0 - Lirias - KU Leuven

Transcript 0 - Lirias - KU Leuven

Onderzoeksrapport Nr.

7.ot'

SCHAALEFFEKTEN IN SUPERMARKTEN door

LEUl'US 1 en \v. BRAMS 2 1. Gewoon Hoogleraar, Departement Toegepaste Ekonomie, Katholieke Universitei t te Leuven. 2. Als navorser van het F.K.F.O. verbonden aan het Departement Toegepaste Ekonomie~ K.U. Leuven. De auteurs danken Prof. Dr. H. Vandenborre en Prof. Dr. hun suggesties en kritische bemerkingen. R. De Bondt voor vlettelijk Depot Nr. D/197f /2376/01.

SCHAALEFFEKTEN IN SUPEID1ARKTEN

================================

De distributie in Belgie heeft belangrijke wijzigingen ondergaan. Enerzijds is de evolutie gekenmerl\.t door het ontstaan van nieuwe distributie vormen en -technieken, anderzijds door een toenemende koncentratie. De introduktie van nieuwe distributietechnieken heeft geresulteerd ~n een snelle uitbreiding van de grote verkoopoppervlakten. In 1957 werd de eerste supermarkt opgericht : eind 1976 was hun aantal uitgegroeid tot 712. Eenzelfde evolutie heeft zich voorgedaan met de hypermarkten. Terwijl de eerste opgericht werd in 1961 bereikte hun aantal 72 eind 1976. De inplanting van eenheden met geleidelijk groter wordende verkoop oppervlakten heeft een snelle groei gekend. Als een mogelijke verklarende faktor van deze evolutie wordt het bestaan van belangrijke positieve schaal effekten vooropgesteld. Het doel van deze paper is, op basis van een beperkte steekproef, te onderzoeken in welke mate schaaleffekten aanwezig zijn in supermarkten. 1 • SCHAALEFli'EKTEN DEFINITIE EN OORZAKEN. Schaaleffekten kunnen bepaald worden als de -vrec~rslag die bet :Jrodu ceren van verschillende outputhoeveelheden per tijdseenheid heeft op de pro duktiekosten wanneer alle mogelijke aanpassingen gedaan werden om de pro duktie op iedere schaal zo efficient mogelijk te maken. Aldus bekomt men de lange termijn gemiddelde totale kostenkurve of de schaalkurve. De schaalkurve of de planningskurve geeft derhalve de invloed weer van de schaal op de gemiddelde produktiekost van een reeks alternatieve bedrijven gebouwd op een bepaald tijdstip en waarbij ieder bedrijf volmaakt aangepast is aan de vereiste schaal en bovendien op deze schaal werkt.

2. Hieruit volgt dat het staal van observaties voor een lange termijn kostenstudie het best kan samengesteld worden uit "cross-section" gegevens afkomstig van een voldoend aantal ondernemingen en betrekking hebbend op een bepaald ogenblik in de tijd. (1) De korte termijn gemiddelde totale kostenkurve geeft de relatie weer tussen de gemiddelde totale kosten en de mate waarin de kapaciteit van een bedrijf wordt gebruikt. Deze kurve toont het verloop van de gemiddelde to tale kosten wanneer de produktie van de optimale kapaci tei t afwi,jkt. De lange termijn gemiddelde totale kostenkurve is de "envelopkurve" d.w.z. zij omhult als het ware alle korte termijn gemiddelde totale kostenkurven. worden Als bronnen van positieve schaaleffekten (2) moeten a.m. onderscheiden a. het bestaan van ondeelbare kosten en de mogelijkheid om deze kosten bij toenemende schaal over een grotere produktie te spreiden b. de aanwezigheid van "massed resources" hetgeen leidt tot voordelen in het beheer van voorraden ; (1) Pratten C.F. -Economies of 3cale in Manufact~ ·ing Industries, University Press, Cambridge, 1971, pp. 3-4. Johnston J. -Statistical Cost Analysis, McGraw-Hill, London, 1960, pp. 28-29. ( 2) Deze opsomming is een synthese ui t de volgende -vrerken : Florence S. - The Logic of British and American Industry, Routledge Keegan Ltd., London, 1953, pp. 49-60. & Johnston J. - Statistical Cost Analysis, McGre:\vr-Hi Pratten C.F. - Economies of Scale in Manufacturing Industry, University Press, Cambridge, 1971, pp. 11-16. 11, London, 1960, 197pp, Silberston A.- "Economies of Scale in Theory and Practice" in Economic Journal, supplement March 1972, pp. 374-375. Stigler G.J. - Production and Distribution Theories, The MacMillan Camp. New York, 1946, pp. 279-283.

3. c. de mogelijkheid voor specialisatie; dit verschijnsel situeert zich op drie niveau's : c. 1 • arbeidsspecialisatie inbegrepen het leereffeJ.'t; c.2. specialisatie van het machinepark; c.3. specialisatie van de vestiging; d. de mogelijkheid om de opeenvolgende produktiestadia beter

mekaar af te stemmen zonder de schaalvoordelen

ieder stadium te verliezen (cfr. het beginsel van de veelvouden m.b.t. de kapaciteit van de elkaar opvolgende machines). De betere aaneenschakeling kan eveneens leiden tot een ver mindering van de kosten tussen de verschillende produktiestadia. e. kostenbesparingen welke rechtstreeks voortvloeien uit de toegenomen grootte; f. kostenbesparingen in het beheer van de aankoop en de verkoop, en voort spruitend uit de sterkere kontrole van de grotere onderneming

de respek tievelijke markten. Negatieve schaaleffekten kunnen o.m. hun oorsprong vinden in : a. het vaste of inelastisch aanbod van een of meer produktiefaktoren waardoor de kosten van deze faktoren stijgen wanneer de vraag naar deze faktoren toeneemt; b. de gebruiksefficientie van een produktiefaktor kan afnemen naarmate de door het bedrijf gebruikte hoeveelheid toeneemt m.a.w. de wet van de af nemende meeropbrengsten; c. technische redenen kunnen kosten verhogend werken; d. afnemende efficientie van het management bij verdere schaalvergroting; e. minder gunstige werkrelaties met o.m. toenemende misverstanden tussen bedrijfsleiding en werknemers; f. stijging van bepaalde kostensoorten (vooral transportkosten) bij de ver verkoop en de distributie.

4. 2. SCHAALEFFEK'I'EN IN Di'' KiiE'INHANDEL ,

-------·-----------

2. 1. Het begriLSchaal" in de Kleinhand-:;1. Voor wat een alge::nene bepaling van schaaleffekten betreft kan verwezen worden naar de vorige paragraaf. Toch is het gewenst om even dieper in te gaan op het begrip l!schaal" in het kader van een distributieonderneming. Een literatuuroverzicht toont namelijk aan dat twee grootheden~ de omzet of ver koopoppervlakte, gebruikt 1rorden als maatstaf voor de schaalgrootte van een distributiebedrijf. Terwijl beide grootheden kunnen aangewend worden voor het meten van de schaalgrootte v~n distributieondernemingen of voor het meten van de schaal grootte van individuele vestigingen (bv. supermarkten), aldan niet behorend tot eenzelfde distributieonderneming, worden zij verder in de%e paper steeds gebruikt in deze laatstP betekRnis. Ret gebruiken van beide grootheden als maatstaf voor de grootte van distributiebedrijven alsmede het feit dat de kosten op verschillende wijzen kunnen uitgedrukt worden heeft voor gevolg dat men empirisct::: kostenstudies in de distributie op verschillende manieren kan benaderen : a. Men kar: de totale kosten ( 1) rdateren tot de omze _, en/of d"' verkoopopper vlakte. Uit deze totale kostenfunkties kunnen vervolgens de gemiddelde en marginale kostenfunkties worden afgeleid alsmede hun respektievelijke minima en de varianties van deze winima. b. Men kan de totale kosten (1) uitdrw~ken als een percentage van de omzet en deze relateren tot de omzet en/of verkoopoppervlakte. c. Men kan de tot ale kosten ( 1 ) ui tdrukken per opperv1ekt.c;eenheid en deze grootheii relateren tot de omzet en/of de verkoopoppervlakte. (1) Dezelfde benaderingswijzen sta8-n ter beschikking voor de studie van de samen stellende komponenten van de kosten bv. loonko;:; +;e:J .. algemene onkosten, afschrijvingen .••

De studie van de eventuele aanwezigheid van schaaleffekten in bv. super markten heeft betrekking op een "long run" aspekt van de kosten. Anderzijds worden de reele kosten mede gedetermineerd door een reeks andere faktoren. Terwijl bij het bespreken van het ekonomisch model (3.2.1.) in detail wordt 1ngegaan op de determinanten van de uitbatingskosten van supermarkten lijkt het dus hier nuttig te verwijzen naar de invloed op de kosten welke kan uitgaan van de interaktie tussen verkoopoppervlakte en omzet (tot uitdrukking komend in omzet per oppervlakteeenheid). Deze laatste variabele laat toe om de invloed van de graad van kapaciteitsbenuttiging te meten. 2.2. Empirische Studies. Een aantal studies werden gewijd aan de kost-outputrelaties in waren huizen o.m. Plant en Fowler (1), Whitman (2), Dean (3) en Cohen (4). Inver schillende van deze studies wordt verwezen naar de interpretatieproblemen voortvloeiend uit de heterogeneiteit van de output-mix. Dean en James (5) be studeerden het kostengedrag voor een filiaalbedrijf. In een meer recente studie onderzocht Douglas (6) de kostenelasticiteiten van kleinhandelseenheden geklasseerd volgens aktivagrootte. ( 1 ) (2) (3) (4) (5) (6) Plant A. & Fowler R.F. - "The Analysis of Costs of Retail Distribution" in Economica, Vol. VI, May Review - Vol. XXXI, 1939, Wh1tman R.H. - "Cost Functions in a Department Store" in American Economic 1940, pp. pp. 121-135. 4oo-4o2. Dean J. "Department Store Cost Functions" in 0. Lange (ed) Studies in Mathematical Economies and Econometrics, Univ. of Chicago Press 1942. Cohen L. - "Cost of Distribution in Department Stores 11 in Manchester Statistical Society Transaction, Dean

& James R.W. "The long run Behavior of Costs in a Chain of Shoe Stores : a statistical Analysis" in Studies in Business Administration, Vol. XII, nr. 3, 1942. 12 dec. 1951. Douglas E. "Size of Firm and the Structure af Costs in Retailing" in Tucker & Yamey (eds) Economics of Retailing, Penguin 1973, hoofdstuk 13.

6. De "National Board for Prices and Income" (1) poogde via een ekonome trische studie inzichten te verwerven in de determinanten van de brutomarges en de diverse kostenkategorieen. In dit rapport werd aangetoond dat de schaal meestal slechts relevant is als verklarende faktor in kombinat:i.e met andere strukturele en omgevingskenmerken• Holdren ( 2), Briggs en Smyth ( 3), Mac. Lelland (l+), Tilley en Hicks ( 5) en Tucker (6) hebben in een aantal studies diverse aspekten voor betreffende schaaleffekten in voedingswinkels en supermarkten bestudeerd. In een recente en zeer uitgebreide studie heeft Tucker (7) het fenomeen der schaaleffekten in supermarkten onderzocht. Hierbij maakte hij gebruik van gegevens van een grote Britse distributieonderneming welke betrekking hadden op de periode ·1961-1970. (1) N.B.P.I. :Distributor's Costs and Margins on Furniture, Domestic Electri cal Appliances and Footwear, Report N° 97, December 1965, Cmnd. 3858. (2) Holdren, B.R. "The structure of a retail market and the beht:.vior of retail units, Prentice Hall, Englewood Cliffs, N.Y., 1960, pp. 27-66. (3) Briggs, D.H. en Smyth, R.L. "Distribution of groceries : economic aspects of the distribution of groceries with special references to \'!estern (4) (5) (6) (7) Australia, Un. of W. Australia Press, 1967. Mac Lelland,

vl.G.

"Economics of the Supermarket, Economic Journal, vol. LXXII, nr. 285, 1962, pp. 154-170. Tilley, R.P. en Hicks R. "Economies of scale in supermarkets, Journal of Industrial Economics, Vol. XIX, November 1970, pp. 1-5. Tucker, K.A. : Economies of scale in retailing : a note, Journal of Industrial Economics, Vol XX, nr. 3, 1972, pp. 291-294. Tucker, K.A. : Economies of scale in retailing, Saxon House Studies, Lexington Books, 1975, 230 pp.

7. Uitgaande van de omzet als maatstaf voor de schaalgrootte van een supermarkt schat hij in de eerste plaats totale kostenfunkties. Vervolgens worden kostenfunkties, eveneens door middel van de methode der kleinste kwa draten, geschat voor de voornaamste samenstellende komponenten van de totale kosten. De geschatte totale kostenfunkties worden vervolgens gebruikt voor het afleiden van de gemiddelde en marginale kostenfunkties (1). De voornaamste besluiten van voornoemde studie kunnen als volgt samen gevat worden : a. geen funktionele vorm is algemeen geldend voor alle kostensoorten noch voor een zelfde kostensoort in de tijd; b. aggregatie van de verschillende kostensoorten heeft voor gevolg dat spe cifieke kenmerken m.b.t. de hellingen.de positie van de diverse kosten soorten verloren gaan : dit impliceert dat het vaststellen van de aanwezig heid van eventuele positieve en/of negatieve schaaleffekten per kostensoort onmogelijk wordt; c. de regressiekoefficienten, bekomen voor somm1ge kostensoorten, vertonen een hoge graad van onstabiliteit in de tijd : dit houdt in dat de funktionele vorm van de kostenfunktie evolueert hetzij ten gevolge van endogene ken merken hetzij van exogene strukturele voorwaarden; d. wijzigingen in de kostenstruktuur kunnen een eenduidige interpretatie van de relatie tussen kosten en omzet bemoeilijken. In een studie (2) betreffende de markstruktuur van en de konkurrentie in de distributie in de U.S.A. werd een belangrijk hoofdstuk gewijd aan het onderzoek van schaaleffekten in supermarkten. Hierbij kon gebruik gemaakt worden van gegevens over 3.000 verkooppunten behorend tot negen belangrijke ondernemingen. (1) Tucker, K.A. : op.cit. pp. 138-142. (2) National Commission on Food Marketing, Organization and Competition in Food Retailing, Technical Study, nr. 7, June 1966, 568 pp.

e. Ten einde de invloed van de schaalgrootte alsmede van de bezetting van de beschikbare kapaciteit op de gemiddelde kosten te onderzoeken werd het volgende model gespecifieerd : waarbij Y. 1 x1i x2i x3i x4i u. 1 = gemiddelde kost; = verkoopoppervlakte van verkooppunt i; = omzet per oppervlakteeenheid van verkooppunt 1;

=

gemiddeld uurloon in dollars uitbetaald in verkooppunt 1;

=

aanwezigheid van de vakbond; = 1 wanneer 0 - 25

=

2 wanneer 25 75 % van werknemers aangesloten zijn; % van werknemers aangesloten zijn; = 3 wanneer 75 -100 % van werknemers aangesloten zijn;

=

x 2 1 i m.a.w. het kwadraat van de verkoopoppervlakte van ver kooppunt i;

=

X~i m.a.w. het kwadraat van de omzet per oppervkateeenheid van verkooppunt 1; = storingsterm. Door middel van een meervoudige regressieanalyse en uitgaande van "cross section" gegevens werd de volgende kostenfunktie bekomen : Vertrekkend van dit basismodel werden, ten einde de aandacht volledig toe te spitsen op de invloed van de schaalgrootte en de bezetting van de kapaciteit, het uurloon en de vakbondsaanwezigheid konstant gehouden op hun gemiddelde waarden. Ret model herleidt zich dan tot :

9. \l)'anneer in vergelijking (3) de variabele x 2 i (en derhalve ook x 6 i) konstant wordt gehouden op zijn gemiddelde waarde m.a.w. wanneer de bezetting van de beschikbare kapaciteit konstant wordt geacht~ wordt de overblijvende variatie in de kosten (Y.) verklaard door de verkoopoppervlakte van de verkooppunten ]_ (d.i. x 1i en x 5i). Vergelijking (3) kan dan herleid worden tot (4) waarbij Y. ]_

-·

a" + blXli + bSXSi a"

.... + b2X2 + b6X6 Deze vergelijking is de wiskundige uitdrukking voor de schaaleffektenkurve (1). Verschillen in de gemiddelde kosten ten gevolge van wijzigingen in de }ezet tingsgraad van de beschikbare verkoopoppervlakte in de korte periode kunnen geisoleerd worden door het konstant houden van de verkoopoppervlakte (d.w.z. van de variabelen x 1 en x 5 ). Vergelijking (3) wordt dan herleid tot vergelijking (5) welke de uitdrukking is van de korte periode gemiddelde kostenkurve. waa:>:"bij Het hoger beschreven t\vee-dimensioneel kostengedrag, in de korte en in de lange peri ode, kan grafisch 'tveerge.geven worden in figurr 1 • ( 1) Dit geldt slechts indien X, 1 gelijk is aan de omzet per oppervlakte::enheid • of de kapaciteit:,bezetting"" voor dewelke de "short run" gemiddelde kosten van iedere supermarkt juist gclijk zijnaan de "long run 11 gemiddelde kost:en.

to. kost als verkopen % van de 12 4000sq.f. \ \ \ \ \ \ 8000 \ 8 4

-------

16.000 R 2 = .57 oppervlakte = 10.808 sq.f. verkopen/oppervlakte = 3.09 ~/sq. f.

/ verkopen/opp.= 5.50 f/,/sq.f. 4.000 0 8.000 2 3 4 5 6 12.000 7 8 9 0 1 2 ---- 3 4 5 6 . verkopen/oppervl. •._l 7 8 9 16.000sq.f. Figuur 1. Kostengedrag van een niet nader gespecifieerde Amerikaanse onderneming. Bron : National Commission on Food Harketing, cfr. supra.

11. 3. SCHAALEFFEKTEN IN BELGISCHE SUPERMARKTEN. 3.1. Gegevens. De besehikbare gegevens, weergegeven in de appendix hebben betrekking op 64 supermarkten behorend tot een Belgische onderneming. De verkoopopper vlakte voor iedere supermarkt is uitgedrukt in vierkante meters terwijl de ouderdom uitgedrukt werd in jaren. Vervolgens is het respektievelijk zaken cijfer, uitgedrukt in miljoenen frank per maand gegeven. De verschillencle kostensoorten t.w. de algemene kosten, de loonkosten en de afschrijvingskosten zijn uitgedrukt als percentages van het zakencijfer. De totale kosten per supermarkt, bekomen door het sommeren van voornoemde kostensoorten, is eveneens· uitgedrukt als een percentage van het omzetcijfer. 3.2. Statistische Kostenanalyse (1) (2). De "long run" totale kosten van een supermarkt kunnen uitgedrukt worden (1) Andere methoden voor het meten van schaaleffekten zijn o.m. a. de 0.6 regel cfr. Moore F.T. "Economies of Scale : some statistical evidence" in Quaterly Journal of Economics, 1952, p. 232. h. het overlevingsprincipe, cfr. Stigler G.J. "The Economies of Scale" in Readings of Hanagerial Economics (eds. Haynes H.H. et. al.) Business Publications, Dallas (Texas), 1973, pp. 232-249. c. de "engineering" methode cfr. Haldi J. & Hhitcowb D. "Economies of Scale in Industrial Plants" in Readings of l~anagerial Economics op.cit. pp. 219-231. d. de synthetische methode cfr. Black G. "Synthetic ~~ethod of Cost Analysis in Agricultural Harketing Firms" in Journal of Farm Economics - Nay 1955, pp. 270-279. (2) Johnston J. Statistical Cost Analysis, i'1cGravr-Hill, New York, 1960.

12. als een funktie van de output en de schaalgrootte van een supermarkt. (1) In de onderstelling dat de produktiefunktie van een supermarkt gekenmerkt lS door toenemende en afnemende meeropbrengsten kan de overeenkomstige gemiddelde kostenfunktie geschreven worden als volgt : ( 6) waarbij y. l = r ( x 1 . , x 2 . , x 3 l . , x, . , ~l x1 i x2i = de omzet

• 2 x3i = x1i m.a.w. het kwadraat van de verkoopoppervlakte van x4i 2 = x2i m.a.w. het kwadraat van de omzet van supermarkt l" ' = de storingsterm.

oppervlakteeenheid ( 1 ) Indien de produktiefunktie (a), de kostenvergelijking (b) en de vergelijking van het expansiepad (c) gekend zijn nml. q = f (v 1 , v 2 , ••• vn,k) (a) C = r 1 v 1 + r 2v2 + ••. rnvn + tiJ(k) (b) 0 = g (v 1 , waarbij : q v 2 , ••• vn' k) (c) = output van de supermarkt uitgedrukt ln omzet per oppervlakte-

kl c r. l = = = eenheid; de variabele produktiefaktoren i; de schaalgrootte m.a.w. de o-ppervlakte van de supermarkt; de totale kosten;

=

de prijsleenheid van de variabele produktiefaktoren 1; dan kan dit systeem van drie vergelijkingen herleid worden tot een verge lijking waarin de totale kosten uitgedrukt worden als een funktie van de output en de schaalgrootte mml. C=¢(q,k)+ l/J(k) (d) (cfr. Henderson J.H. & Quandt R.E. - Microeconomic Theory- McGraw-Hill Book Cy- New York- 1958- Chpt. 3 - pp. )5-62).

13. Vergelijking (6) houdt in dat de gemiddelde kosten beinvloed worden door de oppervlakte van de supermarkt (d.i. schaal) en de bezetting van de beschikbare kapaciteit (d.i. omzet per oppervlakteeenheid). De variabelen x 3 i en x 4 i zijn geintroduceerd in het model ten einde rekening te houden met het a priori on dersteld niet-lineair verband tussen de totale kosten en de verkoopoppervlakte van het verkooppunt (x 1 i) respektievelijk de omzet/oppervlakteeenheid (X 2 i). Dit model kan evenwel slechts aangewend worden als verklaring van de ge observeerde kosten van de supermarkten uit de steekproef in de mate dat deze samengesteld J.S uit homogene supermarkten. Uit de appe~1dix blijkt dat de leeftijd van de supermarkten varieert van 16 jaar tot 8 maanden. Naast voor noemde verschillen in leeftijd leidt de vermoedelijke aanwezigheid van ver schillen in een aantal andere faktoren ertoe de homogeniteit van de steekproef in vraag te stellen. Daar deze laatste verschillen J.n niet gerJ.nge mate de geobserveerde kosten kunnen beinvloed hebben wordt vooropgezet dat naast de schaalgrootte en de be zetting van de beschikbare kapaciteit de volgende faktoren ter verklaring van de kosten moeten in aanmerking worden genomen 1. de samenstelling van het assortiment (m.a.w. de verhouding "food/non-food"); 2. de verhouding "effektieve verkoopoppervlakte/totale oppervlakte"; 3. het niveau der lonen wegens het belangrijk aandeel der lonen in de totale gemiddelde kosten; 4. verschillen in vestigingsplaats en omgevingskenmerken. De beschikbare gegevens laten evenwel niet toe om de voornoemde faktoren ex pliciet in het model op te nemen. Omdat verschillen in deze faktoren meestal fenomenen betreffen welke zich geleidelijk in de tijd hebben voorgedaan, wordt vooropgesteld dat de variabele "leeftijd" in het model wordt opgenomen als een "proxy-variabele" ten einde de invloed van de betrokken faktoren zoveel moge lijk op te vangen. Rekening houdend met de voornaamste determinanten van de uitbatingskos ten alsmede met de beschikbaarheid van de gegevens kan derhalve het volgende

14. model geformuleerd worden (7) y. l = f( x 1 l • , x 2 l . , x 3 . , 1 x 4 . , l" x 5 l . , 11· ) l waarbij Y. l x,i = de gemiddelde kosten van supermarkt l ' ' = de verkoopoppervlakte van supermarkt i; x2i x3i = de omzet/oppervlakteeenheid van supermarkt l ; 2 = x1i m.a.w. het kwadraat van de verkoopoppervlakte van super markt i; x4i 2 = x2i m.a.w. het kwadraat van de omzet/oppervlakteeenheid van x5i 11· l supermarkt l ' ' = de leeftijd van supermarkt = de storingsterm. l ; Terwijl de introduktie van de variabelen x 1 i ' x 2i' x3i en x4i reeds eerder werd verklaard kan de variabele "leeftijd" (X 5 i) als volgt verantwoord worden. In de mate dat er zich een wijziging in de verhouding "food-non food" voor doet in funktie van de grootte van de supermarkten en rekening houdend met het feit dat de gemiddelde verkoopoppervlakte van de supermarkten gestegen is in de tijd, wordt vooropgesteld dat de invloed uitgaande van wijzigingen in het assortiment partieel of geheel zal opgevangen worden door de variabele "leeftijd". De faktor verhouding "effektieve verkoopoppervlakte/tot.8J..e oppervlakte" van het verkooppunt, welke als een specifieke determinant voor het kostenver loop in distributiebedrijven moet beschouwd worden en welke de neiging vertoont toe te nemen naarmate de schaal van het verkooppunt groter wordt, is eveneens wegens gebrek aan gegevens niet opgenomen. Daar de wijziging van deze variabele zich in de tijd voordoet nml. naarmate de gemiddelde grootte van nieuwe super markten toeneemt, mag verondersteld worden dat de variabele "leeftijd' partieel de invloed kan opvangen.

15. Het feit dat alle supermarkten uit de steekproef tot een zelfde onder neming behoren alsmede de eerder beperkte mogelijkheid om binnen een enkele onderneming een geografisch sterk verschillende loonpolitiek te voeren, houdt in dat de faktor lonen veel aan belang verliest als verklarende faktor voor verschillen in de uitbatingskosten. Anderzijds is de steekproef samengesteld uit supermarkten van sterk uiteenlopende ouderdom hetgeen voor gevolg kan heb ben dat het gemiddelde loonpeil in de andere supermarkten zeer waarschijnlijk hager zal liggen ten gevolge van het eventueel gemiddeld ouder personeel. De mate waarin zich dit verschijnsel voordoet kan partieel of geheel opgevangen worden door het introduceren van de variabele nleeftijd". De variabele "vestigingsplaats en omgevingskenmerken" is eveneens wegens gebrek aan gegevens niet expliciet in het model kunnen worden opgenomen. Waar sommige aspekten hiervan tijdsgebonden kunnen zijn (bv. de geleidelijke stijging van de grondprijzen) kan de invloed uitgaande van andere aspekten van deze variabele gemeten worden door de introduktie van e~n of meerdere "dummy" varia belen. Terwijl de "terreinkosten" zonder twijfel sterk kunnen verschillen._van vestigingsplaats tot vestigingsplaats lijkt het niet opnemen van deze faktor minder erg wegens het gering aandeel van deze kosten 1n de totale uitbatings kosten van een supermarkt. Indien informatie m.b.t. de aard van de vestigings plaats per supermarkt zou beschikbaar zijn, zou de invloed van deze variabele partieel via de introduktie van een "dummy" variabele (bv. 0 = vestiging in stad, 1 = vestiging in buitenwijk) kunnen worden o:rgevangen.

een gelijkaardige wijze zou de invloed, welke potentieel kan uitgaan van verschillen in de omgevingsken:merken van de opgenomen supermarkten, via het invoeren van een "dummy" variabele kunnen worden in aanmerking genomen. De statistische resultaten zijn weergegeven in tabel I. Onder de regres siekoefficienten zijn de respektievelijke standaardfouten vermeld. Naast de interceptwaarde is tevens de determinatiekoefficient alsmede de F-waarde gegeven.

16. In de drie regressievergelijkingen (1) stemmen de tekens van de regres siekoefficienten voor de variabelen oppervlakte (x 1 ? i) en omzet/m'- (X 2 i) alsmede voor hun gekwadrateerde termen a priori. redenering mag (x 3 . ve1~achten. en x 4 i) overeen met wat men

basis van Met betrekking tot de variabele "leeftijd" (x 5 i) moet een zekere voorzichtigheid aan de dag gelegd >vorden. In de regressievergelijking (7) Zl.Jn de geschatte koefficienten voor de variabelen oppervlakte het 1 %, 5 %, 1 (x 1 (x 1 i), (oppervlakte) 2 (x 3 i)' zakencijfer/m 2 (x 2 i) en % niveau hetgeen impliceert dat bet marginaal effekt van voornoemde variabelen op de gemiddelde kost statistisch signifikant is. De koefficient van de variabele "leeftijd" (x 5 i) is positief maar statistisch niet signifikant verschillend van nul. Dit resultaat lijkt op zichzelf niet verwonderlijk rekening houdend met de bespreking van het ekono misch model. Daarin werd immers enerzijds vooropgesteld dat een positief ver band mag verwacht worden tussen de lonen (belangrijke deelkosten van de ge middelde kosten) en leeftijd. Terwijl eveneens een positief verband tussen de samenstelling van het assortiment ("food/non-food") en leeftijd mag vooropge steld worden geldt anderzijds dat er een negatief verband tussen de . ver houding "verkoopoppervlakte/totale oppervlakte" en leeftijd mag venracht worden. Ret uiteindelijk effekt is niet a priori te voorspellen. De waarde van de determinatiekoefficient houdt in dat de variatie in de gemiddelde kosten voor 54 % verklaard wordt door de vijf voornoemde varia belen. De bekomen waarde voor F = 13,67 betekent dat er een sterk signifi kante relatie bestaat tussen de afhankelijke ~iabele en de vijf verklarende varia belen. (1) Hodel 1 Kost als % van de omzet vergelijkingen (7), (8) en (9).

TABEL I. Statistische Resultaten. tert als % Omze t (7) G.K, (8) Loonkt' ( Alg ~ On.k ~~ -13~19902 (4,92763) -4,47651 (2,72634) -7,68535 (2,65247) d '7~--,~--~---~-~--~~· """""",-.-~""''·~.w-,·;-~ i t '" I ~~" rt. ' ' 3,92188 (2,06454) 0,94709 (l '14226) 2,68180 O~lll3l . o~o3oos I

• ' 1 1 J Q'l'1 ., I 0,25359 ,06541) 1 -2,24554 0,05981 ,0 l 0,02372 '01100) ,01 41,66555 0, j l f } . 18,2:6132 05!40095 20,517!8 (l ~ 6L;;361 I 3 ~ ./820 7,' •' 1 L, • > ( l ( 1 t) Loonk ~ ( "! ') \

! . i - f

, Onk. -1,486!3 ) -0575614

((1

\ .._J

-05 71 j,9679) 0,47261 ' l 0,23974 ,li263) o, 18060 -0,00223 (0,00162) l "5144 7 0,. jCJ '7 62095 0,84713 0,7 0? £; 7 .~~~6 45, 64,2.8373 10,. 7254

18. De geschatte k.oefficienten voor de variabelen x 1 l ., x 3 l ., x 4 l . en x 5 l . in de regressievergelijking van de gemiddelde loonkosten (8) zijn statistisch signifikant verschillend van nul op het 5 %, 1 %, 1 % en 2,5 % n1veau. De positieve koefficient voor de variabele "leeftijdn (x 5 i) stemt overeen met de positief onderste1de relatie tussen ouderdom van een supermarkt en hoogte der lonen. De bekomen determinatiekoefficient betekent dat iets meer dan 40 % van de variatie in de loonkosten verklaard wordt door de vijf opgenomen variabelen. De F-waarde voor deze vergelijking (F = 7,76) impliceert een statistisch sig nifikante relatie tussen de afhankelijke en de vijf verklarende variabelen. In de vergelijking (9) voor de gemiddelde algemene kosten zijn alle regressie koefficienten statistisch signifikant verschillend van nul op het 1 % niveau. 65 % in de variatie verklaard wordt door de vijf voornoemde onafhankelijke variabelen. De F-waarde (F = 21,41) wijst op een sterk signifikante relatie tussen de afhankelijke en de vijf verklarende variabelen. Een vergelijking van de gestandardizeerde regressiekoefficienten (niet opgenomen in tabel I) van de drie regressievergelijkingen toont aan dat de gestandardizeerde koefficient van de variabele x 2 . (zakencijfer/m 2 ) altijd belangrijk grater is dan de gestandardizeerde regressiekoefficient voor de variabele x 1 i (oppervlakte). Dit betekent dat de weerslag op de betrokken ge miadelde kosten van de graad van kapaciteitsbezetting (binnen een gegeven grootte-klasse m.a.w. de korte periode) belangrijk sterker is dan de invloed van <'le grootte (of m.a.w. dan het optreden van schaaleffekten in de lange periode). In figuur 2 is het verband tussen de gemiddelde totale kosten in de korte periode (voor supermarkten van 800m 2 , 1200 m 2 en 1600 m 2 ) alsmede een

2 5 kost als verkopen % van de \ 1200 m 2 \1600 m 2 \ Gemiddelde koste~Kurven 19. ·aptimale oppervlakte : 1680 m 2 optimale bez.ettingsgraad : 18.772 fr./m2 minimale kost ~ 9,69 % van de omzet 15 ~~' 10 6 10 14 18 22 zakvm

~.L--

1'8. 7722 Fr./m 2 6 5 ~----------------L

____ _

500m 2 10 I 1 )+ 18 I 22 z.akvm I I I I I I I 2 I 6 1 0 I _ _ 14 18 -~----' 1 22 zakvm ! I I I oppervlakte.

20. benadering (1) van de gemiddelde kostenkurve 1n de lange periode weergegeven. In tabel II is een overzicht gegeven van de evolutie van enerzijds de kosten als % ve,n de omzet en anderzijds de kosten per m 2 vlakte varieert van 800 m 2 tot 2400 m 2 wa.nneer de opper en dit voor deze bezettingsgraad die de short run kosten minimaliseert. Oppervlakteklasse Kosten als % Omzet G.K. Loonkosten Alg. onkosten Kosten in B.F. :2er m 2 G.K. Loonkosten Alg. onkosten I I Boo 12,75 8,24 ~-' 15 ' l 1200 2 m 10,60 7,21 3,22 2375,78 2159,41 1569,69 741 , 1 R ! 1459,03 660,17 I ! ! 1680 m 2 I 2000 m 2 I I 9,69 6,37 10,08 6,05 3,94 3,24 i i I 2099 ,l+4 1 1427,50 639,25 2180,39 1467,85 ! i 671,54 2400 2 m 11 '71 5,93 5,59 2417,73 I 1587,34 I 763,91 I I TABEL II Evolutie van de kosten met de oppervlakte voor een bezet tingsgraad van 1E.l· 772 fr /m 2 ( = deze bezetting die de short run kosten minimaliseert). [ Evolutie in de lange periode ] ( 1 ) Inoien alle suppermarlden ui t de steekproef zouden werken met een kapa citeitsbezetting welke overeenstemt met het raakpunt van hun respektieve lijke "short run" kostenkurven met de "long run" kostenkurve dan zou men een niet-vertekende schatting van de "schaaleffekten 11 kunnen bekomen. Daar de supermarkten meestal niet met deze kapaciteitsbezetting zullen werken (d.w.z. de geobserveerde gemiddelde kosten zullen meestal boven de "long run" gemiddelde kostenkurve liggen) zal de geschatte "long run" gemiddelde kostenkurve meestal te hoog liggen. Deze vertekende "schaal effekten" kurve noemt Tucker de "progressive adaptation curve".

21. In tabel III vmrdt de evolutie weerr;egeven van de . van kosten (als 6ooo fr/m 2 % tot van de 2

; ! " • • v~er versch~llende oppervlakten. 3.2.3. Kosten per oppervlakteeenheid (Model 2) ------------~~-------------- In tabel I zijn eveneens de resultaten weergegeven wanneer de betrok ken gemiddelde kosten per oppervlakteeenheid zijn uitgedrQ~t. Uit de tabel blijkt dat voor d.e drie regressievergelijkingen( ( 10) ( 11) ( 12) de meeste regressiekoefficienten statistisch signifikant verschillend zijn van nul en dat zij bovendien~ met uitzondering voor de variabele "leeftijd" ~n (10), het juiste teken hebben. Terwijl voor de interpretatie van de bekomen resultaten in het alge meen mag verwezen worden naar de bespreking onder 3.2.2. moet de aandacht ge trokken worden op het positief verband tussen de betrokken gem.iddelde kosten (uitgedrukt per oppervlakteeenheid) en het zakencijfer/m 2 • variatie in de totale kosten per oppervlakteeenheid alsm.ede in de loonkosten per oppervlakteeenheid verklaard vmrdt door de vijf verklarende variabelen. Het percentage van de variatie in de algemene onkosten per oppervlakteeenheid, verklaard door voornoemde variabelen, is evenwel belangri

TABEL III : Evolutie van de kosten met de bezettingsgraad en dit voor verschillende oppervlakten. {Evolutie in de korte periode] 800 m 2 2 !200m bezettingsgraad in ' 2 18. .000 Kos_!:_e~ als Jf. omzet G .If1l Loonkosten Alg. Onkosten 22,50

LJO

8,89 17$35 10,26 6,27 14. ll 8,89 4,69 12;r75 8

')f,

~~...., 4, I 5 13,37 A 4,62 6000 iO.OOO 14.000 !8.772 ' 20,36 ll ,37 7' 96 15' 21 9~23 5,34 I 1,

7,86 3,76 !0~61 7' 2! 3,22 1 '

7,38 3~69 Kosten .1p. BF _per· m 2 G~JC~ L,oor1kosten Alg, Onkosten i361 770 517 1757 !044 626 2082 !297 700 2376 1570 741 2517 1737 740 044 659 436 !540 933 545 ! ' 5 Jl86

619

2159 1459 660 2300 1626 659 ~ . ~

TABEL III : vervolg. Oppervlakte 1

l

' J.nm 2 ~·•••••n<»••••••••••P••••••'''~---"""'"' ~ I ~ ""' ~~· 1 1 r I Kos i,oonkos.·ten

0-'o-*'~-.,.,

'! ; 19· !10,53 I ~ ' • ; l 1 /9 8~39 : : 1 , ! 1 i' 1

.L nK s l'.,.-C ..... !.

f j

'1 c • .} , !:

L_________i,_i~----L-

----~~ --~,, 7,02 ., , .( Kc:_s ten BF pe: r m/.

')! 1 I I

~-----~------·~T-----

bezett1ngsg:raad uri G.K, Loonkosten Alg. Onkosten '! I 6000 !0841 627 415

i ! iO. 000 1480 901 524 ..

·T------ ----- ---

I

14 • 000

---'

1805 598 ~ ,. I I 1 J I I l 8 • 77 2 9

6,37 3 2099 1427 639 I

----t--------:1·--~-----~---------

22.000 I

'(• - l J

. J ,

6,54 1 13

-~·

iJ l

! I

1

·g Q3 ~~-

I

!' r~

_w_J__-t'

~ l 1 I I 2240 I l ')Q:J 638 ! f' l{ ,! 6000 10,21 8 ~ , l 0. 000 r ! J'l , 68 8,07 , " -~~ ii65 668 448

t.~l~Oiil"lii ----~ . I I , i 1561 942 557

_J.__L,_j__!

l I_ i ,.

! • I ' I 1 I 14.000 6,70

•oot

41· 1886 195 631 I .. ( f I i i 8. 7 72 =-=---,!-', -:>.-~ i 1 •

l·o

! 6,05 I I ! 2180 1468 672 ,, "'"! I

l I l ~ ~ 1 l-n 70 , I 6,22

l j ! 2180 j 1635 I 22' 000 67l l l i ' i j I I ~~~~~ . 0'

23. 4. BESLUITEN. De voornaamste besluiten van deze analyse l\unnen als volgt samenge vat worden : a. positieve schaaleffekten doen zich voor bij de supermarkten van de betrok ken steekproef. De snelle groei in aantal van supermarkten van de grootte: klassen (1000- 1499 m 2 ) en (1500- 2L99 m 2 ) in de periode 1970-1975 (1) kan in belangrijke mate worden toegeschreven aan het bestaan van positieve schaaleffekten. b. men mag niet uit het oog verliezen dat de kostenkurve in figuur 2 slechts een benadering is van de schaalkurve : Tucker noemde haar de "progressive adaptation curve"; c. terwijl enerzijds schaaleffekten optreden geldt anderzijds dat de invloed van de kapaciteitsbezetting op de kosten binnen een gegeven grootte veel belangrijker is; d. waar het empirisch onderzoek meestal signifikante resultaten opleverde ~s het duidelijk dat andere faktoren expliciet in verder onderzoek moeten betrokken worden; e. toekomstig onderzoek zal zich derhalve vooral moeten richten op het ver zamelen van gegevens in het ekonomisch model m.b.t. de in deze studie niet weerhouden variabelen t.w. ancienniteit van het personeel, geografische ligging, omgevingsfaktoren, technologie, samenstelling van het assortiment, verhouding effektieve tot totale verkoopoppervlakte; f. toekomstig onderzoek zal tevens bij voorkeur op basis van een ruimere steekproef moeten geschieden; g. andere aspekten van toekomstig onderzoek zijn: 1. uitbreiding van de steek proef tot meerdere ondernemingenl• analyse in de tijd naast zuivere "cross-section" analyse en 3. analyse van het kostenverloop binnen bepaalde "grootte-klassen"; (1) Centrale Raad voor het Bedrijfsleven : Struktuur en Recente Ontwikkeling van de Distributie in Belgie, Februari 1976.

24. h. ten einde een algemeen beeld van het bestaan van schaaleffekten in de klein handel te bekomen moet de analyse uitgebreid vmrden tot andere distributie vormen (bv. hypermarkten, superetten); 1. vertekeningen voortvloeiend uit een verschillende boekhouoRundige verwer king van de gegevens treden niet op aangezien de steekproef samengesteld is uit verkooppun"i:.en behorend tot een onderneming; j. in de mate dat "centrale kosten" naar de verschillende verl,.ooppunten werden toegerekend op basis van een vaste eenheid zijn de bekomen positieve schaal effekten eerder onderschat. APPENDIX GEGEVENS. Al de gegevens zijn afkomstig van een grote Belgische supermarktketen. De zakencijfers zijn uitgedrukt in miljoenen per maand. De onkosten, de loon kosten, en de afschrijvingskosten zijn uitgecl.rukt als percentages van het zakencijfer zodat alle rekenkundige bewerkingen op deze gegevens mogelijk zijn. Door het sommeren van deze deelkosten bekomt men de totale kost, die dus even eens een percentage is van het zakencijfer. De verkoopoppervlakte is aange geven in vierkante meters en de ouderdom van de supermarkten werd in jaren uit gedrukt. ( 1) (1) De Neys Freddy: Schaaleffecten 1n supermarkten, eindverhandeling D.T.E.W. K.U. Leuven, 1975.

9 10 11 12 13 14 1 2 3 4 5 6 7 8 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 Nr. 10.3 9.3 12.0 14.2 6.0 6.2 7.6 14. 1 13.0 7.6 4.6 10.9 12.3 7.1 10.8 15.9 10.4 5.3 6.9 9.1 9.4 13.8 12.8 9.4 20.4 5.3 10.3 12.3 11 • 4 7.8 9.0 ! 10.4 I 11 • 4 Zaken cijfer Gegeve·'s l-::etreffende de sunermarkten l I I 3.7 5.8 3.7 4.2 6.5 9.3 6.4 5.1 5.3 6.8 6. 1 6.7 4.0 7 ~ ~ 4.8 6.3 6.2 7.0 5.9 4.6 5.0 3.8 3.4 5.4 3.6 5.4 5.7 3.8 3.0 3.4 4.8 4.7 3.5 Algemene Onkosten I 7.7 •]2 .2 9. 1 8.9 8.0 11 .o I 9.6 11.5 9.2 12.5 15.1 12.3 8.9 11.5 10.3 11 • 2 6.5 9.9 9.5 8.7 9.5 12.5 12.9 10.2 7.3 8.7 11 .o 13.7 9.7 10.4 Loon kosten I 10.8 10.7 9.3 ~ I ' I Afschrijving ! I Tot ale kosten I 0.2 1:3"9 ·---------~·,,...·~ Opper vlakte 1012 oua.erdom 12 0.8 1 • 1 13.7 15.2 661 1141 11 4 0.7 0.6 13.8 18.5 983 642 13 11 0.5 1 • 1 0.4 o.6 0.5 2.1 0.4 0.8 0.3 0.6 0.7 0.5 1.2 0.7 0.7 o.6 0.7 1.3 0.7 0.5 0.3 2.0 0.7 0.5 1.0 0.7 1.8 2.1 19. 1 15. 1 10.7 12.7 16.3 20.5 13o6 14.9 16.9 15.0 14.2 14.( 2.2.7 16.2 14.7 13.9 18.5 17 .o 18.9 11 • 7 19.9 21.9 19.3 15.6 19.5 16.9 16.6 13.6 i l 386 )_~96 624 1058 4~(4 914 850 950 596 66o 985 1393 922 1068 1296 9'1Lf 1268 1527 1081 1119 497 918 1426 715 980 I 980 1085 l 1227 I I I 10 10

7 10 \ 1 14 8 ]0 10 7 2 4 4 '5

,.

. 0

( .)

"i4 11+ 1 • 10

h :? 4 9 2 : ; ' i ' I ! : !

26. Vervolg 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 Nr. i 7.5 7.5 6.9 5.6 8.3 10.7 10.3 6.4 :.3 3.8 13.7 5.8 7.3 7.5 6.3 10.1 7.7 5.7 15.4 10.5 7.5 7.8 7.2 11.7 7.3 15.6 11.9 9.9 8

.l+

8.2 3.2 8.4 I I

z~~en-1

ClJfer I Algemene Onkost.en ' Loon kosten iAfschrijving 6.3 18.5 5.3 7.1 8.8 8.0 7.9 5.6 10.4 14.3 5.7 7.1 7.3 8.9 7.0 4.9 5.8 5.5 5.1 7.2 7.6 8.7 17.8 6.3 8.2 5.3 5. 1 7.9 8.4 8. 1 6.7 10.1 9.0 16.3

9)+

12.0 10.7 13.7 9.7 7.1 10.2 11.0 8.7 10. 1 8.4 9.2 19.9 8.7 9.4 8.6 10.8 11.5 14.4 10.6 9.5 7.4 8.8 8.0 7 ,lf 8. 1 10.7 8. 1 7.9 10.0 1 l I ' I 0.7 0.9 0.5 0.6 0.5 0.4 0.5 1 • 1 0.7 2.6 0.5 0.3 1 • 1 1.3 0.7 0.6 1.0 1. 6 0.6 1 .o 0.8 1.1 2.3 0.5 0.7 0.6 1.5 0.9 1 • 1 0.9 0.6 1.0 I I I Tot ale kosten Opper vlakte 16.0 37.4 15.2 19.4 20.6 23.0 18.3 12.3 21.6 26.9 15.0 19.2 16.5 18.8 17.4 12.8 15.2 14.0 I 12.9 15.8 18.4 I I 17.9 40.0 910 1020 1882 683 1611 1409 918 878 1269 2184 1120 1288 1100 1180 1210 947 601 947 973 930 1125 1245 1000 15.5 18.3 14.5 17.4 20.3 905 783 583 l.f 14 23.9 19.6 15.2 21.1 l 898 1594 1295 1273 ' Ouderdom 4 8m 13 13 3 7 5 5 1 2 4 4 2 2 1 8 8 8 5m 5 4 7 8 7 5 5 5 4 9 3 3 3

27. BIBLIOGRAFIE BLACK, G. Synthetic method of cost analysis in agricultural marketing firms, Journal of Farm Economics, Hei 1955,

pp.

270-279. BRIGGS, D.H. en S~ITTH, R.L. : Distribution of groceries : economic aspects of the distribution 0f groceries with special reference to Western Australia, University of lrJestern Australia Press, 1967. CENTRALE RAAD VOOR HET BEDRIJFSLEVEN : Struktuur en Recente Ontwikkeling van de Distributie in Belgie, Februari 1976. COHEN, L. DEAN, J. Costs of distribution in department stores, Manchester Statistical Society Transactions, 12 december 1951. Department Store Cost functions, in 0. mathematical economics and Lange (eds.), Studies econome~rics, i~ in memory of H. Schultz, University of Chicago Press, 1942. DEAN, J. en JAMES, R.W. : The long run behavior of costs in a chain of shoe stores : a statistical analysis, Studiesin Business Administration, vol XII, nr. 3, 1942. DE NEYS, F. : 9chaaleffecten in Supermarkte~, Eindverhandeling Departement Toe gepast'e Ekonomie, K. U. Leuven, 1975. DORFMAN, R. : Application of Linear Programming to the theory of the firm, University of California Press, Berkeley, 1951, p. 86. DOUGLAS, E. : Size of firm and the structure of costs in retailing, in Tucker en yamey (eds.), Economics of retailing, Penguin 1973, hoofdstuk 13. FLORENCE, S. : The L2gic of British and American Industry, Routledge Ltd., London, 1953, pp. 49-60. & Keegan FRIEDMAN, 11. : Comment on C.A. Princeton, 1955, S1~:ith, Survey of the empirical evidence on economies of scale, in Business Concentration and Price Policy, N ,B.E.R., pp .. 230···233. GLAEVER, H. en SEAGRAVES, J . : Linear p1·ogramming and economics of size, Journal of Farm Ecopomics, februari 1960, nr. 1, pp. 103-117. HALDI, J. en WHITCOMB, D. : Economi .s of Scale in Indust:dal Plants, in Readings of !;la;nageria~_;Econom.; ( eds.), Businc;Js Pu1)l:cations ~ cs., van Haynes, Osborne en Q,.yne Texas, 19'73, pp. 219-·231.

28. HOLDREN, B.R. : The structure of a retail market and the behaviour of ret!i!-il units, Prentice-Hall, Englewood Cliffs, N. Yersey 9 1960, pp. 27-66. JOHNSTON, J. : Statistical Cost Analysis, Me Graw~Hill, Louden, 1960, 197 pp. ~~C LELLAND, W. G. : Economies of the supermarket, Economic Journal, vol.LXXII, nr. 285, 1962, pp. 154-170. MOORE, F .T.. : Economies of Scale : some statistical evidence, Quarterly Journal of Economics, 1959, p. 232. NATIONAL COMMISSION ON FOOD MARKETING: Organization and Competition in Food Retailing (hoofdstuk 7), Technical Study nr. 7, June 1966, 568 pp. N.B.P.I. Distributor's Costs and margins on furniture, domestical electr±cal appliances and footwear, Report no. 97, December 1968, Cmnd. 3858. PLANT, A. en FOHLER, R.F. : The analysis of costs of retail distribution, Economica, Vol. VI, nr. 22, Mei 1939, pp. 121-155. PRATTEN, C.F. : Economies of scale in manufacturing Industry, Cambridge Univer sity Press, 1971, 352 pp. SCHUMANN, S.C. en ALPERT, S.B. : Economies of scale : some statistical evidence, Quarterly Journal of Economics, 1962, lJ• 493. SILBERSTON, A. : Economies of Scale, Economic Journal, supplement March PP. 369-391. 1972, SMITH, C.A. : The Cost-output Relation for the U.S. Steel Corpe~ation, Review of Economics and Statistics, 1942, Vol. 24, pp. 166-176. STIGLER, G.J. : Production and distribution theories, The Mac Millan Company, New York, 1946, pp. 279-283. STIGLER, Go : The economies of scale, in Readings of [Lanagerial Economics van Haynes, Osborne en Coyne (eds.), Business Publications, Dallas, Texas, 1973, pp. 232-249. TILLEY, R.P. en HICKS R. : Economies of Scale in Supermarkets, Journal of In dustrial Economics, Vol. XIX, nr. 1, November 1970, pp. 1-5. TUCKER, K.A. : Economies of Scale in retailing Economics, Juli 1972, pp. 291-294. a note, Journal of Industria~

29. TUCKER, K.A. : Economies of scale in retailing, Saxon House Studies, Lexington Books, 1975, 230 pp. WALTERS, A.A. : Production and Cost functions : an econometric survey, Econo metripa, Vol. 31, nrs. 1-2, Jan. April 1963, pp. 1-66. ~ffiiT~1AN, R.H. : Cost functions in a department store, Review, Papers and Proceedings, vol. Americ~ Economic XXXI, 1940, pp. ~-00-402.