Monopolistic markups and returns to scale in the Polish economy

Transkrypt

1 MPRA Munich Personal RePEc Archive Monopolistic markups and returns to scale in the Polish economy Michal Gradzewicz and Jan Hagemeer National Bank of Poland, Universy of Warsaw 2007 Online at MPRA Paper No , posted 23. April :36 UTC

2 Marże monopolistyczne i przychody skali w gospodarce polskie. Analiza mikroekonometryczna Michał Gradzewicz Jan Hagemeer Narodowy Bank Polski * Badanie zostało przeprowadzone zostało na duże próbie przedsiębiorstw przemysłowych i usługowych w latach i dotyczy szacunków efektów skali oraz wielkości marż monopolistycznych. Zastosowana metoda, polegaąca na użyciu zmiennych instrumentalnych, pozwala na ednoczesną estymace tych parametrów przy zapewnieniu kontroli wpływu wahań produktywności na otrzymane szacunki. Otrzymane wyniki wskazuą na występowanie istotnych marż monopolistycznych w wielu gałęziach gospodarki oraz agregacie przetwórstwa przemysłowego. Korzyści skali są zróżnicowane, ale ich znaczenie est większe w przetwórstwie niż w usługach rynkowych. Marże monopolistyczne w sektorach usługowych są niższe od spodziewanych. Przeprowadzona analiza wrażliwości wskazue na zadowalaącą stabilność wyników. * michal.gradzewicz@mail.nbp.pl, an.hagemeer@mail.nbp.pl. Poglądy prezentowane w niniesze pracy odzwierciedlaą przekonania autorów, a nie instytuci, którą reprezentuą. 1

3 1. Podstawy teoretyczne i przegląd leratury Firma, operuąca na rynku niedoskonale konkurencynym podemue decyzę o maksymalizaci zysku w oparciu o maleącą (postrzeganą) krzywą popytu (D na rysunku 1). Zgodnie z warunkiem pierwszego rzędu maksymalizaci zysku, firma ustala poziom produkci na poziomie odpowiadaącym punktowi przecięcia krzywych kosztu krańcowego (MC) i przychodu krańcowego (MR) równym q 0. Cena ustali się zgodnie z krzywą popytu na poziomie p 0. Elastyczność skali definiue się ako stosunek procentowego przyrostu wielkości produkci do procentowego przyrostu wszystkich czynników produkci. Łatwo pokazać, że wielkość ta odpowiada stosunkowi wysokości kosztu przeciętnego (AC) do wielkości kosztu krańcowego. Jeżeli występuą maleące przychody skali, wielkość ta est mniesza od 1, eżeli przychody skali produkci są rosnące, wielkość ta est wyższa od 1. Poniższy rysunek obrazue te dwie sytuace. Na lewym panelu, firma operue w obszarze maleących przychodów skali produkci, koszt krańcowy est zatem wyższy od kosztu przeciętnego. W punkcie q 0 elastyczność skali est równa p. Na prawym panelu, w sytuaci rosnących 2 / p1 przychodów skali, elastyczność ta est równa p. Marżę monopolistyczną definiue się 1 / p2 ako narzut ceny ponad koszt krańcowy, na poniższych rysunkach równa est ona stosunkowi p 0 / p1. Aby zyski były większe od zera w warunkach rosnących przychodów skali, oczekue się, że p0 p2, czyli marża musi być wyższa od elastyczności skali. Sytuaca, gdy p0 p2 odpowiada długookresowe równowadze na rynku niedoskonale konkurencynym (przy braku barier weścia) charakteryzuące się zerowymi zyskami. Podstawowym problemem przy estymaci marży monopolistyczne (narzutu ceny ponad koszt krańcowy) est trudność rozróżnienia pomiędzy różnicą w wielkości przychodów ze sprzedaży i kosztów krańcowych wynikaące z faktyczne siły monopolowe (czyli różnicy pomiędzy ceną P a MC), a różnicą wynikaącą z istnienia korzyści skali (czyli różnicy AC i MC). W praktyce obserwowane są wartości przeciętne, a nie krańcowe (czyli różnica między AC i P). Osobnym problemem est identyfikaca wpływu zmian w całkowe produktywności czynników produkci na wielkość marży. Większość badań skupia się na rozwiązaniu drugiego problemu. 2

4 Rysunek 1 Równowaga firmy w warunkach maleących i rosnących przychodów skali produkci P, MC P, MC MC p 0 MC D p 0 AC p 1 AC p 2 D p 2 MR p 1 MR 0 q 0 Q q 0 Q Maleące przychody skali Rosnące przychody skali Źródło: opracowanie własne. W leraturze stosowane są generalnie dwa podeścia empiryczne do rozpatrywanego problemu. Pierwsze podeście opisane zostało w pracy Halla (1988). W oparciu o zagregowane dane sektorowe estymue on marże monopolistyczne w gospodarce amerykańskie przy założeniu stałych przychodów skali (zakłada się zatem, że nie występue pierwszy z opisanych wcześnie problemów). Jeżeli występuą dwa czynniki produkci (praca i kapał), specyfikaca empiryczna sprowadza się do równania, w którym zmienną obaśnianą est zmiana w logarytmie wielkości produkci na ednostkę kapału, a zmienną obaśniaącą, zmiana w logarytmie wielkości zatrudnienia na ednostkę kapału, pomnożona przez udział pracy w całkowym koszcie produkci. Estymator parametru nachylenia proste regresi est równy marży monopolistyczne (wyrażone w procentach kosztu krańcowego). Identyfikaca marży polega na zastosowaniu zmiennych instrumentalnych, które wpływaą na zmiany w zatrudnieniu i popycie, a ednocześnie nie maą wpływu na produktywność. Stosowanie zmiennych instrumentalnych kontroluących efekty czysto popytowe est konieczne w celu wyodrębnienia wahań natury podażowe, które wpływaą na wysokość nieobserwowane reszty Solowa, co prowadzi do problemu endogeniczności. Znalezienie odpowiednich zmiennych instrumentalnych est ednak problematyczne; Hall stosue takie miary, ak wielkość wydatków rządowych na wosko, światową cenę ropy naftowe oraz zmienną zeroedynkową wskazuącą na obecność przy władzy określone partii polyczne. Ponadto, metodologia Halla wymaga stosowania danych w uęciu realnym (zdeflowanych), co może być problematyczne, ze względu na wpływ zmian akości produktów na ceny. Estymatory 3

5 otrzymane przez Halla są stosunkowo wysokie (sięgaą 300 procent kosztu) i wskazuą na występowanie znacznych marż w gospodarce amerykańskie. Roeger (1995) rozszerza metodologię Halla, poprzez ednoczesne stosowanie dualnych reszt Solowa. Estymaca na podstawie różnicy reszt Solowa obliczonych na podstawie funkci kosztów (reszty prymalne) i funkci produkci (reszty dualne) pozwala na identyfikacę marży monopolistyczne, bez użycia zmiennych instrumentalnych, ponieważ nieobserwowalna zmienna całkowe produktywności czynników produkci (TFP) est wyeliminowana z estymowanego równania (TFP est ednoznacznie zdefiniowana, niezależnie od tego, czy stosuemy miarę pochodzącą z funkci produkci czy z funkci kosztów). Obie przedstawione powyże metody zakładaą ednak występowanie stałych przychodów skali. Roeger, używaąc tych samych danych, co Hall, otrzymue wyraźnie niższe szacunki marż (w większości przypadków marża wynosi mnie niż 50 procent wartości kosztów). Martins oraz Scarpetta (1999) estymuą wysokość marż dla gospodarek wybranych kraów rozwiniętych przy użyciu zmodyfikowane metody Roegera na danych sektorowych. Estymatory otrzymane przy użyciu danych o produkci globalne (wcześnie wymienione badania bazuą na wartości dodane), są niższe niż w przypadku badań Roegera i Halla. Stosowanie wartości dodane wymaga dodatkowe korekty, w przeciwnym razie estymatory będą przeszacowane (Roeger, s. 325). Stosowanie zmodyfikowane o materiały postaci funkci produkci pozwala zatem na wyeliminowanie obciążenia estymatorów. Martins oraz Scarpetta pokazuą również, że w przypadku rosnących korzyści skali, estymatory Halla oraz Roegera stanowią górny próg marż faktycznie występuących w gospodarce. Metodologia Roegera-Martinsa-Scarpetty, była szeroko stosowana w badaniach szacuących wysokość marż monopolistycznych dla kraów europeskich, przy użyciu danych mikroekonometrycznych. Stosuą ą, między innymi, Konings i Vandenbussche (2005) w estymaci narzutów stosowanych przez przedsiębiorstwa w Unii Europeskie. Podobna metodologie stosuą Konings, Van Cayseele oraz Warzyński (2003) w badaniu zachowań firm bułgarskich i rumuńskich. Należy tuta nadmienić, że wyniki powyższych badań stanowią edynie przybliżony estymator wielkości faktycznych marż, ze względu na to, że stosowana metoda zakłada występowanie stałych przychodów skali. W badanie Dobrinskiego, Korosi, Markova i Halperna (2003) podęto próbę modyfikaci metody Roegera, poprzez uprzednią estymacę funkci produkci i elastyczności skali i późnieszą korektę estymatorów marż. Metoda ta wymaga ednak posiadania informaci na temat wielkości produktu oraz 4

6 zatrudnieniu czynników produkci w uęciu realnym, które są w polskich warunkach niedostępne. Cytowane powyże badania oparte na danych mikroekonomicznych daą wyraźnie niższe estymatory marż, niż badania, w których użyto danych sektorowych. Klette (1999) proponue metodę łączne estymaci marż oraz elastyczności skali przy użyciu danych ednostkowych. Metoda ta est w swoich założeniach podobna do stosowane przez Halla, lecz pozwala na stosowanie danych w uęciu nominalnym, dzięki odniesieniu wszystkich wartości w stosunku do pewnego przedsiębiorstwa referencynego w danym w danym sektorze. Przy estymaci marż zastosowano metodę instrumentaci Arellano-Bonda, wykorzystuącą opóźnione i przyspieszone wartości zmiennych, dzięki czemu wyeliminowano problem korelaci składnika losowego ze zmiennymi obaśniaącymi. Dokładny opis metodologii Klette znadue się w dalsze części pracy. 2. Model teoretyczny Przedsiębiorstwa w ramach gałęzi produkuą zgodnie z funkcą produkci postaci: Q A F X ), (1) t ( gdzie Q oraz X to odpowiednio wektor wielkości produkci i macierz czynników produkci przedsiębiorstwa i w roku t. A odpowiada stanowi technologii firmy i w okresie t, a F () to funkca produkci, wspólna dla wszystkich przedsiębiorstw (e postać może być t zmienna w czasie). Model zatem nie narzuca żadnych ograniczeń na przebieg postępu technicznego wspólnego w przedsiębiorstwach działaących w te same branży. Postęp poszczególnych przedsiębiorstw może być przedmiotem wahań idiosynkratycznych, które zostaną opisane szerze w części 4.2 niniesze pracy. Klette przedstawia funkcę produkci w postaci odchyleń logarytmicznych zmiennych od pewnego punktu odniesienia, którym może być poziom produkci i zatrudnienia referencyne firmy w każdym roku. Zmiana punktu odniesienia w czasie pozwala na ominięcie problemu deflowania zmiennych nominalnych. Zgodnie z uogólnionym twierdzeniem o wartości średnie, funkca produkci est postaci: qˆ aˆ xˆ, (2) M gdzie małe lery z daszkiem oznaczaą logarytmiczne odchylenia od punktu odniesienia (np. qˆ ln( Q) ln( Qt ), gdzie Q t est poziomem produkci referencynego przedsiębiorstwa, a 5

7 Q poziomem produkci przedsiębiorstwa i ). Model empiryczny został sformułowany przy założeniu, że punkt odniesienia stanowi mediana w dane gałęzi i danym okresie. Wybór ten podyktowany est mnieszą wrażliwością mediany na występowanie wartości ekstremalnych. Zbiór m czynników produkci oznaczony est poprzez M. est elastyczności funkci produkci względem czynnika wyznaczoną w punkcie X leżącym pomiędzy X, a pewnym punktem odniesienia X i (dyskusa nad wyborem tego punktu znadue się w punkcie 4.1). Kreska nad lerą odpowiadaącą zmienne oznacza, że wartość zmienne w pewnym punkcie pomiędzy medianą, a faktyczną wartością zmienne. Zakłada się, że firma stoi wobec maleące krzywe popytu na produkt na rynku dóbr finalnych, ale est cenobiorcą na rynku czynników produkci. Funkca zysku est zatem postaci: P A F ( X ) W X. (3) t M Rozwiązanie problemu maksymalizaci zysku poedyncze firmy prowadzi (po przekształceniu) do następuącego warunku pierwszego rzędu: A Ft ( X X ) W (1 1/ ) P, (4) gdzie to tzw. postrzegana elastyczność popytu, uwzględniaąca przewidywane reakce konkurentów na zmiany ilości dostarczane na rynek przez firmę i. 1 1/ ) równe est ( stosunkowi ceny do kosztu krańcowego. Dla uproszczenia, przyęto, że: Następuąca zależność est zatem prawdziwa: ( 1 1/ ). W X s, (5) P Q gdzie s to udział kosztów czynnika produkci w wartości całkowe produkci. Elastyczność skali produkci zdefiniowano ako sumę cząstkowych elastyczności produktu względem czynników produkci: X F ( X ) t Ft ( X ) X, zob. Klette (1999) X X 6

8 . (6) M Ze względu na trudność w mierzeniu strumienia usług kapału, można przypuszczać, że równanie udziału kosztowego nie będzie obowiązywać. Elastyczność produkci w stosunku do kapału można zapisać następuąco: K. (7) Przekształciwszy równanie (2), uwzględniaąc równania (5), (6) oraz (7), otrzymuemy: K qˆ aˆ aˆ aˆ K xˆ xˆ K ( xˆ xˆ ) xˆ K K s ( xˆ K xˆ K K ) xˆ K K (8) Równanie (8) est podstawą modelu empirycznego. oraz interpretowane są ako odpowiednio, elastyczność skali oraz stosunek ceny do kosztu krańcowego. 3. Dane statystyczne Dane statystyczne użyte w badaniu pochodzą ze sprawozdań finansowych i bilansowych przedsiębiorstw, zbieranych przez GUS (formularze F-01 i F-02) i obemuą okres Baza danych obemue przedsiębiorstwa zatrudniaące co namnie 50 pracowników w przemyśle (sekce D i E) oraz w usługach rynkowych (sekce G, I oraz K). Łączna ilość obserwaci (nieoczyszczonych) wynosi ok. 162 tys. Pierwotną bazę danych oczyszczono z niewiarygodnych i ekstremalnych obserwaci. Usunięto obserwace dla których produkca, zatrudnienie, maątek lub koszty pracy są niedodatnie. Ponadto, próba została oczyszczona z przedsiębiorstw, charakteryzuących się ekstremalnymi miarami wydaności pracy (mierzonymi wartością dodaną przypadaącą na ednego pracuącego) lub kapału. Próbę pomnieszono ponadto o gałęzie, w których w danym roku było mnie niż 3 obserwace. Operace czyszczące zbiór danych wynikowo zmnieszyły liczbę obserwaci o ok. 7%. W badaniu użyto niezbilansowany panelu danych, co Za ekstremalne wartości uznano przypadki, gdy odchylenia absolutne logarytmu dane zmienne od logarytmu e mediany (4-cyfrowy poziom PKB) przekraczaą 3. 7

9 est usprawiedliwione ze względu na fakt, iż model teoretyczny podlegaący estymaci nie uwzględnia powiązań czasowych pomiędzy produkcą a kosztami. Produkca oraz wyodrębnione składniki kosztów (koszty materiałowe, energii, pracy i kapału) mierzone są relatywnie do mediany w sektorach, do których należy dane przedsiębiorstwo (na 4-cyfrowym poziomie PKD, ze względu na relatywnie homogeniczne grupy przedsiębiorstw). Mediany zostały policzone osobno dla każdego roku, co umożliwia uzmiennienie technologii stosowane przez firmy do produkci. Ponadto, zmiana normalizaci w każdym roku pozwala na obeście problemu deflowania zmiennych nominalnych **. Jako miary produkci użyto wielkości przychodów netto ze sprzedaży, skorygowane o zmianę zapasów. Wyróżnione elementy kosztów przedsiębiorstw powiększone zostały (proporconalnie) o wielkość płaconych przez nie podatków. Do kosztów materiałowych zaliczono, poza zużyciem materiałów koszty zakupu usług obcych oraz wartość zakupionych towarów i materiałów w celach odsprzedaży (istotna pozyca w przypadku przedsiębiorstw handlowych). Z kolei do kosztów pracy, poza wynagrodzeniami, zaliczono składki na ubezpieczenia społeczne płacone przez pracodawcę oraz pozostałe koszty rodzaowe. W badaniu, podobnie ak w pracy Klette (1999), wyodrębniono koszty energii ako osobny czynnik produkci, gdyż estymatory marż monopolistycznych są wrażliwe na dobór kategorii kosztowych i w przypadku wykorzystania tylko danych dotyczących kosztów pracy i kapału są zawyżone (por. Hyde i Perloff, 1995). Do konstrukci miary kosztów kapału posłużono się koncepcą wprowadzoną do analiz wydaności i produktywności przez Jorgensona i Grilichesa (1967), rozwiniętą m.in. w pracy Otulona i Srinivasan (2003), która polega na zastosowaniu strumienia usług kapału zamiast zasobu maątku trwałego. Zgodnie z tą koncepcą strumień usług kapału może być przedstawiony następuąco : Użycie mediany zamiast średnie ako miary centralne podyktowane est obserwacą, że mediana est mnie wrażliwa na występowanie wartości ekstremalnych. ** W wielu sektorach gospodarki deflatory produkci i kosztów są zanieczyszczone zmianami strukturalnymi, ponadto występue tuta problem odpowiedniego mierzenia zmian akości produktów (szczególnie w warunkach gospodarki transformuące się) i odpowiedniego uwzględnienia tego zawiska w cenach. Pozostałe koszty rodzaowe są kategorią heterogeniczną i zawieraą, oprócz kosztów związanych z pracownikiem (m.in. koszty podróży służbowych, odprawy pośmiertne, odszkodowania powypadkowe) inne kategorie kosztów (m.in. ubezpieczenia maątkowe). Zdecydowano się ednak przyporządkować tę kategorię kosztów do kosztów pracy. Przedstawiony wzór nie uwzględnia inflaci dóbr kapałowych (a edynie spadek cen związany ze starzeniem się maątku trwałego), co est usprawiedliwione w ninieszym badaniu poprzez sposób przedstawienia elementów kosztów ako odchyleń od mediany na relatywnie homogenicznym rynku produktów. 8

10 k ( r ) K, (9) t gdzie: deprecaci, a k est miarą strumienia usług kapału, r t est stopą zwrotu, est stopą K - zasobem maątku przedsiębiorstwa. Za stopę zwrotu (oczekiwany zwrot z zaangażowania kapału w alternatywnym przedsięwzięciu) przyęto oprocentowanie 5-letnich obligaci rządowych. Stopa deprecaci policzona została na poziomie przedsiębiorstwa ako stosunek wartości umorzenia do wartości maątku w cenach zakupu, natomiast sam maątek obemue środki trwałe oraz wartości niematerialne i prawne w środku okresu. Tabela 1 przedstawia podstawowe właściwości użytych danych statystycznych. Miary minimalne efektywne skali (MES) zostały obliczone ako wartość trzeciego kwartyla przychodów ze sprzedaży na poziomie czterocyfrowe klasyfikaci PKD i następnie zagregowane (średnia ważona wielkością przychodów) do odpowiedniego poziomu klasyfikaci. Teoretycznie, minimalna efektywna skala odpowiada minimalne wielkości produkci dla które krzywa kosztów przeciętnych stae się płaska. Indeks Lernera został oszacowany ako średnia w dane gałęzi różnica między przychodami a kosztami, w stosunku do przychodów. Indeks Lernera stanowi proste przybliżenie stopy zysku, która powinna być skorelowana z wielkością marży. Obliczony indeks Lernera est wyższy dla przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego niż przedsiębiorstw usługowych i użyteczności publiczne. Miary koncentraci Herfindahla-Hirschmana, policzone zostały na 4- lub 3-cyfrowym (wg PKD) poziomie agregaci, a następnie zagregowane i doprowadzone do odpowiednie definici gałęzi poprzez uśrednianie z użyciem produkci dane gałęzi ako wagi. Współczynnik koncentraci można traktować ako wskaźnik konkurencyności rynku, a ego odwrotność interpretue się ako liczbę hipotecznych symetrycznych firm konkuruących na danym rynku. Generalnie współczynniki koncentraci są wyższe w przetwórstwie przemysłowych niż w usługach (z wyątkiem telekomunikaci). 9

11 Tabela 1 Własności danych statystycznych PKD Nazwa MES Indeks Herfindahl Herfindahl Lernera 3-cyfry 4-cyfry 15 Artykuły spożywcze i napoe Wyroby tytoniowe Odzież i wyroby futrzarskie ,19 Włókiennictwo i wyroby skórzane Drewno i wyroby z drewna Papier i wyroby z papieru Działalność wydawnicza i poligrafia Koks, ropa naftowa, paliwa ądrowe # Chemikalia Środki myące i czyszczące Wyroby gumowe i z tw. sztucznych Wyroby z sur. niemetalicznych Metale Metalowe wyroby gotowe Maszyny biurowe i komputery Sprzęt RTV i telekomunikacyny Aparatura elektryczna Poazdy mechaniczne, przyczepy Pozostały sprzęt transportowy Motocykle i rowery Meble Energia elektryczna, woda i gaz Pobór, rozprowadzanie wody Sprzedaż po. mechanicznych i paliw Sprzedaż det. paliw Handel hurtowy i komisowy Handel detaliczny Transport Poczta i telekomunikaca Telefonia staconarna i komórkowa ,74 Usługi dla biznesu # zawiera sekce 241, 242, 243, 246, 247 MES - minimalna efektywna skala, indeks Lernera = 1-koszty/przychody 4. Metoda empiryczna badania 4.1. Konstrukca udziałów kosztów w produkci Model teoretyczny, opisany w części 2 używa udziału kosztów danego typu w wartości produkci dane firmy, wyznaczonego dla punktu wewnętrznego pomiędzy udziałem charakterystycznym dla dane firmy a punktem referencynym, czyli medianą w dane gałęzi i okresie. Opieraąc się na lemacie kwadratowe aproksymaci (por. Diewert, 1976) szukany punkt wewnętrzny został wyznaczony w połowie odległości pomiędzy indywidualnym udziałem firmy, a medianą udziału w gałęzi. Praca Diewerta (1976) pokazue, iż ten sposób aproksymaci est dokładny dla funkci produkci typu translog, zatem estymowany model 10

12 empiryczny, mimo iż nie zakłada konkretne postaci funkci produkci, est zgodny z technologią typu translog, zmienną w czasie i gałęziach. Zastosowane podeście do wyznaczenia udziałów poszczególnych kategorii kosztów w przychodach ze sprzedaży uwzględnia fakt, iż różne przedsiębiorstwa w ramach gałęzi zatrudniaą pracowników o odmiennym profilu kwalifikacynym i płacowym. W szczególności dotyczy to sytuaci, gdy większe firmy zatrudniaą bardzie wykwalifikowanych pracowników i płacą wyższe wynagrodzenia, co różnicue elastyczność produkci względem płac na poziomie indywidualnych firm. Zróżnicowanie płac i wydaności pomiędzy firmami w gałęzi est również uwzględniane w modelu empirycznym poprzez użycie efektów stałych Dyskusa nad efektami stałymi Struktura stochastyczna czynnika aˆ, czyli produktywności firmy, relatywnie do referencyne (medianowe) firmy w gałęzi est w badaniu przybliżona przy założeniu istnienia efektów stałych dla indywidualnych firm: gdzie a i mierzy efekty stałe, a a a i u ˆ, (10) u est procesem stochastycznym typu IID. Efekty stałe odzwierciedlaą różnice produktywności pomiędzy firmami, które mogą być bardzo trwałe w czasie i stanowią istotną determinantę wzrostu przedsiębiorstw (por. Baily, Hulten i Campbell, 1992). Samo istnienie różnic w wydaności na poziomie firmy (relatywnie do firmy referencyne w gałęzi) może wynikać z różnic efektywności zarządzania, akości pracy, akości i nowoczesności maątku trwałego, p. Można również poderzewać, iż różnice w wydaności będą pozytywnie skorelowane z wielkością firmy, gdyż bardzie produktywne przedsiębiorstwa zazwycza powiększaą swó udział w rynku. Przyęty opis stochastyczny wydaności zakłada ponadto, iż różnice pomiędzy wydanością indywidualną dane firmy a wydanością firmą referencyne est stała w czasie, czyli gałęzie rozwiaą się w mnie więce równomiernie. Jest to upraszczaące założenie, pozwalaące ednocześnie na eliminacę efektów stałych w zróżnicowanym równaniu, które podlega estymaci. Problem ten został rozwiązany poprzez odpowiedni wybór metody Potraktowanie różnic w wydaności ako efektów stałych dopuszcza istnienie korelaci pomiędzy różnicami w wydaności a pozostałymi zmiennymi w modelu ekonometrycznym, czyli produkcą i kosztami. 11

13 estymaci (wprowadzenie zmiennych instrumentalnych). Ponadto, przyęte założenie niekoniecznie est zbyt dużym uproszczeniem, gdyż porównanie między wielkością firm, a ich wydanością obarczone est problemem przyczynowości, co kwestionue interpretacę różnic w wydaności pomiędzy firmami ako dowodu na istnienie efektów skali (por. Griliches, Mairesse, 1998) Opis podeścia ekonometrycznego do estymaci parametrów skali i marż Uwzględniaąc w modelu teoretycznym opis stochastyczny relatywne wydaności przedsiębiorstw oraz różnicuąc równanie w celu wyeliminowania efektów stałych dostaemy następuącą postać modelu ekonometrycznego: gdzie K qˆ xˆ xˆ, (11) V V K x ˆ s ( xˆ xˆ ), identyfikue rodza kosztu, 1 L est operatorem K pierwszych różnic, est estymatorem marży monopolistyczne, a est estymatorem efektów skali. Ze względu na założenie, iż zarówno marża, ak i skala są stałe w dane grupie przedsiębiorstw (gałęzi), składnik losowy dany est wzorem: u ( ) xˆ ( ) xˆ (12) V K i uwzględnia również różnicę w marżach i parametrach skali pomiędzy przedsiębiorstwami. Opisany model ekonometryczny nie może być estymowany zwykłą MNK z co namnie trzech powodów. Po pierwsze, składnik losowy zawiera informacę o odchyleniach indywidualnych marz i parametrów skali od odpowiednich wielkości w firmie referencyne, co może prowadzić do korelaci składnika losowego ze zmiennymi obaśniaącymi. Po drugie, założenie efektów stałych i estymaca modelu w postaci pierwszych różnic eliminue tylko część korelaci pomiędzy produktywnością firmy a e wyborem czynników produkci. Jak uż wspomniano, produktywność w przedsiębiorstwach może się zmieniać w czasie odmiennie niż średnia w gałęzi, w które firma produkue. Z tego powodu szok technologiczny, o ile est obserwowany przed decyzami o zaangażowaniu czynników, może być skorelowany ze zmianami w zaangażowaniu czynników produkci, co skutkue obciążeniem estymatorów MNK (dodatnie w przypadku pozytywnego szoku technologicznego). Po trzecie, błędy w sprawozdawczości (szczególnie istotne w danych indywidualnych) są kolenym źródłem endogeniczności i zazwycza powoduą obciążenie estymatorów w dół, co est dodatkowo 12

14 wzmacniane przez przedstawienie modelu ekonometrycznego w pierwszych różnicach (por. Griliches, Mairesse, 1998). W konsekwenci zdecydowano się, podobnie ak w pracy Klette (1999), na dodatkowe użycie warunków ortogonalności pomiędzy składnikiem losowym estymowanego równania a określonym zbiorem instrumentów: E(, Z ) 0, gdzie Z is est zbiorem instrumentów z okresu s oraz wcześnieszych. Zbiór instrumentów ograniczony został do miary poziomu kapału oraz zatrudnienia. Zmienne te (wyrażone w poziomach) są mnie wrażliwe na krótkookresowe zmiany produktywności niż kategorie kosztów. W celu efektywnego wykorzystania dostępnego zbioru instrumentów zastopowano skorygowaną uogólniona metodę momentów (GMM) opisaną w pracach Arellano i Bonda (1991) dla modeli dynamicznych oraz Arellano i Bovera (1995) dla modeli statycznych ze składnikiem losowym nieortogonalnym względem zmiennych obaśniaących. Zastosowane podeście polega ona na wykorzystaniu indywidualnych macierzy instrumentów dla każdego badanego okresu i maksymalizacę zbioru informaci dostępne na podstawie instrumentów. Do wyznaczenia macierzy wag w funkci kryterium estymatora GMM zastosowano, polecaną w leraturze modeli ekonometrycznych te klasy, macierz kwadratową H, dla które elementy główne przekątne są równe 2, natomiast elementy subdiagonalne są równe -1, a pozostałe elementy macierzy H są równe Strategia doboru optymalnego zbioru instrumentów Odpowiedni dobór rzędu opóźnień zmiennych instrumentalnych w konstrukci rozszerzone macierzy instrumentów ma bardzo istotne znaczenie w aplikaci metody Arellano-Bonda. Istotność i akość zbioru instrumentów można testować przy pomocy testu Sargana (overidentification test). Wartość funkci kryterium J metody GMM pod warunkiem odpowiedniego zestawu instrumentów ma rozkład 13 is 2 ze stopniem swobody równym ilości warunków ortogonalizuących pomnieszone o liczbę estymowanych parametrów (por. Arellano, Bond, 1991). Przyęcie hipotezy zerowe oznacza, iż zbiór instrumentów est odpowiednio dobrany. W przypadku wyboru pomiędzy dwoma modelami różniącymi się zbiorem użytych instrumentów można posłużyć się statystyką C (distance difference), która mierzy odległość pomiędzy wartościami funkci kryterium J obu modeli. Różnica ta ma również rozkład 2 ze stopniami swobody równymi różnicy pomiędzy stopniami swobody indywidualnych statystyk J. Przyęcie hipotezy zerowe oznacza, iż oba modele nie różnią się od siebie w sposób istotny.

15 Ze względu na relatywnie dużą liczbę modeli do oszacowania (osobny model dla każde z rozpatrywanych gałęzi) zdecydowano się przyąć spóna strategię doboru rzędu opóźnień użytych do budowy rozszerzone macierzy instrumentów w oparciu o testy J Sargana oraz statystyki różnic C. Punktem wyścia est estymaca modelu o instrumentach opóźnionych o co namnie 2 okresy. W przypadku pozytywnego zweryfikowania hipotezy o odpowiednim zbiorze instrumentów (model nie est nadmiernie zidentyfikowany), estymowany est model rozszerzony, o zbiorze instrumentów opóźnionych o co namnie 1 okres. Następnie est on testowany przy pomocy statystyki J oraz porównywany z modelem poprzednim na podstawie testu C. Procedura est kontynuowana (z użyciem również przyspieszonych wartości instrumentów) aż do znalezienia zestawu instrumentów, który nadmiernie identyfikue model. W tym przypadku model wynikowy est ostatnim modelem, który przeszedł pozytywnie testy J i C. Jeżeli natomiast w punkcie wyścia (przy estymaci modelu z instrumentami opóźnionymi o co namnie 2 okresy), test J wskazał, iż zbiór instrumentów est zbyt obszerny, minimalne opóźnienie est skracane o edno opóźnienie do maksymalnie 5. W przypadku dalszych problemów z doborem instrumentów, skracany est maksymalny okres opóźnienia do 4 lat i testowane są specyfikace z mnieszym zestawem zmiennych instrumentalnych. Druga część strategii doboru instrumentów, związana ze skracaniem opóźnień zmiennych instrumentalnych, est zdecydowanie mnie pożądana. Okazała się ona ednak konieczna w wielu przypadkach, co może wpływać negatywnie na precyzę szacunków. W warunkach gospodarki polskie i w badanym okresie, którego część wciąż obemue okres przekształceń w strukturze gospodarki, zawartość informacyna mocno opóźnionych instrumentów do opisu bieżących zawisk może być ograniczona, co naprawdopodobnie tłumaczy relatywnie częste przypadku ograniczania zbioru instrumentów. Przy ocenie statystyczne estymowanych modeli ekonometrycznych należy ponadto zwrócić uwagę na testy istotności autokorelaci reszt modelu. O ile autokorelaca pierwszego rzędu est spodziewana w modelach te klasy, o tyle występowanie istotne statystycznie autokorelaci rzędu drugiego może wskazywać na dodatkowe problemy w zbiorze zmiennych instrumentalnych. Autokorelaca reszt może wskazywać na zbyt silną reakcę produkci w stosunku do zaangażowanych czynników produkci (w szczególności nakładu pracy, gdyż w badaniu est on mierzony liczbą pracuących, a nie liczbą przepracowanych godzin) w reakci na szoki o charakterze cyklicznym. Występowanie istotne statystycznie autokorelaci (rzędu 2-go) reszt może zatem wskazywać na dodatnie obciążenie otrzymanych estymatorów. 14

16 5. Marże i elastyczności skali 5.1. Opis otrzymanych wyników estymaci Wyniki estymaci równania (11) znaduą się w tabeli 2. Obok estymatorów marż *** i efektów skali w nawiasach podano odchylenia standardowe. Podano również statystyki testowe Sargana oraz statystyki autokorelaci reszt do rzędu drugiego włącznie. W tabeli znadue się również zastosowany dla dane gałęzi zakres opóźnień (przyspieszeń, ze znakiem uemnym) dla zmiennych instrumentalnych. Większość estymaci przeprowadzono dla gałęzi opisanych dwucyfrową klasyfikacą PKD. Jednakże, ze względu na duże zróżnicowanie niektórych gałęzi oraz problemy natury ekonometryczne, zdecydowano się estymace w węższych grupach PKD lub też łączenie podobnych gałęzi. Dla przykładu, połączono przemysł włókienniczy ze skórzanym (17 i 19). Z kolei w przypadku produkci pozostałego sprzętu transportowego (który est na tyle heterogeniczny, że szacowany model okazał się zbyt restrykcyny) zdecydowano się oddzielnie badać przedsiębiorstwa produkuące motocykle i rowery. Podobna sytuaca dotyczy przemysłu chemicznego, sprzedaży poazdów mechanicznych i paliw, a także usług telekomunikacynych. Szacunki obu parametrów są bardzo precyzyne, na co wskazuą bardzo niskie błędy standardowe. Testy diagnostyczne Sargana wskazuą na dobrą specyfikacę instrumentowanego modelu w większości badanych gałęzi. Jedynie w przypadku działalności wydawnicze, produkci wyrobów chemicznych, gumowych i z tworzyw sztucznych, a także mebli, produkci energii elektryczne, rozprowadzaniu wody oraz handlu detalicznym, nie udało się znaleźć odpowiedniego zbioru instrumentów. W przypadku tych gałęzi, szacunki należy traktować z dużą ostrożnością. Jak wspomniano w rozdziale 4.4, istotnie różne od zera współczynniki autokorelaci rzędu drugiego mogą wskazywać na obciążenie uzyskanych estymatorów, co dotyczy np. produkci artykułów spożywczych i napoów, przemysłu drzewnego czy handlu i transportu. *** Przedstawione wyniki dotyczą stosunku ceny do kosztów krańcowych, zatem wielkość marży można wyznaczyć poprzez odęcie od wartości estymatora liczby 1. Ponadto, w przypadku przemysłów lekkich (17-19), próba została skrócona do lat Wyniki estymaci na pełne próbie oraz zachowanie się produkci sprzedane w tych działach sugeruą, iż przemysły te były silnie dotknięte kryzysem rosyskim w 1998 roku. 15

17 Tabela 2 Wyniki estymaci współczynników marż i elastyczności skali PKD Nazwa Marża Skala Sargan AR(1) AR(2) Opóźnienia Obs Przetwórstwo przemysłowe 1.10 (0.03) 1.03 (0.02) ** Artykuły spożywcze i napoe 1.10 (0.02) 1.04 (0.02) ** ** Wyroby tytoniowe 1.70 (0.11) 0.87 (0.05) Odzież i wyroby futrzarskie 1.01 (0.03) 1.01 (0.02) ** ,19 Włókiennictwo i wyroby skórzane 1.09 (0.04) 1.12 (0.02) ** Drewno i wyroby z drewna 1.24 (0.05) 0.94 (0.06) ** ** Papier i wyroby z papieru 1.22 (0.05) 1.11 (0.04) ** Działalność wydawnicza i poligrafia 1.05 (0.08) 1.12 (0.06) * ** Koks, ropa naftowa, paliwa ądrowe 1.09 (0.03) 0.95 (0.02) * # Chemikalia 1.04 (0.04) 1.11 (0.03) * ** Środki myące i czyszczące 1.05 (0.05) 0.98 (0.05) ** ** Wyroby gumowe i z tw. sztucznych 1.08 (0.07) 1.00 (0.03) * ** Wyroby z sur. niemetalicznych 1.16 (0.05) 1.10 (0.03) ** Metale 1.04 (0.05) 1.10 (0.05) ** Metalowe wyroby gotowe 1.08 (0.10) 1.04 (0.06) ** Maszyny biurowe i komputery 1.00 (0.04) 0.90 (0.04) * Sprzęt RTV i telekomunikacyny 1.06 (0.04) 1.01 (0.03) ** Aparatura elektryczna 0.97 (0.05) 0.90 (0.05) ** Poazdy mechaniczne, przyczepy 1.07 (0.06) 0.97 (0.04) ** 3.23 ** Pozostały sprzęt transportowy 0.76 (0.10) 0.86 (0.12) ** 2.15 * Motocykle i rowery 1.00 (0.07) 0.98 (0.06) ** 2.87 ** Meble 1.08 (0.05) 1.04 (0.04) ** ** Energia elektryczna, woda i gaz 0.90 (0.03) 1.09 (0.03) ** ** 2.00 * Pobór, rozprowadzanie wody 0.94 (0.06) 0.91 (0.04) * ** Usługi rynkowe 1.01 (0.02) 1.00 (0.01) ** ** Sprzedaż po. mechanicznych i paliw 1.02 (0.01) 1.00 (0.01) ** Sprzedaż det. paliw 1.07 (0.04) 1.01 (0.03) Handel hurtowy i komisowy 1.05 (0.01) 1.00 (0.01) ** Handel detaliczny 1.05 (0.01) 1.02 (0.01) ** ** ** Transport 0.96 (0.02) 0.96 (0.01) ** ** Poczta i telekomunikaca 0.54 (0.09) 0.78 (0.06) Telefonia staconarna i komórkowa 1.06 (0.34) 1.02 (0.39) ,74 Usługi dla biznesu 0.83 (0.04) 0.99 (0.01) ** * istotne na poziomie 5 procent, ** 1 procent. Odchylenia standardowe w nawiasach. # zawiera sekce 241, 242, 243, 246, 247 Tabela 3 zawiera wyniki testów restrykci odpowiadaącym długookresowym relacom ekonomicznym. Wnioskowanie oparte est na 90-procentowym przedziale ufności. Pierwszy z testów (P>MC) dotyczy występowania dodatnich marż monopolistycznych i est w duże mierze testem występowania konkurenci niedoskonałe (dziee się tak w sytuaci, gdy współczynnik est istotnie większy od edności). Test P=AC dotyczy restrykci równości współczynnika marży i elastyczności skali, co est równoznaczne z występowaniem zerowych zysków (por. rysunek 1). Na podstawie testu na występowanie stałych korzyści skali (elastyczność skali równa edności), opracowano kolumny tabeli zatytułowane IRS i DRS (odpowiednio rosnące lub maleące korzyści skali). 16

18 Tabela 3 Wyniki testów restrykci ekonomicznych PKD Nazwa Marża Skala P>MC P=AC IRS DRS Przetwórstwo przemysłowe TAK TAK 15 Artykuły spożywcze i napoe TAK TAK 16 Wyroby tytoniowe TAK TAK 18 Odzież i wyroby futrzarskie TAK 17,19 Włókiennictwo i wyroby skórzane TAK TAK TAK 20 Drewno i wyroby z drewna TAK 21 Papier i wyroby z papieru TAK TAK 22 Działalność wydawnicza i poligrafia TAK TAK 23 Koks, ropa naftowa, paliwa ądrowe TAK TAK 24 # Chemikalia TAK 245 Środki myące i czyszczące TAK 25 Wyroby gumowe i z tw. sztucznych Wyroby z sur. niemetalicznych TAK TAK TAK 27 Metale TAK TAK 28 Metalowe wyroby gotowe TAK 30 Maszyny biurowe i komputery TAK 32 Sprzęt RTV i telekomunikacyny TAK Aparatura elektryczna TAK 34 Poazdy mechaniczne, przyczepy Pozostały sprzęt transportowy TAK 354 Motocykle i rowery TAK 361 Meble TAK TAK 40 Energia elektryczna, woda i gaz TAK 41 Pobór, rozprowadzanie wody TAK TAK Usługi rynkowe TAK 50 Sprzedaż po. mechanicznych i paliw TAK 505 Sprzedaż det. paliw TAK TAK 51 Handel hurtowy i komisowy TAK 52 Handel detaliczny TAK TAK Transport TAK TAK 64 Poczta i telekomunikaca TAK 6420 Telefonia staconarna i komórkowa TAK 71,74 Usługi dla biznesu Istotność testów na poziomie 10 procent. # zawiera sekce 241, 242, 243, 246, 247. P - cena, MC - koszt krańcowy, AC - koszt przeciętny, IRS - rosnące przychody skali, DRS - maleące przychody skali Kombinace testowanych restrykci odpowiadaą określonym strukturom rynku. Jeżeli nieprawdą est, iż P>MC, wskazue to na występowanie struktury rynku zbliżone do konkurenci doskonałe (eżeli dodatkowo spełniony est warunek P=AC, est to równowaga długookresowa z zerowymi zyskami). Sytuacę taką można zaobserwować w przypadku przemysłów: odzieżowego, produkci środków myących i czyszczących, sprzętu RTV, motocykli i rowerów, a także agregatu usług rynkowych. W przypadku, gdy spełnione są relace P=AC oraz P>MC, struktura rynku odpowiada konkurenci monopolistyczne (zerowe zyski w długim okresie). Relace te są spełnione w przemyśle włókienniczym i skórzanym, produkci wyrobów niemetalicznych, mebli, oraz w usługach sprzedaży detaliczne paliw. 17

19 Jeżeli spełniony est warunek P>MC, a warunek P=AC nie est spełniony, wskazue to na występowanie oligopolistyczne struktury rynku, zwłaszcza eżeli występuą rosnące przychody skali. Ta struktura rynku występue w agregacie przetwórstwa przemysłowego oraz przemysłach: spożywczym, tytoniowym, drzewnym, papierniczym, paliwowym, sprzedaży poazdów mechanicznych oraz handlu hurtowym i detalicznym. Rosnące przychody skali występuą w 9 z 31 badanych gałęzi. Z kolei maleące przychody skali występuą w 6 gałęziach. W porównaniu do agregatu usług rynkowych, w przetwórstwie przemysłowym występue znacznie wyższa marża, wynosząca około 10%. W przeciwieństwie do usług, występuą w te sekci rosnące przychody skali (współczynnik korzyści skali nie est duży, ale statystycznie istotny). Przy interpretaci tych wyników (w szczególności niskich marż w handlu) należy pamiętać, iż marża zdefiniowana est ako różnica pomiędzy ceną a kosztem krańcowym wszystkich czynników produkci. Popularny pogląd o wysokich marżach w handlu dotyczy narzutu na koszt zakupu towarów i nie uwzględnia kosztów czynników pierwotnych. Ponadto, ze względy na zastosowanie funkci produkci, użyta metoda może być użyteczna w opisie procesów ekonomicznych zachodzących w usługach. Warto zwrócić uwagę na wyniki dla kilku gałęzi. W przypadku produkci wyrobów tytoniowych obserwuemy bardzo wysokie marże (70%) przy ednocześnie silnie maleących korzyściach skali. W przemyśle chemicznym, który est relatywnie heterogeniczny, obserwuemy występowanie rosnących przychodów skali w tzw. chemii ciężkie (choć szacunki wskazuą na występowanie uemnych zysków), przy ednoczesnym braku korzyści skali oraz dodatnich narzutach na koszt krańcowy w tzw. chemii lekkie. Uemne marże szacowane są dla tzw. przemysłów użyteczności publiczne (40 i 41). Może wynikać to z faktu, że ceny produktów przedsiębiorstw w tych gałęziach są regulowane, a model teoretyczny zakłada występowanie mechanizmów rynkowych. Ponadto, w przypadku wytwarzania energii elektryczne, wody i gazu występuą rosnące korzyści skali, co wydae się zgodne z intuicą. O ile w agregacie sprzedaży poazdów mechanicznych i paliw nie obserwuemy wysokich marż monopolistycznych, o tyle w grupie sprzedaży paliw detalicznych, marża est wyższa i wynosi około 7% (podobny poziom marż - 9% - obserwuemy w produkci paliw). Wątpliwości budzą wyątkowo niskie szacunki marż i przychodów skali dla sektora telekomunikacynego (64). Może to wynikać z duże heterogeniczności usług dostarczanych przez ten sektor. Szacunki marż dla węższe grupy telefonii staconarne i komórkowe 18

20 wskazuą na dodatnią marże i niewielkie rosnące przychody skali. Precyza szacunków nie est w tym przypadku zadowalaąca, ze względu na niewielką liczbę obserwaci. Relatywnie wysokie estymatory marz monopolistycznych (co namnie 10%) uzyskano dla przemysłów: spożywczego, tytoniowego, drzewnego i papierniczego oraz produkci wyrobów z surowców niemetalicznych. W żadnym z badanych grup przedsiębiorstw usługowych nie zanotowano marż przekraczaących 10%. Trudne do interpretaci wyniki uemnych marż (estymatory marż mniesze od edności) zanotowano w kilku gałęziach. W przypadku przedsiębiorstw produkuących aparaturę elektryczną, negatywny punktowy szacunek marży nie est istotnie różny od 0 (ednocześnie narzut ponad koszt przeciętny est dodatni). Dla pozostałych gałęzi z uemnymi marżami (pozostały sprzęt transportowy, świadczenie usług transportowych, telekomunikacynych oraz usług dla biznesu) bardzo trudno znaleźć akceptowalne ekonomicznie wytłumaczenie wyników estymaci (w przypadku usług transportowych zyski są zerowe lecz wyniki wskazuą na ustalanie cen poniże kosztu krańcowego). Niezgodne z teoria ekonomii wyniki mogą być spowodowane nadmierną heterogenicznością opisywanych gałęzi oraz słabym dopasowaniem modelu teoretycznego do charakterystyki badanych gałęzi Dyskusa wyników badania Porównanie indeksów Lernera z tabeli 1. oraz wysokości wyestymowanych marż z tabeli 2.wskazue na relatywnie silny związek pomiędzy tymi wielkościami. W większości przypadków gałęzie o wysokich marżach charakteryzuą się także wysokim indeksem Lernera (np. przemysły tytoniowy, drzewny i papierniczy). Podobny związek zachodzi też dla niskich poziomów marż i indeksów Lernera (np. przedsiębiorstwa handlowe oraz produkci pozostałego sprzętu transportowego). Tabela 4 przedstawia współczynniki korelaci Pearsona pomiędzy różnymi miernikami struktury rynkowe a otrzymanymi estymatorami (górny panel dotyczy całe badane zbiorowości, natomiast dolny przetwórstwa przemysłowego). Zmienne zatytułowane P>MC, IRS, DRS, P=AC są zmiennymi zeroedynkowymi odpowiadaącymi tym relacom (por. tabela 3). Analiza korelacyna potwierdza silny związek indeksów Lernera z estymatorami marż (oraz zmienne P>MC). Relatywnie wysoka negatywną korelacę można zaobserwować pomiędzy estymatorami skali (lub zmiennymi IRS i DRS) a dwoma obliczonymi współczynnikami Herfindahla. Można to wytłumaczyć faktem, iż badan próba zawiera przedsiębiorstwa większe (zatrudniaące powyże 50 pracowników), które maą 19

21 większe prawdopodobieństwo znalezienia się w obszarze maleących przychodów skali, co nie wyklucza występowania rosnących przychodów skali w mnieszych przedsiębiorstwach. Intuica ekonomiczna wskazywałaby na dodatnią zależność między koncentracą a występowaniem rosnących przychodów skali ze względu na większe bariery weścia do gałęzi. Podobne wnioski można otrzymać obserwuąc uemna zależność między Tabela 4 Analiza korelacyna MES P>MC IRS DRS PC=AC Marża Skala Lerner Herfindahl3 Herfindahl4 MES 1.00 P>MC IRS DRS P=AC Marża Skala Lerner Herfindahl Herfindahl Wszystkie badane sektory (poza 64), współczynniki korelaci liniowe Pearsona P - cena, MC - koszt krańcowy, AC - koszt przeciętny, IRS - rosnące przychody skali, DRS - maleące przychody skali MES P>MC IRS DRS PC=AC Marża Skala Lerner Herfindahl3 Herfindahl4 MES 1.00 P>MC IRS DRS P=AC Marża Skala Lerner Herfindahl Herfindahl Przetwórstwo przemysłowe, współczynniki korelaci liniowe Pearsona P - cena, MC - koszt krańcowy, AC - koszt przeciętny, IRS - rosnące przychody skali, DRS - maleące przychody skali maleącymi korzyściami skali a minimalną efektywną skalą (MES). Należy mieć tuta na uwadze niedoskonałość estymatora MES, który opiera się na przychodach firm, a nie na funkci kosztów. Współczynnik koncentraci Herfindahla est wyraźnie niedoskonałym indykatorem struktury rynku, ponieważ ego korelaca z indeksem Lernera est niemal zerowa. Może to wynikać z heterogeniczności produktów. Potencalnym rozwiązaniem est konstrukca współczynnika Herfindahla na większym poziomie dezagregaci, co nie est możliwe w ninieszym badaniu. 20

22 5.3. Analiza wrażliwości Tabela 5. przedstawia wyniki analizy wrażliwości. Została ona przeprowadzona na agregacie przetwórstwa przemysłowego. Dotyczy z edne strony konstrukci zmiennych obaśniaących w oparciu o różne definice kapału (mierzenie tego czynnika produkci est obarczone nawiększym błędem i wymaga wielu założeń), a z drugie założenia stałości współczynników w czasie. W specyfikaci podstawowe użyto miary strumienia usług kapału opisanego w punkcie 3 i wyniki te pokrywaą się z wynikami z tabeli 2. W specyfikaci nazwane Kapał 1 ako miary kapału użyto średni w danym okresie zasób maątku trwałego i wartości niematerialnych i prawnych dla danego przedsiębiorstwa. W specyfikaci 2 deprecaca została policzona indywidualnie dla przedsiębiorstwa (w identyczny sposób, ak w specyfikaci podstawowe), natomiast za stopę zwrotu (również indywidualna dla firmy) przyęto ważony stosunek zysku do kapału własnego oraz stosunek płaconych przez firmę odsetek do wielkości łącznych zobowiązań. W specyfikaci 3 i 4 za stopę zwrotu przyęto agregatową wielkość odpowiednio oprocentowania kredytów dla przedsiębiorstw oraz stopy zwrotu z 5-letnich obligaci rządowych. W obu tych specyfikacach zastosowano natomiast wspólny sposób traktowania deprecaci przyęto 2,5% stopę deprecaci dla budynków, 13% dla maszyn, 25% dla środków transportu i 22% dla pozostałych składników maątku trwałego. Strumień usług maątku został oszacowany poprzez odpowiednia sumę poszczególnych składników maątku trwałego, podlegaących odmienne deprecaci oraz te same stopy zwrotu. Specyfikaca 5 używa indywidualnych stóp deprecaci (opisanych w rozdziale 3), różni się natomiast od specyfikaci podstawowe stopą zwrotu zamiast zwrotu z 5-letnich obligaci stosue średnie oprocentowanie kredytów dla przedsiębiorstw. Dwa ostatnie wiersze przedstawiaą wyniki estymaci dla dwóch podokresów do roku 2000 i lata późniesze. 21

23 Model Tabela 5 Analiza wrażliwości Marża Skala Sargan AR(1) Specyfikaca podstawowa 1.10 (0.03) 1.03 (0.02) ** Kapał (0.03) 1.02 (0.02) ** Kapał (0.03) 0.96 (0.03) ** Kapał (0.03) 1.02 (0.02) ** Kapał (0.03) 1.02 (0.02) ** Kapał (0.03) 1.03 (0.02) ** Rok <= (0.07) 0.99 (0.04) ** Rok > (0.02) 1.07 (0.01) ** 2.36 ** AR(2) Opóźnienia Kapal 1 - zasób maątku trwałego, Kapał 2 - stopa zwrotu i deprecaca liczona na poziomie przedsiębiorstw, Kapal 3 - makroekonomiczna deprecaca i stopa zwrotu (oprocentowanie kredytów dla przedsiębiorstw) Kapal 4 - makroekonomiczna deprecaca i stopa zwrotu (oprocentowanie 5-letnich obligaci rządowych) Kapal 5 - indywidualna deprecaca i makroekonomiczna stopa zwrotu (oprocentowanie kredytów dla przedsiębiorstw) Obs. Stosowanie różnych miar kapału nie wpływa w znacznym stopniu na wysokość otrzymanych estymatorów. W większości przypadków, otrzymane dla przetwórstwa szacunki marży są w granicach 10-12%. Estymatory korzyści skali wynoszą od 2% do 3%. Jedynym wyątkiem est specyfikaca używaąca definici 2. kapału. W tym przypadku estymowana marża wynosi 7 procent, a estymator elastyczności skali wskazue na maleące korzyści skali. Ta definica usług kapału wydae się namnie wiarygodna, ze względu na występowanie uemnych wartości usług kapału, co zmniesza wielkość próby o ponad 25%. Estymatory marż nie są bardzo wrażliwe na dobór podokresu badania, natomiast silnie zmienia się szacunek efektów skali. W pierwszym okresie estymatory wskazuą na stałe korzyści skali, podczas gdy w latach późnieszych znaczenia rosnących korzyści skali est znacznie większe (elastyczność skali wynosi 7%). Może być to związane z relatywnie silnym wzrostem przetwórstwa przemysłowego w tym okresie (szczególnie w ego ostatnich latach) i zwiększone liczby przedsiębiorstw (zwiększenie się liczby mnieszych przedsiębiorstw wpływa dodatnio na estymator elastyczności skali). Hipotezę tę wydae się potwierdzać nieznaczny spadek zysków w drugim podokresie. Zmienność parametrów skali i marz monopolistycznych wydae się być obiecuącym tematem dalszych badań Porównanie wyników badań do podobnych szacunków przeprowadzonych dla innych kraów Niestety, przedstawionych wyników badań (według wiedzy autorów) nie można skonfrontować z innymi wynikami dla Polski, ze względu na brak tych ostatnich. Możliwe est ednak porównanie otrzymanych wyników z analogicznymi dla innych gospodarek. 22