نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 اقتصاد کشاورزی، دانشکده علوم کشاورزی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران.
2 گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده علوم کشاورزی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران
چکیده
تازه های تحقیق
با اعمال مدیریت هدفمند و بهره‌گیری از آموزش‌ها و فعالیت‌های ترویجی کاربردی و نیز بکارگیری مدیرانی با رشته تحصیلی مرتبط میتوان موجبات بهبود عملکـرد و کارایی شرکتهای تعـاونی روستایی در استان گیلان را فراهم آورد.
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Considering the important role of rural cooperatives in sustainable rural development, Evaluating the efficiency and performance of these organizations plays an important role in the decision making of planners and managers.The main purpose of this study is to investigating the profit efficiency of rural cooperative and its Effective Factors in Guilan Province using stochastic frontier function production method and the behavioral profit model. The statistical population of the present study was 110 active rural cooperatives in Guilan province in 2017 and the sampling method was census. The results showed the average of profit efficiency of rural cooperatives in Guilan province is 63%. Also, the results of estimating the profit function showed the current capital and costs related to the activities of these cooperatives have a direct and significant relationship with frontier profit. In addition, investigating the effective factors on profit inefficiency of rural cooperatives showed the duration of activity of these cooperatives, second job, manager's wage and management Experience have a positive and significant effect on profit inefficiency. On the other hand, the number of shareholders, number of villages, cooperative distance to city, establishment of cooperative in the center of province, education of manager and the number of training courses for cooperative managers have a negative and significant effect on profit inefficiency of rural cooperatives in Guilan province
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
در ایران تعاونیهای روستایی جهت بهبود کیفیت زندگی مردم روستا، بهبود اشتغال و افزایش میزان تولید آن‌ها ایجادشده است؛ اما بررسی وضعیت تعاونیها در سطح کشور حاکی از عدم موفقیت برخی از آن‌ها در دستیابی به این هدف میباشد (عطائی و ایزدی، 1394). این تعاونیها از اهمیت زیادی برای توسعه بهرهوری کشاورزی برخوردارند که می‌توانند به بهبود رفاه اقتصادی کشاورزان منجر شوند (Zheng et al., 2012). تعاونیهای روستایی به‌طور مستقیم در کاهش فقر از طریق پیشرفت اقتصادی و اجتماعی اعضاء و به‌طور غیرمستقیم از طریق تحرک اقتصادی و توسعه پایههای اجتماعی جوامعی که در آن به فعالیت میپردازند، تأثیرگذارند (کریم، 1394) و یکی از اهداف آن‌ها فراهم کردن بیشترین سود اقتصادی برای کشاورزان عضو میباشد. این تشکل‌ها با داشتن اعضایی از قشرهای مختلف روستا می‌توانند علاوه برداشتن منبع درآمد برای روستائیان، آنان را در فعالیت‌های مختلف فرهنگی و اجتماعی سهیم کنند؛ به‌طوری‌که بین کشاورزان عضو و غیر عضو تعاونیهای روستایی ازنظر میزان دانش فنی، مشارکت اجتماعی و نگرش نسبت به تعاونی تفاوت‌هایی وجود دارد (Wang et al., 2012). تعاونیهای تولید روستایی از مهم‌ترین نهادهای تولید محصولات کشاورزی محسوب میشوند که تعیین میزان کارایی این نهادها میتواند نقش بسزایی در تصمیمگیریهای مدیران و برنامهریزان بخش تعاون داشته باشد (نوروزیان و همکاران، 1398).
تعاونیهای که فاقد نظام کارآمد ارزیابی عملکرد باشند، اساساً به‌عنوان واحد بیمار و غیر‌کارا تلقی میشوند. چراکه بدون نظام دقیق ارزیابی، امکان شناسایی نقاط ضعف و قوت و فرآیند کنترل و به‌تبع آن بهبود عملکرد امکانپذیر نیست (به ریمانی وامانی، ۱۳۹۲). اگرچه بخش تعاون در کشور از قدمت بالایی برخوردار است، شواهد نشان می‌دهد که کارکرد آن به لحاظ اقتصادی و اجتماعی در مقایسه با برخی از کشورهای جهان چندان مطلوب نیست؛ به‌طوری‌که میزان سرمایهگذاری و کارایی در اکثر آن‌ها در سطح قابل قبولی قرار ندارد (شمس‌نژاد، 1399). مطالعه و ارزیابی عملکرد شرکتهای تعاونی روستایی و شناسایی نقاط ضعف و قوت آن‌ها در تخصیص بهینه امکانات و مقایسه آن‌ها با یکدیگر از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است به همین دلیل میتوان با شناسایی عوامل مؤثر بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی نسبت به انتقال و ترویج یافته‌ها از تعاونیهای موفق به سایر واحدهای تعاونی اقدام نمود.
ازاین‌رو، سؤالات اصلی مطالعه حاضر عبارت‌اند از:
1- آیا شرکتهای تعاونی روستایی در استان گیلان کار می‌باشند؟ 2- چه عواملی بر کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان مؤثر می‌باشند؟ 3- چگونه میتوان کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی در استان گیلان را افزایش داد؟
مبانی نظری
کارایی یکی از کاربردی‌ترین شاخص‌های ارزیابی عملکرد بهینه در واحدهای اقتصادی است. در ادبیات اقتصادی کارایی نسبت ستانده به نهاده تعریف میشود (اسفنجاری کناری و همکاران، 2019). برای محاسبه کارایی می‌بایست توابع مرزی شامل تابع تولید (هزینه) یا تابع سود را برآورد نمود. به‌طورکلی، دو روش پرکاربرد برای اندازهگیری کارایی وجود دارد: روش اول تحلیل پوششی دادهها است[3] که به‌عنوان یک روش غیر پارامتری علاوه بر تعیین میزان کارایی نسبی، نقاط ضعف سازمان را در شاخص‌های مختلف تعیین کرده و با ارائه میزان مطلوب آن‌ها، خط‌مشی سازمان را به‌سوی ارتقای کارایی مشخص میکند. روش دوم، روش تحلیل تابع مرزی تصادفی[4] است که با کمک مدلهای اقتصادسنجی و تئوری‌های اقتصاد خرد، ناکارایی بنگاه‌ها را اندازهگیری میکند (موسائی و همکاران، 1389). ازآنجایی‌که این روش به تخمین تابع تولید (هزینه) می‌پردازد، بنابراین مشخص کردن نوع تابع تولید یا هزینه ضرورت دارد. در این‌گونه تحلیل‌ها معمولاً از تابع ترانسلوگ[5] که انعطاف‌پذیرترین شکل تابع تولید (هزینه) میباشد و یا تابع کاب – داگلاس[6] استفاده میشود. (خسروی لقب، 1393)؛ اما کارایی سود مفهومی گسترده‌تری از کارایی هزینه را در برمی‌گیرد و از کسر سود واقعی هر واحد تصمیم‌گیرنده به حداکثر سود به دست می‌آید که می‌توانست با توجه به سایر واحدهای کار کسب کند (Srairi., 2010). این مفهوم فراهم‌کننده اطلاعات با ارزشی است که مدیریت بنگاه میتواند با آن، عوامل اثرگذار بر کارایی سود را ردیابی کند.
در رابطه با موضوع تعاونیهای روستایی و بحث کارایی مطالعات زیادی صورت گرفته که نتایج قابل‌توجهی را در برداشته است. کرباسی و اوحدی (1390) به برآورد کارایی اقتصادی تعاونیهای تولید کشاورزی در شهرستان سیرجان پرداختند. نتایج نشان داد که متوسط کارایی اقتصادی تعاونیهای تولید کشاورزی شهرستان 73 درصد است. همچنین، میزان ارزش سرمایه کنونی شرکت تعاونی با تابع سود رابطه مستقیم و معناداری داشته و بین تعداد فعالیت‌های شرکت تعاونی با سود مرزی رابطه معکوسی وجود دارد. همچنین، در برآورد ناکارایی اقتصادی تعاونیهای تولید کشاورزی، سابقه مدیریتی مدیرعامل و مدت‌زمان فعالیت شرکتهای تعاونی در کارایی اقتصادی، تأثیری مثبت و مخارج مربوط به کلیه فعالیت‌های شرکتهای تعاونی و تنوع فعالیت‌ها تأثیری منفی در کارایی سود دارند.
سپهردوست و یوسفی (1392) در مطالعه‌ای به بررسی کارایی اقتصادی تعاونی تولید کشاورزی به دو روش تابع مرزی تصادفی و تحلیل پوششی دادهها در استان همدان پرداختند. نتایج نشان داد که بین سود مرزی تعاونیهای تولید کشاورزی و میزان ارزش سرمایه کنونی شـرکت، مخارج مربوط به کلیه فعالیت‌های شرکت، تعداد اعضای تعاونی و متغیر مربـوط بـه میـزان دانـش مـدیریتی مدیران تعاونیها رابطه مثبت و معنیدار برقرار است. همچنین، متغیرهای میـزان تحصـیلات مـدیرعامـل، سـابقه مدیریتی مدیرعامل، سن مدیرعامل، اندازه تعاونی، مخارج مربوط بـه کلیه فعالیت‌های شرکت و مرتبط بودن رشته تحصیلی مدیرعامل با مدیریت تعاونی تأثیر منفی بر ناکارایی اقتصادی تعاونیها داشتند. پرهیزکاری و بدیع برزین (1396) در مطالعه‌ای با استفاده از روش تحلیل پوششی داده‌های تصادفی به برآورد کارایی اقتصادی تعاونیهای تولید روستایی ناحیه الموت پرداختند. نتایج نشان داد کارایی تصادفی تعاونیهای روستایی ناحیه الموت در سطح نسبتاً متوسط (۷۹ درصد) است. همچنین، سطح تحصیلات مدیرعامل، برگزاری کلاس‌های آموزشی و بازدید از مراکز علمی و میزان سرمایهگذاری در تعاونی تأثیر معنیدار بر کارایی و عامل مسافت تعاونی تا مرکز شهر اثر معکوس بر کارایی تعاونیهای موردمطالعه داشته است.
نوروزیان و همکاران (1398) در ارزیابی کارایی تعاونیهای تولید روستایی در شهرستان کاشمر به این نتیجه رسیدند که کارایی تصادفی تعاونیهای روستایی ۷۹ درصد است. همچنین، بر اساس نتایج این مطالعه، سطح تحصیلات مدیرعامل، برگزاری کلاس‌های آموزشی و بازدید از مراکز علمی و میزان سرمایهگذاری در تعاونی تأثیر مثبت و عامل مسافت تعاونی تا مرکز شهر اثر معکوس بر کارایی تعاونیها داشته است. هوآنگ و همکاران (2013) در مطالعه‌ای به بررسی کارایی فنی تعاونیهای بازاریابی کشاورزی در استان ژجیانگ چین پرداختند. در این مطالعه با استفاده از روش تحلیل پوششی دادهها، کارایی فنی تعاونیهای بازاریابی کشاورزی مورد ارزیابی قرار گرفت. نتایج نشان داد که ناکارآمدی فنی مدیران تعاونی منبع اصلی ناکارایی فنی است. همچنین، اندازه اهرم مالی و تعداد اعضای هیئت‌مدیره نیز عواملی هستند که اثرات منفی بر کارایی فنی تعاونیها می‌گذارند. نیکولایوا (2018) در مطالعه‌ای به تحلیل کارایی تعاونیهای کشاورزی در روسیه پرداخت. در این مطالعه تولید محصولات کشاورزی در دو شکل تعاونی و غیرتعاونی مورد ارزیابی قرار گرفت. نتایج نشان داد که تعاونیهای کشاورزی به دلایلی همچون هزینه‌های بیشتر تولید، ضعف مدیریتی و عدم هماهنگی بین اعضاء از روش تولید غیرتعاونی در کشاورزی روسیه از کارایی کمتری برخوردارند. بررسی و مقایسه مطالعات اشاره‌شده در زمینه کارایی تعاونیهای نشان می‌دهد که اولاً جهت محاسبه نمرات کارایی اکثراً از مدلهای تحلیل پوششی دادهها و یا تحلیل مرزی تصادفی استفاده نموده‌اند ضمن اینکه بررسی‌های انجام‌شده نشان داد که کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی تا اکنون موردبررسی قرار نگرفته است. ثانیاً در مطالعات قبلی عوامل مؤثر بر کارایی فنی در مرحله‌ای مجزا و نه به‌صورت هم‌زمان مورد برآورد قرار می‌گرفت؛ بنابراین جمع‌بندی مطالعات فوق گویای فقدان مطالعه‌ای جامع است که موارد عنوان‌شده را به‌طور هم‌زمان موردبررسی و ارزیابی قرار داده باشد. ازاین‌رو هدف پژوهش حاضر برآورد هم‌زمان مدل کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی و عوامل مؤثر بر آن میباشد.
در مطالعه حاضر این هدف با استفاده از تکنیک تابع سود مرزی تصادفی در 110 شرکت تعاونی روستایی فعال استان گیلان انجام شد که علاوه بر وجه تمایز نسبت به مطالعات قبلی دارای قدرت تفکیک بالاتر و دقیق‌تر بوده و میتواند عوامل مؤثر بر ناکارایی سود این شرکت‌ها را شناسایی و بررسی نماید.
روششناسی پژوهش
روش انجام این پژوهش از تابع تولید مرزی تصادفی پیروی میکند. این تابع برای اولین بار توسط میوسن و وان دن بروک در سال 1977 برای تخمین کارایی فنی ارائه گردید. این مدل پیشنهادی، یک تابع تولید با اطلاعات مقطعی و یک جزء اخلال است. در این مدل، مطابق رابطه (1)، قسمتی از انحرافات از مرز تولید به عوامل خارج از کنترل مدیر نسبت داده میشود:
پدر رابطه (2)، Yi تولید واحد i ام ، Xi بردار مقدار نهادههای واحد i ام ، iβ بردار از پارامترهای مجهول و iε جمله پسماند یا خطا است. در توابع مرزی تصادفی جمله پسماند از دو جزء تشکیل‌شده است. این دو جزء مستقل از یکدیگرند و این مدل، مدل خطای مرکب[7] نیز نامیده میشود.
در رابطه (3)، Vi جزء متفاوتی است که بیانگر تغییرات تصادفی تولید بوده و متأثر از عواملی است که خارج از کنترل مدیر واحدها قرار دارد. این جزء دارای توزیع نرمال، با میانگین صفر و واریانس است. به‌علاوه Ui نیز مربوط به عدم کارایی فنی واحدها است که عوامل مدیریتی را شامل میشود و دارای توزیع نرمال یک‌طرفه با میانگین صفر و واریانس است. برای واحدهایی که میزان تولید آن‌ها بر روی تابع تولید مرزی قرار دارد، Ui برابر صفر و برای واحدهایی که تولید آن‌ها زیر منحنی تولید مرزی است، Ui بزرگ‌تر از صفر است؛ بنابراین، Ui بیانگر مازاد تولید مرزی از تولید واقعی در سطح معین از مصرف نهاده‌ها است.
اجزاء مربوط به واریانس جمله خطای تابع تولید مرزی را میتوان به‌صورت رابطه (4) نوشت:
بتیس و کورا در سال 1977 به‌منظور محاسبه کارایی فنی پارامتر را ارائه نمودند که به‌صورت رابطه (5) قابل‌محاسبه است:
در معادله (5)، درواقع پارامتر معنیدار بودن جزء عدم کارایی و اثر آن در مدل را ارزیابی میکند. این پارامتر در یک فرآیند حداکثر سازی تکراری برآورد گردیده و مقداری بین صفر و یک را اختیار میکند. اگر برابر با صفر باشد، ، یعنی Ui در مدل وجود نداشته باشد، تمام تغییرات تولید و اختلافات بین واحدهای تولید مربوط به عوامل خارج از کنترل مدیر است و ازاین‌رو تعیین کارایی فنی امکانپذیر نیست. در این حالت، روش حداقل مربعات معمولی به روش حداکثر درستنمایی ترجیح داده میشود. در شرایطی که بخشی ازجمله پسماند، مربوط به عوامل مدیریتی است، روش حداکثر درستنمایی را میتوان برای محاسبه کارایی فنی به کاربرد. به‌هرحال برای اندازهگیری میزان عدم کارایی هر یک از واحدهای تولیدی، می‌بایست دو جزء عدم کارایی و جمله اختلال معمولی از هم تفکیک شوند. این نکته به‌ویژه ازنقطه‌نظر سیاستگذاری مهم است. منطق اقتصادی تفکیک این دو جزء اختلال در مدل این است که این دو جمله قابل‌تفکیک و دارای خواص متفاوتی هستند.
بر همین اساس یک‌راه حل ابتکاری برای انجام این عمل از سوی جان دورو و همکاران در سال 1982 ارائه گردید. آنان فرضهایی را روی توزیع آماری Ui و Vi اعمال کردند و معیار کارایی فنی برای واحدها را از طریق محاسبه امید ریاضی Ui به‌شرط iε به دست آورند که در رابطه (6) نشان داده‌شده است:
در رابطه (6)، f* و F* به ترتیب تابع چگالی استاندارد و تابع توزیع نرمال استاندارد و است. با لحاظ کردن مفروضات فوق استنباطهای آماری مربوط به پارامترهای مدل میتواند بر اساس برآوردگرهای حداکثر درست نمایی به دست آید.
برای محاسبه کارایی فنی در زمان‌های مختلف میتوان از تابع تولید مرزی تصادفی استفاده کرد که به‌صورت رابطه (7) است:
در رابطه (7)، Yit مقدار تولید واحد i ام در سال t و Xit بردار عوامل مؤثر بر سود شرکت تعاونی روستایی i ام در سال t، iβ بردار پارامترهای مجهول و itε جمله پسماند یا خطا که از دو جزء Uit و Vit تشکیل‌شده است. تمام فرضهایی که در مورد Ui و Vi گفته شد، در اینجا نیز صادق است. تنها تفاوت موجود این است که Uit دارای توزیع نرمال با میانگین μ است N(μ,δ2u)~ Uit.
جدول 1- متغیرهای مستقل تأثیرگذار بر کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان
|
متغیرهای مستقل |
پارامتر |
|
هزینه‌های عملیاتی شرکت تعاونی روستایی |
X1t |
|
ارزش سرمایه کنونی شرکت تعاونی روستایی |
X2t |
|
تنوع فعالیت‌های شرکت تعاونی روستایی |
X3t |
|
اهرم (نسبت کل بدهی به کل دارایی) |
X4t |
|
نسبت آنی[8] |
X5t |
رابطه بین Ui و Uit به‌صورت رابطه (8) میباشد:
که در آن T زمان و t دورههای موجود در آن زمان است. درصورتی‌که دادهها مقطعی و مربوط به یک دوره زمانی باشد، η برابر با صفر است و زمان در تخمین کارایی در نظر گرفته نمیشود.
سود شرکت تعاونی روستایی برحسب بازده برنامهای به‌صورت رابطه (9) اندازهگیری میشود:
که در آن درآمد کل شرکتهای تعاونی روستایی و هزینه متغیر کل شرکتهای تعاونی روستایی میباشد.
تابع سود مرزی حداکثر میزان سود را با در نظر گرفتن قیمت ورودی‌ها و خروجی شرکتهای تعاونی روستایی تعیین میکند که به‌صورت رابطه (10) است:
در رابطه فوق، jπ سود نرمال شده شرکت تعاونی روستایی j ام، قیمت j امین عامل تأثیرگذار بر سود در واحد i ام سطح k ام نهاده ثابت واحد i ام و جمله خطا است که از دو جزء مستقل (11) تشکیل‌شده است:
اما جزء Ui، بیانگر عدم کارایی سود واحد بوده که به‌صورت رابطهی (12) تعریف میشود:
جدول 2- متغیرهای مستقل توضیحی مؤثر بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان
|
متغیرهای مستقل توضیحی |
پارامتر |
متغیرهای مستقل توضیحی |
پارامتر |
|
عمر شرکت تعاونی روستایی |
Z1 |
تعداد دورههای آموزشی ارکان و مدیران شرکت تعاونی روستایی |
Z7 |
|
تعداد سهامداران شرکت تعاونی روستایی |
Z2 |
داشتن شغل دوم مدیرعامل شرکت تعاونی روستایی |
Z8 |
|
تعداد روستاهای تحت پوشش شرکت تعاونی روستایی |
Z3 |
حقوق دریافتی مدیرعامل شرکت تعاونی روستایی |
Z9 |
|
فاصله شرکت تعاونی روستایی تا شهر |
Z4 |
سن مدیرعامل شرکت تعاونی روستایی |
Z10 |
|
قرارگرفتن شرکت تعاونی روستایی در مرکز استان |
Z5 |
سابقه مدیریتی مدیرعامل شرکت تعاونی روستایی |
Z11 |
|
میزان تحصیلات مدیرعامل شرکت تعاونی روستایی |
Z6 |
متغیرهای Z5 و Z8 به‌صورت 0 و 1 در نظر گرفته‌شده‌اند. |
|
مطابق با رابطه‌های اشاره‌شده، Xit عوامل مؤثر بر سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان میباشد که مطابق با جداول 1 و 2 است.
نتایج و بحث
ازآنجاکه روش مرزی تصادفی یک روش آماری بوده و مبتنی بر استنباطهای آماری میباشد، لازم است قبل از تحلیل نتایج مدل مرزی تصادفی چند فرض آماری مهم آزمون شود. مهم‌ترین فرضی که در مدلهای مرزی تصادفی مطرح است، فرضیه γ=0 میباشد. درصورتی‌که این فرض رد نشود، نشاندهنده آن است که تعیین کارایی سود امکانپذیر نیست؛ یعنی هیچ تفاوت معنی‌داری میان کارایی سود تعاونیهای موردمطالعه وجود ندارد. درصورتی‌که اگر γ=1 فرض شود، نشاندهنده این است که کل تغییرات (فاصله) از مرز به ناکارایی سود برمی‌گردد. در مطالعه حاضر جهت فرضیه γ=0 از آماره لگاریتم نسبت درستنمایی تعمیم‌یافته استفاده شد که یکی از متداول‌ترین آماره‌هایی است که در آزمون‌های مربوط به برآوردگرهای حداکثر درستنمایی به کار گرفته میشود. با محاسبه (LR) و سپس مقایسه آن با مقدار بحرانی، جدول فرضیه موردنظر بررسی شد و نتایج در جدول (3) گزارش گردید.
نتایج نشان داد که فرض H0 در سطح خطای یک درصد رد میشود و تعیین کارایی سود امکانپذیر میباشد. درواقع، بخشی از اختلاف سود بین تعاونیهای موردبررسی متأثر از عوامل مدیریتی است و در این شرایط روش حداکثر درستنمایی بر روش حداقل مربعات معمولی ترجیح داده میشود. با توجه به جدول (4) مقدار ضریب γ برابر 99/0 شده است که این نتیجه با مفهوم بزرگ‌تر از صفر بودن گاما کاملاً سازگار است. همچنین، نزدیک بودن مقدار گاما به عدد یک نشان می‌دهد که سهم خطاهای تصادفی از تابع سود اندک است.
|
جدول 3. آزمون فرضیات جهت انتخاب فرم تابعی مناسب |
||||
|
فرضیه صفر |
آماره x2 محاسباتی |
آماره x2(درجه آزادی) |
نتیجه |
انتخاب مدل |
|
(1) فرم کاب داگلاس
|
4/410 |
(1) 7/2 |
رد |
مرزی تصادفی |
|
(2) فرم ترانسلوگ
|
4/275 |
(1) 7/2 |
رد |
مرزی تصادفی |
|
فرم (1) در مقابل فرم (2) |
72/68 |
(15) 307/22 |
رد |
ترانسلوگ |
مأخذ: یافتههای تحقیق
فرض دیگری که لازم است آزمون شود، انتخاب فرم تابعی مناسب است. همان‌طور که قبلاً اشاره شد، فرم‌های تابعی در نظر گرفته‌شده در مطالعه حاضر، فرم تابعی کاب داگلاس و ترانسلوگ است. در این فرض آزمون میشود که آیا فرم کاب داگلاس در مقابل فرم ترانسلوگ
جدول 4: ضرایب مدل تابع سود مرزی تصادفی و عوامل مؤثر بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی در استان گیلان (در مدل ترانسلوگ)
|
متغیر |
Coefficient |
Standard Error |
T- ratio |
|
ضریب ثابت |
-158/637 |
1/009 |
-157/272 |
|
هزینه عملیاتی (LOE) |
1/808 |
2/017 |
0/897 |
|
سرمایه (LC) |
***17/992 |
1/973 |
9/117 |
|
تنوع فعالیت‌ها (LVOA) |
***-22/835 |
3/130 |
-7/296 |
|
اهرم (LLEVR) |
*-2/416 |
1/688 |
-1/432 |
|
نسبت آنی (LQR) |
**-1/978 |
0/918 |
-2/155 |
|
توان دوم هزینه عملیاتی |
-0/172 |
0/103 |
-1/678 |
|
توان دوم سرمایه |
-1/037 |
0/152 |
-6/830 |
|
توان دوم تنوع فعالیت‌ها |
-0/875 |
0/337 |
-2/600 |
|
توان دوم اهرم |
0/195 |
0/287 |
0/680 |
|
توان دوم نسبت آنی |
0/460 |
0/132 |
3/481 |
|
اثر متقابل هزینه عملیاتی و سرمایه |
0/059 |
0/070 |
0/842 |
|
اثر متقابل هزینه عملیاتی و فعالیت‌ها |
0/641 |
0/247 |
2/592 |
|
اثر متقابل هزینه عملیاتی و اهرم |
0/231 |
0/088 |
2/628 |
|
اثر متقابل هزینه عملیاتی و نسبت آنی |
0/244 |
0/049 |
4/975 |
|
اثر متقابل سرمایه و تنوع فعالیت‌ها |
0/600 |
0/191 |
3/138 |
|
اثر متقابل سرمایه و اهرم |
-0/063 |
0/102 |
-0/617 |
|
اثر متقابل سرمایه و نسبت آنی |
-0/112 |
0/044 |
02/571 |
|
اثر متقابل تنوع فعالیت‌ها و اهرم |
-0/327 |
0/245 |
-1/335 |
|
اثر متقابل تنوع فعالیت‌ها و نسبت آنی |
0/112 |
0/250 |
0/448 |
|
اثر متقابل اهرم و نسبت آنی |
0/369 |
0/188 |
1/959 |
|
متغیـرهـای مؤثـر بر ناکارایـی سـود شـرکت‌هـای تعاونـی روستایی استان گیـلان |
|||
|
ضریب ثابت |
-15/795 |
1/215 |
-12/998 |
|
عمر شرکت تعاونی (CL) |
*** 0/682 |
0/055 |
12/429 |
|
تعداد سهامداران (NS) |
*** -0/0005 |
0/0002 |
-2/377 |
|
تعداد روستاهای تحت پوشش (CV) |
***-0/344 |
0/020 |
-17/483 |
|
فاصله شرکت تعاونی تا شهر (DCC) |
-0/182 |
0/216 |
-0/839 |
|
قرار گرفتن شرکت در مرکز استان (CLCP) |
***-3/401 |
0/516 |
-6/591 |
|
میزان تحصیلات مدیرعامل (LEC) |
*** -7/459 |
0/519 |
-14/386 |
|
تعداد دورههای آموزشی (NTC) |
***-7/287 |
0/434 |
-16/797 |
|
شغل دوم مدیرعامل (SJC) |
***2/493 |
0/444 |
5/606 |
|
حقوق دریافتی مدیرعامل (SRC) |
***6/271 |
0/503 |
12/459 |
|
سن مدیرعامل (AC) |
***-0/433 |
0/024 |
-18/017 |
|
سابقه مدیریتی مدیرعامل (CMB) |
*** 0/285 |
0/038 |
7/451 |
|
Sigma-squard |
***13/794 |
0/587 |
23/485 |
|
γ |
***0/999 |
0/0000001 |
9852883/300 |
|
Loglikelihood |
-72/851 |
||
ماخذ: یافتههای پژوهش ***: معناداری در سطح 1 درصد **: معناداری در سطح 5 درصد *: معناداری در سطح 10 درصد
برای داده‌های موردبررسی انتخاب مناسبی است یا خیر. بدین منظور فرم‌های تابعی کاب داگلاس و ترانسلوگ هر یک جداگانه مورد تخمین قرار گرفتند.
خلاصه نتایج در جدول (3) گزارش‌شده است. با توجه به جدول، مقدار آماره درستنمایی فرض صفر (72/68) محاسبه شد که از مقدار بحرانی کای دو (307/22) بزرگ‌تر است؛ بنابراین، فرض H0 رد میشود و نشاندهنده آن است که فرم تابعی ترانسلوگ دارای قابلیت انطباق و سازگاری بیشتری با داده‌های موردبررسی است. ازاین‌رو، در مطالعه حاضر تجزیه‌وتحلیل بر اساس فرم تابعی ترانسلوگ صورت گرفت.
نتایج حاصل از تخمین کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان بـا اسـتفاده از روش تـابع مرزی تصادفی و استفاده از برنامه 4.1 Frontier، به شرح جدول 4 (مدل ترانسلوگ) به‌دست‌آمده اسـت.
با توجه به نتایج جدول (4) بین هزینه‌های عملیاتی (LOE) شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان با سود مرزی رابطه مستقیم وجود دارد؛ به عبارت دیگر، انجام هدفمند و بهینه هزینه‌های عملیاتی یا هزینه‌های مرتبط با فعالیت‌های کلیدی شرکتهای تعاونی روستایی گیلان تأثیر مثبتی بر کارایی سود آن‌ها خواهد داشت. در این راستا، نتایج حاصل از تحقیقات کرباسی و اوحدی (1390) نیز نشان داد که ارتباط مستقیمی بین هزینه‌های مربوط به فعالیت‌های شرکت و سود مرزی وجود دارد. همچنین، بین ارزش سرمایه کنونی (LC) شرکتهای تعاونی روستایی گیلان با سود مرزی رابطه مثبت و معنی‌داری (در سطح 1%) وجود دارد. این امر نشان می‌دهد که با افزایش سرمایه کنونی شرکتهای تعاونی روستایی
میتوان سود مرزی را افزایش داد. با توجه به اینکه تصمیم‌گیری در خصوص اعتلای سرمایه از فاکتورهای مؤثر در کارایی یک شرکت میباشد.
بنابراین، مدیران این شرکت‌ها می‌بایست در فراهم کردن زمینه‌های لازم برای سرمایهگذاری کوشا باشند. در نتایجی مشابه، تحقیقات کرباسی و اوحدی (1390) و سپهردوست و یوسفی (1392)، رابطه مثبت و معنیدار این متغیر با سود مرزی را نشان می‌دهند. با توجه به نتایج حاصله در این پژوهش، تنوع در فعالیت (LVOA) شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان، با سود مرزی رابطه معکوس و معنی‌داری (در سطح 1%) دارد. درواقع، با انجام تنوع‌بخشی در فعالیت‌های این شرکت‌ها از تمرکز مدیران بر روی فعالیت‌های اصلی‌شان کاسته و اثر منفی بر کارایی سود آن‌ها دارد. این امر نشان می‌دهد، تنوع‌بخشی در فعالیت‌های برخی از این شرکت‌ها غیر هدفمند و بدون توجه به مؤلفه‌هایی همچون حجم سرمایه، منابع موردنیاز و هزینه مبادلات و غیره صورت پذیرفته که برای حل این مشکل و افزایش میزان سودآوری، مدیران شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان می‌بایست فعالیت‌های غیر از فعالیت‌های اصلی‌شان را کاهش دهند. نتایج تحقیقات سپهردوست و یوسفی (1392) نشان داد که ارتباط معکوسی بین تنوع فعالیت‌های شرکتهای تعاونی تولید کشاورزی با سود مرزی وجود دارد. بنا بر نتایج به‌دست‌آمده، اهرم یا نسبت بدهی به دارایی (LLEVR) در شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان اثری معکوس بر تابع سود مرزی داشته است. این امر میتواند ناشی از افزایش بدهی و عدم استفاده بهینه از منابع موجود باشد که در پی آن پر ریسک بودن معاملات این شرکت‌ها را در برمی‌گیرد. در این راستا، تحقیقات آچیمپنگ و همکاران (2014) نیز تأثیر اهرم بر کارایی شرکت‌ها را معکوس ارزیابی نمودند که این امر نشان می‌دهد، نسبت بدهی یا اهرم شرکت‌ها، ریسک آن‌ها را افزایش می‌دهد. همچنین، بر اساس نتایج به‌دست‌آمده، نسبت آنی (LQR) اثر منفی و معنی‌داری (در سطح 5%) بر تابع سود مرزی دارد. این امر در شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان نشان از عدم توانایی برخی از این شرکت‌ها در بازپرداخت بدهی‌های کوتاه‌مدتشان دارد که دقت بیشتری را از سوی مدیران این شرکت‌ها در استفاده از منابع نقدی می‌طلبد. این در حالی است که تحقیقات حاجی‌ها و فیض‌آبادی (1392) عدم معنی‌داری نسبت آنی بر سودآوری را نشان داده است.
متغیر عمر شرکت تعاونی (CL) اثر مثبت و معنیدار (در سطح 1% درصد) بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی در استان گیلان دارد. در این راستا، نتایج تحقیقات ام نیف (2009) در خصوص عمر شرکت و رابطه آن با کارایی فنی اثر مثبت و معنی‌داری آن بر کارایی فنی را نشان داد. بر اساس نتایج، تعداد سهامداران (NS) و تعداد روستاهایی تحت پوشش (CV)، شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان دارای تأثیر منفی و معنیدار (در سطح 1%)، بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان دارد. درواقع، نتایج نشان داد که با بـالا رفـتن تعداد سهامداران و افزایش سرمایهگذاری و مشارکت آنان در اداره شرکت و نیز تعداد روستاهای تحت پوشش تعاونیها، کارایی سود آن‌ها افزایش می‌یابد. در این راستا نتایج کرباسی و اوحدی (1390) و سپهردوست و یوسفی (1392)، اثر مثبت تعداد سهامداران و تعداد روستاهای تحت پوشش بر ناکارایی اقتصادی شرکتهای تعاونی روستایی را نشان داد. همچنین، بر اساس یافتههای این پژوهش، متغیر فاصله شرکت تعاونی روستایی تا شهر (DCC)، علائم مورد انتظار را داشته و اثر منفی بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان داشت؛ به‌عبارت‌دیگر، شرکتهای تعاونی روستایی که در فاصله نزدیک‌تری به شهر قرار داشتند. عملکرد بهتری داشتند. نتایج مطالعه کرباسی و اوحدی (1390) و سپهردوست و یوسفی (1392) نشان داد که رابطه مستقیم و معنی‌داری بین این متغیر با تابع سود مرزی وجود دارد.
نتایج پژوهش حاضر نشان داد که متغیر قرار گرفتن شرکت تعاونی روستایی در مرکز استان (CLCP)، اثر منفی و معنی‌داری (در سطح 1%) بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان داشت. این امر نشان می‌دهد، شرکتهای تعاونی روستایی که در مرکز استان قرار دارند، به جهت برخورداری بیشتر از امکانات زیرساختی، کارایی سود بیشتری دارند. نتایج حاصل از مطالعه شجری و همکاران (1387) نیز به رابطه مستقیم این متغیر با تابع سود مرزی اشاره دارد. نتایج حاصل از پژوهش حاضر نشان داد که متغیر میزان تحصیلات مدیرعامل اثر منفی و معنیدار (در سطح 1%) بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان دارد. این امر نشان می‌دهد که میزان تحصیلات مدیرعامل در شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان با تابع سود مرزی رابطه مستقیم دارد. نتایج حاصل از مطالعه سپهر دوست و یوسفی (1392)، توکلی و همکاران (1393) و پرهیزکاری و بدیع برزین (1396)، نیز نشان داد که متغیر میزان تحصیلات مدیرعامل شرکتهای تعاونی اثر مثبت و مستقیمی با کارایی اقتصادی آن‌ها دارد. بر اساس یافتههای پژوهش، تعداد دورههای آموزشی ارکان و مدیران (NTC)، شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان اثر منفی و معنی‌داری (در سطح 1%) بر ناکارایی سود آن‌ها داشت. این امر نشان می‌دهد که آموزش‌هایی مرتبط و متناسب با نیاز ارکان و مدیران شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان ازلحاظ کمی و کیفی در برنامه آموزشی این تشکل‌ها تدارک دیده‌شده است. نتایج حاصل از تحقیقات توکلی و همکاران (1393)، رستگاری‌پور و کیخا (1394) و پرهیزکاری و بدیع برزین (1396) نشان داد که متغیر مورداشاره، اثر مثبت بر کارایی شرکتهای تعاونی و واحدهای موردمطالعه‌شان داشت. همچنین، بر اساس نتایج پژوهش، متغیر داشتن شغل دوم توسط مدیرعامل (SJC) اثر مثبت و معنی‌داری (در سطح 1%) بر ناکارایی سود شرکت‌ها داشت. این امر نشاندهنده آن است داشتن شغل دوم توسط مدیران عامل برخی از این شرکت‌ها از تمرکز آن‌ها بر فعالیت‌های اصلی‌شان کاسته و کارایی آن‌ها را کاهش می‌دهد. همچنین، نتایج حاصل از تحقیقات پرهیزکاری و بدیع برزین (1396)، عدم معنی‌داری این متغیر بر کارایی اقتصادی شرکتهای تعاونی روستایی منطقه موردمطالعه‌شان را نشان داد. بر اساس یافتههای پژوهش، متغیر حقوق دریافتی مدیران عامل (SRC) اثر مثبت و معنی‌داری در (سطح 1%) بر ناکارایی سود شرکت‌ها داشت. این امر بیانگر آن است که حقوق دریافتی مدیران عامل در برخی از شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان متناسب با سطوح درآمدی آنان تنظیم‌نشده است.
|
جدول 5. میانگین کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی به تفکیک شهرستان‌های استان گیلان (مدل ترانسلوگ) |
|||||
|
ردیف |
نام شهرستان |
میانگین کارایی سود |
ردیف |
نام شهرستان |
میانگین کارایی سود |
|
1 |
رودبار |
78/0 |
9 |
املش |
76/0 |
|
2 |
لاهیجان |
57/0 |
10 |
لنگرود |
58/0 |
|
3 |
سیاهکل |
62/0 |
11 |
ماسال |
69/0 |
|
4 |
فومن |
60/0 |
12 |
رضوان‌شهر |
26/0 |
|
5 |
شفت |
59/0 |
13 |
تالش |
54/0 |
|
6 |
صومعه‌سرا |
65/0 |
14 |
آستانه‌اشرفیه |
69/0 |
|
7 |
رشت |
70/0 |
15 |
بندر انزلی |
78/0 |
|
8 |
رودسر |
77/0 |
16 |
آستارا |
50/0 |
|
میانگین کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی گیلان |
63/0 |
||||
|
مأخذ: یافتههای تحقیق |
|||||
این بخش از یافتههای پژوهش با نتایج تحقیقات پرهیزکاری و بدیع برزین (1396) هم‌خوانی دارد. متغیر سن مدیرعامل (AC)، دارای اثر منفی و معنی‌داری (در سطح 1%) بر ناکارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان داشت. به‌عبارت‌دیگر، این متغیر با تابع سود مرزی رابطه مثبت و مستقیم دارد. نتایج مطالعه سپهردوست و یوسفی (1392) نیز نشان داد که متغیر سن مدیرعامل شرکتهای تعاونی تأثیر منفی بر ناکارایی اقتصادی آن‌ها دارد.
براساس یافتههای پژوهش متغیر سابقه مدیریتی مدیران عامل (CMB) شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان اثر مثبت و معنی‌داری (در سطح 1%) بر ناکارایی سود آن‌ها داشت. این موضوع بیانگر آن است که برخی از این شرکت‌ها باوجود برخورداری از افراد باسابقه دارای کارایی پایین‌تری هستند که از دلایل آن میتوان به نداشتن تحصیلات دانشگاهی و مرتبط با زمینه فعالیت، استفاده از شیوه‌های سنتی و سلیقه‌ای در اداره این شرکت‌ها اشاره کرد. این در حالی است که نتایج تحقیقات کرباسی و اوحدی (1390) و سپهردوست و یوسفی (1392) نشان داد که سابقه مدیریتی مدیرعامل شرکتهای تعاونی اثر منفی بر ناکارایی اقتصادی آن‌ها دارد.
با توجه به نتایج جدول (5)، میانگین کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان 63% است. حداقل کارایی مربوط به شهرستان رضوان‌شهر (26%) و حداکثر کارایی مربوط به شهرستان‌های رودبار و بندر انزلی (78%) است.
نتیجهگیری و پیشنهادها
اگرچه توسعه بخش تعاون علاوه بر قانون اساسی در قوانین پنج‌ساله و بودجه کشور موردتوجه قرارگرفته، برآیند اقدامات انجام‌شده و سیاست‌های اخذشده حاکی از حصول اهداف معین نبوده است. تعاونیهای روستایی از مهم‌ترین نهادهای تولید محصولات کشاورزی محسوب میشوند. تعیین میزان کارایی سود این تعاونیها و عوامل مؤثر بر کارایی سود آن‌ها میتواند نقش بسزایی در تصمیمگیریهای مدیران و برنامهریزان بخش تعاون داشته باشد. به همین منظور، در این پژوهش با استفاده از اطلاعات و داده‌های جمع‌آوری‌شده از تعاونیها، مدیران و کارشناسان کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی در استان گیلان و عوامل مؤثر بر آن‌ها موردبررسی قرار گرفت. در این مطالعه از روش تابع تولید مرزی تصادفی و تخمین هم‌زمان مدل کارایی سود به‌منظور برآورد کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی و بررسی عوامل مؤثر بر کارایی سود این تعاونیها بهره گرفته شد. نتایج این پژوهش نشان داد میانگین کارایی اقتصادی شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان 63 درصد است و شکاف زیادی بین کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی موردمطالعه وجود دارد. ازاین‌رو، امکان ارتقاء کارایی برخی از این شرکت‌ها با اعمال مدیریت و سرمایهگذاری هدفمند و به‌کارگیری آموزش‌های لازم و فعالیت‌های ترویجی و انتقال دانش مدیریتی از کاراترین شرکت تعاونی روستایی به شرکتهای با کارایی پائین وجود دارد. شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان پتانسیل بالایی برای افزایش کارایی سود خوددارند. همچنین، متغیر تنوع فعالیت‌های شرکت تعاونی روستایی با تابع سود مرزی رابطه معکوس دارد که مدیران این شرکت‌ها می‌بایست در گام نخست از فعالیت‌های غیر مرتبط خود کاسته و تمرکز خود را بر روی فعالیت‌های اصلی قرار دهند. متغیرهای نسبت بدهی یا اهرم و نسبت آنی رابطه معکوس با تابع سود مرزی دارند و این امر به توجه بیشتر مدیران و ارکان این شرکت‌ها در استفاده بهینه از منابع موجود و نقد تأکید دارد. در برآورد متغیرهای اقتصادی- اجتماعی مدت‌زمان فعالیت شرکت تعاونی روستایی، شغل دوم مدیرعامل، حقوق دریافتی مدیرعامل و سابقه مدیریتی مدیرعامل شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان تأثیر مثبت بر ناکارایی سود این شرکت‌ها دارند. همچنین، متغیرهای تعداد سهامداران شرکت تعاونی روستایی، تعداد روستاهای تحت پوشش، قرارگرفتن شرکتهای تعاونی روستایی در مرکز استان، میزان تحصیلات مدیرعامل، تعداد دورههای آموزشی ارکان و مدیران و سن مدیرعامل شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان اثر منفی بر ناکارایی سود این شرکت‌ها دارند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده موارد زیر پیشنهاد می‌گردد:
1-مدیران شرکت‌ها با برنامه‌ریزی سنجیده‌تر زمینه‌های مشارکت بیشتر و افزایش سرمایه واحدهای تعاونی را فراهم آورند.
2-با توجه به نقش آموزش در افزایش کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان پیشنهاد می‌گردد، آموزش‌های کاربردی متناسب با شرایط موجود این شرکت‌ها و روستاهای محل استقرارشان از طریق سرفصل‌های جدید و به‌روز تدوین و برگزار گردد تا بیشترین بازده اقتصادی را داشته باشد.
3-ازآنجایی‌که میزان تحصیلات مدیرعامل تأثیر مثبتی بر کارایی سود شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان دارد؛ لذا پیشنهاد می‌گردد افرادی با تحصیلات مرتبط با زمینه‌های فعالیت این شرکت‌ها به‌عنوان مدیرعامل انتخاب گردند.
4-با توجه به نتایج پژوهش در شرکتهای تعاونی روستایی استان گیلان تفاوت چشمگیری بین کاراترین و ناکاراترین شرکت وجود دارد؛ بنابراین، پیشنهاد میشود با برگزاری کلاس‌های آموزشی به‌روز و انتقال دانش فنی مدیریتی از شرکتهای با کارایی بالاتر به شرکتهای با کارایی پایین‌تر، سودآوری این شرکت‌ها افزایش یابد و از این اختلاف فاحش کاسته شود.
قدردانی و تشکر
این مقاله بدون کمک سازمان یا ارگانی به انجام رسیده است.
)