τFci (t-1) + ηPoit + γPrit + δSait + λGit + βDit + εit |
در این رابطه، Fct-1، Po، Pr، Sa، G و D بهترتیب تمرکز بنگاهها با یک دوره وقفه، سهم استان از جمعیت کشور، نخست شهری، سهم استان از موجودی سرمایه کشور، سهم هر استان از کل بودجه عمرانی کشور و معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم هستند.
درنهایت، با گرفتن لگاریتم از دو طرف رابطه (2) مدل نهایی به شکل رابطه (3) در میآید. مزیتگرفتن لگاریتم از متغیرها این است که علاوه بر انجام بهتر برآورد مدل، میتوان نتایج حاصل را بـهصورت کشش تعبیر و تفسیر کرد؛ بهگونهایکه ضرایب متغیرها نشاندهندة کشش آن متغیر نسـبت به متغیر وابسته هستند. در این رابطه (L) نشاندهندة لگاریتم است.
|
رابطه (3) |
LFcit = α + τLFci (t-1) + ηLPoit + γLPrit + δLSait + λLGit + βLDit + εit |
رابطه (3) بهعنوان مدل پژوهش با استفاده از دادههای موجود در سایت مرکز آمار ایران برای 28 استان[19] ایران در دوره زمانی[20] 1381-1399 با نرمافزار ایویوز و روش گشتاورهای تعمیمیافته برآورد شده است.
معرفی متغیرهای استفادهشده در مدل
تمرکز بنگاهها: برای سنجش میزان تمرکز جغرافیایی بنگاهها، شاخصهای مختلفی وجود دارند که به شاخص الیسون - گلاسر[21]، ناکامورا - پل[22] و هریشمن - هرفیندال[23] میتوان اشاره کرد. الیسون و گلایسر متغیر G= را بهعنوان معیاری برای محاسبه تمرکز جغرافیایی پیشنهاد میکنند که در آن si سهم منطقه i در اشتغال صنعت بررسیشده است و
xi سهم ناحیه i در اشتغال کل مناطق (اشتغال کشور) است (مهرگان و تیموری، 1391). شاخص ناکامورا و پل بهصورت
S = تعریف میشود که X ارزش افزوده کل کشور در بخش صنعت و Xj ارزش افزوده بخش صنعت منطقه j (که در اینجا j معرف استان است) را نشان میدهد (دهقان شبانی و اکبری، 1394). در این پژوهش از شاخص هریشمن - هرفیندال استفاده شده است[24] که این شاخص بهصورت زیر تعریف میشود (دهقان شبانی، 1392):
|
رابطه (4) |
Fc = |
در این رابطه، Fc تمرکز جغرافیایی بنگاهها را نشان میدهد. ارزش افزوده صنعت k (در این پژوهش صنایع پوشاک) را در استان j نشان میدهد. ارزش افزوده کل صنایع استان
j را نشان میدهد (به این ترتیب صورت کسر سهم ارزش افزوده صنعت k را از ارزش افزوده کل صنایع هر استان نشان میدهد). در مخرج کسر دو عبارت و وجود دارند که بهترتیب نشاندهندة مجموع ارزش افزوده کل صنایع پوشاک کشور و ارزش افزوده کل صنایع کشور هستند ( به این ترتیب مخرج کسر سهم صنعت k را از کل ارزش افزوده صنایع کشور نشان میدهد). به این ترتیب، متغیر تمرکز صنایع پوشاک در مدل بهصورت نسبت سهم ارزش افزوده صنایع پوشاک هر استان به سهم ارزش افزوده صنایع پوشاک کشور تعریف میشود. مقدار بیشتر این شاخص نشاندهندة تمرکز بیشتر است. دادههای مورد نیاز برای محاسبه شاخص تمرکز صنایع پوشاک هر استان از آمار حسابهای منطقهای ایران موجود در سایت مرکز آمار ایران استخراج شده است. جدول (1) سهم استانها از ارزش افزوده صنعت تولید پوشاک کشور و نیز تمرکز بنگاههای این صنعت در استانهای مختلف را نشان میدهد.
سهم استان از بودجه عمرانی کشور: برای محاسبه این متغیر بودجه عمرانی هر استان در سالهای مختلف بر کل بودجه عمرانی کشور در آن سال تقسیم شده است. آمار مربوط به بودجه استانها و کشور از سالنامههای آماری مرکز آمار ایران جمعآوری شده است.
نخست شهری: نخست شهری به سهم بزرگترین شهر منطقه (استان) از کل جمعیت شهری اشاره دارد. این متغیر از تقسیم جمعیت بزرگترین شهر نظام شهری هر استان به کل جمعیت شهری آن استان محاسبه شده است. این متغیر برای سنجش دسترسی بنگاه به بازار متمرکز نزدیک (در داخل استان) استفاده شده است؛ ضمن اینکه وجود نخست شهر باعث شکلگیری صرفههای شهرنشینی میشود و تمایل بنگاهها به استقرار در نزدیکی این شهرها (برای استفاده از این صرفهها) را افزایش میدهد.
سهم استان از جمعیت کشور: برای محاسبه این متغیر جمعیت هر استان در سالهای مختلف بر جمعیت کشور در آن سال تقسیم شده است. آمار مربوط به جمعیت استانها و کشور از سالنامههای آماری مرکز آمار ایران جمعآوری شده است. با توجه به اینکه آمار جمعیت مطابق سرشماریهای انجامشده موجود است، برای سالهایی که آماری از جمعیت در دسترس نبوده است، با استفاده از میانگین نرخ رشد جمعیت در طول دوره، تخمین جمعیت انجام گرفته است.
شاخص معافیتهای مالیاتی استان: براساس ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم، درآمد مشمول مالیات ابرازشده ناشی از فعالیتهای تولیدی و معدنی در بخشهای تعاونی و خصوصی که از اوایل سال 1381 به بعد از طرف وزارتخانههای ذیربط برای آنها پروانه بهرهبرداری، صادر یا قرارداد استخراج و فروش منعقد شده است، از تاریخ شروع بهرهبرداری یا استخراج به میزان 80 درصد و به مدت چهار سال و در مناطق کمتر توسعهیافته به میزان 100 درصد و به مدت 10 سال از مالیات موضوع ماده 105 این قانون معاف هستند. برای ساختن شاخص معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم، از نسبت مالیات شرکتهای تولیدی به کل مالیات استان استفاده شده است؛ براساس این، در استانهایی که میزان معافیت مالیاتی واحدهای صنعتی بیشتر است، نسبت مذکور کمتر خواهد بود.
جدول 1- سهم هر استان از ارزش افزوده صنایع پوشاک کشور و شاخص تمرکز هر استان (متوسط دوره)
Table 1- The share of each province in the added value of the country's clothing industries and the concentration index of each province (period average)
|
ردیف |
نام استان |
سهم استان از ارزش افزوده صنعت پوشاک کشور (درصد) |
شاخص تمرکز HHI |
ردیف |
نام استان |
سهم استان از ارزش افزوده صنعت پوشاک کشور (درصد) |
شاخص تمرکز HHI |
|
1 |
تهران 1 |
4/51 |
562/7 |
15 |
مرکزی |
73/1 |
163/0 |
|
2 |
خراسان رضوی 2 |
5/55 |
191/1 |
16 |
چهارمحال و بختیاری |
13/0 |
063/0 |
|
3 |
فارس |
88/1 |
393/0 |
17 |
زنجان |
73/1 |
214/1 |
|
4 |
آذربایجان شرقی |
47/8 |
533/1 |
18 |
قم |
9/0 |
496/0 |
|
5 |
خوزستان |
60/2 |
112/0 |
19 |
سیستان و بلوچستان |
02/1 |
943/0 |
|
6 |
مازندران |
65/2 |
25/1 |
20 |
لرستان |
93/0 |
408/2 |
|
7 |
آذربایجان غربی |
59/1 |
153/1 |
21 |
سمنان |
38/0 |
054/0 |
|
8 |
اصفهان |
98/1 |
040/0 |
22 |
اردبیل |
71/0 |
719/0 |
|
9 |
گیلان |
65/2 |
352/2 |
23 |
یزد |
32/1 |
139/0 |
|
10 |
قزوین |
5/0 |
025/0 |
24 |
کردستان |
8/0 |
311/4 |
|
11 |
کرمانشاه |
25/1 |
159/1 |
25 |
هرمزگان |
7/4 |
946/2 |
|
12 |
کرمان |
12/1 |
088/0 |
26 |
بوشهر |
28/0 |
001/0 |
|
13 |
همدان |
78/0 |
734/0 |
27 |
کهکیلویه و بویراحمد |
26/1 |
514/5 |
|
14 |
گلستان |
03/1 |
24/2 |
28 |
ایلام |
32/0 |
926/1 |
مأخذ: یافتههای پژوهش
1 سهم استان تهران از ارزش افزوده صنعت پوشاک کشور بدون البرز حدود 49 درصد است.
2 سهم استان خراسان رضوی از ارزش افزوده صنعت پوشاک بدون احتساب خراسانهای شمالی و جنوبی حدود 30/4 درصد است.
سهم استان از موجودی سرمایه کشور: متغیر سهم استان از موجودی سرمایه کشور از تقسیم موجودی سرمایه هر استان بر کل موجودی سرمایه کشور محاسبه شده است. دادههای مربوط به این متغیر برای سالهای 1388-1381 از مقاله «فاصله اقتصادی و رشد منطقهای در ایران» (دهقان شبانی و اکبری: 1394) دریافت شده و برای بقیه سالها با روش مشابه محاسبه شدهاند.
روش تخمین مدل
با حضور وقفه متغیر وابسته (Fcit-1) در میان متغیرهای توضیحی بهصورت وقفه در طرف راست، برآوردهای OLS از سازگاری لازم برخوردار نیستند؛ براساس این، روشهای برآورد دو مرحلهای 2SLS یا GMM میتوانند استفاده شوند. براساس نظر ماتیاس و سوستر[25] برآورد 2SLS بهدلیل انتخاب نادرست متغیرهای ابزاری، ضمن ایجاد واریانسهای بزرگ برای ضرایب، عدم معنیداری آماری را نیز در پی دارد؛ بنابراین، روش گشتاور تعمیمیافته (GMM) توسط آرلانو و باند[26] برای حل این مشکل پیشنهاد شده است (مکیان و همکاران، 1391). روش گشتاورهای تعمیمیافته برای به دست آوردن پارامترهای سازگار، به تعداد دورههای زمانی زیادی نیازمند نیست و برای پانلهایی با دوره زمانی کم و مقاطع زیاد نیز مناسب است. همچنین، خودهمبستگی محدودی در جمله خطای منجرشده از معادله تخمینزنندههای GMM، برای برآورد دادههای پانل پویا در نظر گرفته میشود (Arellano and Bond, 1991).
تخمین مدل و تفسیر یافتههای پژوهش
بررسی مانایی متغیرها
گام اول در برآورد الگوی مدنظر، بررسی مانایی متغیرها است که براساس آزمون لوین - لین و چاو[27] و آزمون فیشر - دیکی فولر تعمیمیافته[28] صورت گرفته است که آزمونهای مربوط به دادههای پانل هستند. با توجه به نتایج ارائهشدة آزمون مانایی متغیرها در جدول (2)، ملاحظه میشود متغیرهای تمرکز بنگاهها، نخست شهری و نسبت جمعیت استان به کشور در سطح مانا هستند؛ اما متغیرهای دیگر نامانا بوده و با یک بار تفاضلگیری مانا شدهاند.
جدول 2- نتایج حاصل از بررسی ایستایی متغیرها
Table 2- The results of examining the stationarity of variables
|
ردیف |
نام متغیر |
آزمون لوین، لین و چو |
آزمون فیشر - دیکی فولر تعمیمیافته* |
درجه مانایی |
||
|
آماره |
احتمال |
آماره |
احتمال |
|||
|
1 |
LFc |
0139/14- |
0000/0 |
816/159 |
0021/0 |
I (0) |
|
2 |
Di |
27102/2- |
0000/0 |
119/121 |
0003/0 |
I (1) |
|
3 |
LPr |
2636/36- |
0000/0 |
6025/66 |
0308/0 |
I (0) |
|
4 |
LSa |
31758/4- |
0000/0 |
146/95 |
0002/0 |
I (1) |
|
5 |
LPo |
14804/2- |
009/0 |
2763/14 |
0833/0 |
I (0) |
|
6 |
LGi |
26001/3- |
0006/0 |
622102/12 |
0083/0 |
I (1) |
* وقفه انتخابی برای آماره ADF-Fisher توسط معیار شوارتز انتخاب شده است.
مأخذ: یافتههای پژوهش
آزمون همانباشتگی دادههای پانلی
تخمین مدل در حالت نامانا بودن متغیرها باعث ایجاد رگرسیون کاذب در مدل میشود. برای جلوگیری از اتکا به رگرسیون کاذب روشهای تفاضلگیری و آزمون همانباشتگی وجود دارد؛ اما هنگام استفاده از تفاضل متغیرها در برآورد ضرایب الگو، اطلاعات ارزشمندی در رابطه با سطح متغیرها از دست میرود؛ بنابراین، این روش برای جلوگیری از اتکا به رگرسیون کاذب مناسب نیست. برای رفع این مشکل از آزمون همانباشتگی میتوان استفاده کرد. مفهوم همانباشتگی تداعیکنندة وجود یک رابطه تعادلی بلندمدت است که سیستم اقتصادی در طول زمان به سمت آن حرکت میکند (نوفرستی، 1389).
در تحلیلهای آزمون همانباشتگی پانلی، وجود روابط بلندمدت اقتصادی آزمون میشوند. ایده اصلی در تجزیه و تحلیل همانباشتگی این است که اگرچه بسیاری از سریهای زمانی اقتصادی نامانا (حاوی روندهای تصادفی) هستند، ممکن است در بلندمدت ترکیب خطی این متغیرهـا، مانا (و بدون روند تصادفی) باشند (بهرامی و پهلوانی، 1393).
در صورت نامانایی متغیرهای مدل اگر بین آنها همانباشتگی برقرار باشد، نتایج حاصل از تخمین مدل قابل اعتماد خواهد بود. در این مقاله بهمنظور بررسی آزمون همانباشتگی در مدل از دو روش پدرونی[29] و کائو[30] استفاده شده است. نتایج این آزمونها (بـا فرضیه صفر مبنی بر عدم همانباشتگی برای این دو آزمون) در جدولهای (3) و (4) آمدهاند.
جدول 3- نتایج آزمون همانباشتگی پدرونی
Table 3- The results of the Pedroni cointegration test
|
ردیف |
Pedroni Cointegration |
با عرض از مبدأ |
با عرض از مبدأ و روند |
||
|
آماره آزمون |
P-value |
آماره آزمون |
P-value |
||
|
1 |
Panel v-Statistic |
395/3- |
998/0 |
837/2- |
987/0 |
|
2 |
Panel rho-Statistic |
485/3 |
989/0 |
583/4 |
000/1 |
|
3 |
Panel PP-Statistic |
811/2- |
001/0 |
802/8- |
000/0 |
|
4 |
Panel ADF-Statistic |
357/5- |
000/0 |
167/9- |
000/0 |
|
5 |
Group rho-Statistic |
452/5 |
000/1 |
501/8 |
000/1 |
|
6 |
Group PP-Statistic |
106/6- |
000/0 |
730/8 |
001/0 |
|
7 |
Group ADF-Statistic |
741/3- |
004/0 |
437/3- |
007/0 |
مأخذ: یافتههای پژوهش
جدول 4- نتایج آزمون همانباشتگی کائو با استفاده از آماره ADF
Table 4- Results of Kao cointegration test using ADF statistic
|
ردیف |
آماره |
احتمال |
نتیجه آزمون |
|
1 |
813911/1 |
0346/0 |
فرضیه صفر مبنی بر عدم همانباشتگی در مدل رد میشود |
مأخذ: یافتههای پژوهش
براساس نتایج ارائهشده در جدولهای (3) و (4) ملاحظه میشود که همانباشتگی یا وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل در دو آماره گروه PP و ADF و در دو آماره پانل PP و ADF مربوط به آزمون پدرونی و آماره مربوط به آزمون کائو، در سطح یک درصد پذیرفته میشود. این نتایج نشان میدهند یک ارتباط قوی بلندمدت میان متغیر تمرکز صنایع پوشاک با متغیرهای توضیحی مدل وجود دارد.
تخمین مدل
در این قسمت، مدل زیر با استفاده از روش Panel-GMM تخمین شده است:
LFcit = α + τLFci (t-1) + ηLPoit + γLPrit + δLSait + λLGit + βLDit + εit
به این منظور از نرمافزار Eviews 10 استفاده شده است که نتایج تخمین در جدول (5) مشاهده میشوند.
جدول 5- نتایج تخمین مدل (Panel GMM)
Table 5- Model estimation results (Panel GMM)
|
ردیف |
متغیر |
ضریب |
انحراف معیار |
آماره t |
سطح معناداری (p) |
|
1 |
تمرکز بنگاهها با یک دوره وقفه (Fc (-1)) |
28102/0 |
01995/0 |
03843/13 |
0001/0 |
|
2 |
نخست شهری (Pr) |
02714/1 |
54379/0 |
02035/2 |
0413/0 |
|
3 |
نسبت سرمایه استان به کشور (Sa) |
16516/0 |
079641/0 |
74682/1 |
0867/0 |
|
4 |
نسبت جمعیت استان به کشور (Po) |
30118/0 |
324075/0 |
80821/0 |
4176/0 |
|
5 |
سهم استان از بودجه عمرانی کشور (G) |
067714/0 |
008828/0 |
42569/8 |
0000/0 |
|
6 |
معافیت مالیاتی ماده 132 (D) |
041014/0 |
070714/0 |
58714/0 |
55814/0 |
|
7 |
آزمون سارگان |
30027/26 = آماره J 28624/0= سطح احتمال آماره J |
|||
|
8 |
آزمون خودهمبستگی مرتبه اول AR (1) |
0001/0Prob AR (1) = |
|||
|
9 |
آزمون خودهمبستگی مرتبه دوم AR (2) |
3172/0Prob AR (2) = |
|||
* متغیر وابسته تمرکز بنگاهها است.
مأخذ: یافتههای پژوهش
برای ایجاد اطمینان در خصوص مناسببودن روش GMM برای برآورد مدل از دو آزمون استفاده میشود (مقصودپور، 1396).
1- آزمون سارگان برای اثبات شرط اعتبار تشخیص بیشازحد، یعنی صحت و اعتبار متغیرهای ابزاری به کار میرود که فرضیه صفر این آزمون نشاندهندة متغیرهای ابزاری مناسب است.
2- آزمون همبستگی پسماندهای مرتبه اول AR (1) و مرتبه دوم AR (2) است که این آزمون نیز برای بررسی اعتبار و صحت متغیرهای ابزاری استفاده میشود.
آرلانو و باند (1991) بیان میکنند در تخمین GMM باید جملات اخلال همبستگی مرتبه اول AR (1) داشته باشند؛ اما همبستگی سریالی مرتبه دوم AR (2) نداشته باشند (دهقان شبانی، 1392). براساس مقادیر آزمون سارگان و آزمون همبستگی پسماندهای مرتبه اول AR (1) و مرتبه دوم AR (2) در جدول (6)، صحت اعتبار نتایج مدل آزمونشده براساس روش GMM تأیید میشود.
تفسیر یافتههای پژوهش
نتایج حاصل از برآورد مدل در جدول (5) مشاهده میشوند که در ادامه، نتایج پژوهش تفسیر شدهاند.
- ضریب متغیر تمرکز بنگاهها با یک دوره وقفه اثر مثبت و معنیداری را بر تمرکز بنگاهها دارد که با مبانی نظری جغرافیای اقتصادی جدید مطابقت دارد. مقدار ضریب این متغیر نشان میدهد یک افزایش یک درصدی در تمرکز بنگاهها در یک سال مشخص، باعث افزایش 28/0 درصدی در تمرکز بنگاهها در سال بعد میشود. علت این امر وجود صرفههای ناشی از محلیشدن در صنایع تولیدی پوشاک کشور است.
- ضریب متغیر نخست شهری، مثبت و ازنظر آماری معنیدار شده است. کشش این متغیر نسبت به متغیر وابسته 02/1 درصد به دست آمده است که بین متغیرهای توضیحی بیشترین مقدار را دارد. مکانهای نزدیک به نخست شهر به دو دلیل برای مکانیابی بنگاهها جذابیت دارند. دلیل نخست، وجود صرفههای شهرنشینی است که مطابق مبانی نظری و مطالعات دهقان شبانی (1392)، مقصودپور (1396)، صالحنیا و مقصودپور (1400)، کامپی و همکاران[31] (2004)، مارسال[32] (2004) و دوراکس و همکاران[33] (2007) اثر مثبت و معنیداری بر مکانیابی بنگاهها دارد. دلیل دوم این است که نخست شهر اندازه بازار بنگاه را گستردهتر میکند. ضریب این متغیر نشان میدهد با افزایش نخست شهری در یک استان، تمرکز صنایع پوشاک در آن استان افزایش خواهد یافت.
- سهم استان از موجودی سرمایه (بهعنوان یکی از عوامل تولید) کشور نیز اثر مثبت بر تمرکز صنایع پوشاک دارد و نشان میدهد یک افزایش یک درصدی در سهم استان از موجودی سرمایه کشور، باعث افزایش 16/0 درصدی تمرکز صنایع تولیدی پوشاک در آن استان میشود.
- متغیر سهم استان از جمعیت کشور هرچند مثبت شده است و نشان میدهد تمرکز صنایع پوشاک در استانهای پرجمعیت میتواند بیشتر باشد، ازنظر آماری تأیید نشده است. دلیل معنیدارنشدن این متغیر میتواند به مواردی از قبیل وسعت استان و پراکندگی جمعیت مرتبط باشد؛ زیرا برای بنگاهها دسترسی به جمعیت متراکم حائز اهمیت است. همچنین، با توجه به اینکه تحرکپذیری نیروی کار بین استانها وجود دارد، در صورت نیاز به نیروی کار در یک استان امکان تأمین آن از سایر استانها وجود دارد.
- ضریب متغیر سهم استان از بودجه عمرانی کشور مثبت و معنیدار شده است. این امر مطابق انتظار بوده است و با مبانی نظری جغرافیای اقتصادی جدید همخوانی دارد؛ علت این است که هر چقدر یک استان سهم بیشتری از بودجه عمرانی کشور را داشته باشد، قادر خواهد بود زیرساختهای بیشتر و شرایط مناسبتری را برای فعالیت اقتصادی شرکتها فراهم کند و تمرکز بیشتری از صنایع در آن استان رخ خواهد داد.
- ضریب متغیر معافیتهای مالیاتی مثبت است؛ اما ازنظر آماری بیمعنی شده است که نشان میدهد اگرچه معافیت مالیاتی در یک استان میتواند باعث سرمایهگذاری بیشتر در آن استان شود، به نظر میرسد مقدار این معافیتها آنقدر برای بنگاهها چشمگیر نبوده است که بتواند بر منافع ناشی از تمرکز در استانهای پرجمعیت و بیشتر برخوردار فائق آید.
بحث و نتیجهگیری
مطالعه چگونگی توزیع صنایع تولیدی پوشاک بین استانهای کشور نشاندهندة تمرکز این صنایع در تعداد معدودی از استانها است؛ بهطوریکه حدود 70 درصد از کل ارزش افزوده ایجادشدة صنایع تولیدی پوشاک در کشور تنها متعلق به
4 استان تهران، خراسان رضوی، آذربایجان شرقی و هرمزگان است. در این پژوهش برای شناسایی عوامل مؤثر بر تمرکز صنایع تولیدی پوشاک و تأثیر سیاستهای مالی دولت در پراکندگی این صنایع بین استانهای کشور، از دادههای پانل پویا و روش گشتاورهای تعمیمیافته (GMM) در دوره زمانی 1399-1381 برای 28 استان کشور استفاده شده است. همچنین، برای سنجش تمرکز جغرافیایی صنایع تولیدی پوشاک از شاخص تمرکز هریشمن - هرفیندال (HHI) استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان میدهند با افزایش نخست شهری استانها، افزایش سهم استان از موجودی سرمایه و افزایش سهم بودجه عمرانی استان از کشور، تمرکز صنایع تولیدی پوشاک افزایش مییابد. رابطه مستقیم نخست شهری و تمرکز صنایع نشان میدهد این صنایع تمایل به استقرار در نزدیکی نخست شهرها را دارند تا بتوانند علاوه بر استفاده از صرفههای ناشی از شهرنشینی، اندازه بازار پیشروی خود را گسترش دهند. همچنین، سیاست مالی دولت اگر به شکل افزایش بودجه عمرانی در استان باشد، زمینه و زیرساختهای لازم برای فعالیت بنگاهها را افزایش میدهد و تمرکز بیشتری از صنایع در آن استان مشاهده میشود. با این حال، نتایج پژوهش نشان میدهند سیاست معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم نتوانسته است در جابهجایی صنایع به سمت استانهای محروم موفق باشد و رابطه بهدستآمده ازنظر آماری معنیدار نیست. همچنین، ضریب مثبت و معنیدار وقفه متغیر وابسته در مدل نشان میدهد صنایع پوشاک برای استفاده از صرفههای محلیشدن تمایل به تمرکز و فعالیت در کنار همدیگر را دارند.
تمرکز جغرافیایی بنگاهها در کنار یکدیگر به آن علت صورت میگیرد که منافع تمرکز بر هزینههای آن غلبه میکند؛ اما ممکن است تمرکز بنگاهها در نقاط مشخص ازنظر عدالت اجتماعی مطلوب و درخور توجه دولت نباشد. به این معنی که دولت تمرکززدایی و رشد متوازن استانها را بر منافع فردی و گروهی بنگاهها ترجیح دهد و با استفاده از ابزارهایی که در اختیار دارد سعی در پراکندگی بنگاهها و استقرار آنها در نقاط مختلف کشور داشته باشد؛ بنابراین، در این راستا و با توجه به نتایج پژوهش، توصیههای سیاستی زیر صورت میگیرند.
- بنگاهها در انتخاب مکان خود به میزان دسترسی به زیرساختها و کیفیت آنها توجه میکنند و نتایج پژوهش نشان میدهند بین شاخص سهم استان از بودجه عمرانی کشور بهعنوان متغیری که اثر زیرساختها را بر انتخاب مکان و تمرکز بنگاه نشان میدهد و تمرکز صنایع پوشاک رابطه مستقیمی وجود دارد؛ بنابراین، تخصیص سهمی بیشتر از بودجه عمرانی کشور به استانهای محروم میتواند در استقرار بنگاهها در این مناطق مؤثر واقع شود.
- معافیتهای مالیاتی موضوع ماده 132 قانون مالیاتهای مستقیم بهعنوان یک ابزار سیاست مالی در دست دولت میتواند مؤثر باشد؛ اما نتایج پژوهش اثرگذاری آن را در تصمیمات مکانیابی بنگاهها تأیید نمیکند. باید توجه داشت چنانچه با اعمال این سیاستهای پرهزینه، تصمیمات سرمایهگذاری بنگاهها تغییر یابد و پراکنده شوند، تضمینی وجود ندارد که منافع ایجادشده بیش از منافع پیشین باشد؛ بنابراین، توصیه میشود در مطالعات آتی هزینه - فایده تمرکز بنگاهها و پراکندگی آنها بررسی و مقایسه شود. در صورت اطمینان از برتری فواید اجتماعی پراکندگی بنگاهها بر تمرکز آنها، برای اثرگذاری متغیر معافیتهای مالیاتی لزوم بازنگری در قانون مذکور توصیه میشود؛ بهطوریکه میزان معافیت به قدری افزایش یابد که بر تصمیم سرمایهگذاری بنگاهها در مناطق محروم تأثیرگذار باشد یا ابتدا سایر مواردی ارزیابی شوند که در تصمیمگیری مکان فعالیت بنگاه مؤثر هستند و در صورتی از معافیت مالیاتی استفاده شود که بتواند کارایی لازم را برای رسیدن به هدف قانونگذار داشته باشد.
[1] Clustering
[2] Economic Geography
[3] Localization Economies
[4] Urbanization Economies
[5] Generalized Method of Moments
[6] Geographic Concentration
[7] Henderson
[8] اثراتی هستند که بنگاهپها بهوسیله یادگیری از سایر بنگاهها در صنایع مرتبط در یک منطقه محلی کسب میکنند (سامتی و همکاران، 1393).
[9] Positive Externalities
[10] برای مثال، بهدلیل تمرکز قسمت زیادی از منابع نفت و گاز کشور در استانهای خوزستان و بوشهر، شاهد هستیم که صنایع مربوط به نفت و گاز و پتروشیمی در این مناطق تمرکز بیشتری دارند.
[11] Mccann
[12] Sridhar & Wan
[13] در این تحقیق از اندازه شهرها بهعنوان متغیری برای سنجش اثر صرفههای شهرنشینی استفاده شده است.
[14] Alamanda
[15] Kelchtermans et al.
[16] Deng et al.
[17] Faria et al.
[18] Gaus and Hirte
[19] بهعلت عدم تشکیل استان البرز در ابتدای دوره تحقیق دادههای آن با تهران ادغام شدهاند. همچنین، بهدلیل مشابه استانهای خراسان جنوبی و خراسان شمالی در استان خراسان رضوی ادغام شدهاند.
[20] در زمان انجام این پژوهش آخرین دادههای منتشرشده برای حسابهای منطقهای ایران تا سال 1399 است.
[21] Ellison & Glaeser
[22] Nakamura & Paul
[23] Herfindahl & Hirschman
[24] علت انتخاب این شاخص دسترسی به دادههای لازم (ارزش افزوده صنایع استانها به تفکیک زیربخش ها) برای محاسبه آن است (بهعلت ناقصبودن آمار شاغلان استانها در زیربخش صنایع تولیدی پوشاک، قادر به استفاده از شاخص الیسون و گلایسر نبودهایم)؛ ضمن اینکه شاخص هریشمن - هرفیندال یکی از پرکاربردترین شاخصهای سنجش تمرکز است (برای مثال، دهقان شبانی (1392) و مقصودپور (1396) نیز از آن استفاده کردهاند). کاربرد شاخص ناکامورا و پل بیشتر در زمانی است که تمرکز جغرافیایی کل صنعت سنجیده شود؛ اما برای سنجش تمرکز جغرافیایی زیربخشها (مانند زیربخش صنعت تولید پوشاک) شاخص هریشمن - هرفیندال مناسبتر است. شاخص هریشمن - هرفیندال درواقع همان شاخص ناکامورا و پل است که بر سهم هر استان از کل صنایع کشور تقسیم میشود و به این ترتیب مقدار شاخص تمرکز برای استانهای صنعتی، کمتر و برای غیرصنعتی (یا کمتر صنعتی) بیشتر میشود.
[25] Matias & Suster
[26] Arellano & Bond
[27] Levin, Lin & Chu
[28] Fisher- ADF
[29] Pedroni
[30] Kao
[31] Campi et al.
[32] Marsal
[33] Devereux et al.
)