رابطه بهره‌وری کل عوامل تولید و بهره‌وری نیروی‌کار در ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

چکیده

در این مطالعه با استفاده از الگوی خود توضیح با وقفه‌های گسترده(ARDL) و با روش آزمون رویکرد کرانه‌ها، رابطه بلندمدت بین بهره‌وری کل عوامل تولید و بهره‌وری نیروی‌کار را طی سالهای 1386-1349 در ایران ارزیابی می‌شود. نتایج مقاله نشان می‌دهد که رابطه بلندمدت دوطرفه بین بهره‌وری کل عوامل تولید و بهره‌وری نیروی‌کار وجود دارد و بهره‌وری کل عوامل تولید و بهره وری نیروی‌کار بر همدیگر اثر مثبت و معناداری دارند.

کلیدواژه‌ها


1- مقدمه

میان نیازهای بشری به کالاها، خدمات و قابلیت دسترسی به منابعی که در تولید آنها به­کار می­رود محدودیت وجود دارد. از یک سو افزایش جمعیت موجب افزایش تقاضا و مصرف می­شود و از سوی دیگر به پیشرفت استانداردهای زندگی بر گستره نیازهای مصرفی در سطح وسیعی می­افزاید، درحالی­که منابع موجود محدود می­باشند، به همین دلیل در اکثر کشورهای در حال توسعه اهمیت ارتقاء بهره­وری به عنوان یکی از مهمترین عوامل توسعه مطرح می­شود. در کشور ما نیز با توجه به ترکیب سنی جمعیت (جوان بودن جمعیت)، وجود نرخ بیکاری نسبتاً بالا ، کم کاری و بیکاری پنهان ، عدم استفاده از ظرفیت­های کامل واحدهای تولید، عدم وجود ساختارهای مناسب در اکثر بخش­های اقتصادی و موارد دیگر توجه به بهره­وری و ارتقاء آن به عنوان زمینه­ساز توسعه و پیشرفت اقتصادی مطرح می­گردد (جابری، 1389، ص90).

بر اساس نظریه‌های اقتصادی و مدل­های رشد نئوکلاسیک و همچنین مطالعات انجام گرفته، بهره­وری نیروی­کار در کنار انباشت سرمایه عامل مؤثر بر بهره­وری کل عوامل تولید محسوب می­شود(برنارد و جونز[1]،1996، ص4). از سویی دیگر طبق مدل رشد سولو[2]، بهره­وری کل عوامل تولید بر بهره­وری نیروی­کار تأثیر می­گذارد. بنابراین بر اساس مبانی نظری و مشاهدات تجربی، بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی‌کار دارای اثرات متقابل هستند و بررسی تأثیر هر یک از این دو متغیر بر دیگری بدون در نظر گرفتن اثر متقابل آنها از لحاظ اقتصادسنجی چندان معتبر نخواهد بود. لذا هدف این مقاله بررسی رابطه بین بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی­کار در اقتصاد ایران می­باشد؛ لذا فرضیه‌های مقاله برای اقتصاد ایران به صورت زیر مطرح می‌شوند: بهر­ه­وری نیروی­کار در بلندمدت اثر مثبت روی بهره وری کل عوامل تولید دارد.بهره­وری کل عوامل تولید در بلندمدت اثر مثبت روی بهر­ه­وری نیروی­کار دارد.

 برای آزمون فرضیات از الگوی خود توضیح با وقفه­های گسترده و آزمون رویکرد کرانه­ها برای تخمین و بررسی رابطه بلندمدت بین این دو متغیر استفاده شده است.

 سازماندهیاینمقالهبهشرح زیراست: پس از مقدمه، در بخش دوم مقاله ادبیات موضوع مربوط به ارتباط بهر­ه­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید و نیز مروری بر مطالعات پیشین بیان می­شود. بخش سوم به الگوی مورد نظر اختصاص دارد و در بخش چهارم یافته­های تحقیق ارائه می­شود. بخش آخر نیز به نتیجه­گیری و پیشنهادهای سیاستی اختصاص دارد.

2- مرور ادبیات موضوع

در مطالعات تجربی سارگنت و ردریگویز(2000)، پیو(2006)، امینی و حجازی آزاد(1387)، عابدی(1384)و صلاح­منش و چهارمحالی(1384) ارتباط بین بهر­ه­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید با استفاده از مدل حسابداری رشد و مدل رشد نئوکلاسیک توضیح داده شده که هر یک به اختصارتوضیح داده می‌شود.

ـ مدل حسابداری رشد

روش حسابداری رشد به گونه­ای است که می­توان رشد تولید را بین رشد نهاده­های مختلف(عموماً نیروی­کار و سرمایه) و تغییرات در بهره­وری کل عوامل تولید تجزیه کرد. در این روش تابع تولید کاب داگلاس و با فرض بازدهی ثابت نسبت به مقیاس تولید در نظر گرفته می­شود و ارتباط بین بهر­ه­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید ­با دیفرانسیل­گیری از تابع تولید کاب داگلاس و تقسیم آن به نیروی­کار به صورت زیر بیان می­شود:

(1)                                                    

با توجه به رابطه(1)، نرخ رشد بهر­ه­وری نیروی­کار به وسیله دو جزء رشد بهره­وری کل عوامل تولید و رشد نسبت سرمایه به نیروی­کار توضیح داده می­شود. به عبارت دیگر بهره­وری کل عوامل تولید یکی از منابع رشد بهر­ه­وری نیروی­کار می­باشد (عابدی،1384 ،385و394)،(صلاح­منش و چهارمحالی،1384 ،596).

 

ـ مدل رشد نئوکلاسیک

یکی از مشهورترین مدل­های رشد برونزا، مدل رشد نئوکلاسیکی است که بر اساس تابع تولید کاب- داگلاس[3] می­باشد و شکل عمومی آن به صورت زیر است:

(2)                                                                  

که Y تولید، K نهاده سرمایه، L نهاده نیروی­کار و A بهره­وری کل عوامل تولید و پارامتر α ارتباط بین نهاده­های نیروی­کار و سرمایه با تولید می­باشد. بهره­وری کل عوامل تولید به طور معمول با سطح تکنولوژی شناخته می­شود ولی در واقع از ترکیب عوامل متعددی بوجود می­آید.

با تقسیم رابطه (2) به نهاده نیروی­کار(L)، عبارت زیر حاصل می­شود:

(3)                                                                                  

که حروف کوچک نشانگر مقادیر، به ازای هر واحد از نهاده نیروی­کار می­باشد، یعنی y بیانگر بهر­ه­وری نیروی­کار یا تولید به ازای یک واحد نهاده نیرو­کار و k بیانگر سطح شدت سرمایه یا نسبت سرمایه به نیروی­کار می­باشد. علامت­های نقطه نشان دهنده ی نرخ تغییر هر متغیر است.

معادله(3) نشان می­دهد که نرخ رشد بهر­ه­وری نیروی­کار(y·) برابر است با نرخ رشد بهره­وری کل عوامل تولید(A·) به اضافه α دفعه نرخ رشد شدت سرمایه. زمانی که از چارچوب نئوکلاسیکی استفاده می­کنیم، باید در نظر داشته باشیم که سرمایه از عوامل برونزای رشد نمی­باشد؛ بلکه یک متغیر درونزاست که به رشد بهره­وری کل عوامل تولید وابسته است. در وضعیت پایدار بلندمدت- حالتی که تمام متغیرهای سرانه با نرخ رشد ثابت حرکت می­کنند- می­توان نشان داد که رشد شدت سرمایه برابر نرخ رشد بهر­ه­وری نیروی­کار است، یعنی:

(4)                                                                               

عبارت سمت راست به نرخ تنظیمی رشد بهره­وری کل عوامل تولید اشاره دارد.

معادله(4) بیانگر این است که در بلندمدت، رشد بهر­ه­وری نیروی­کار در نتیجه رشد بهره­وری کل عوامل تولید است. به عبارت دیگر، در بلندمدت اگر بهره­وری کل عوامل تولید رشد نداشته باشد، شدت سرمایه نیز رشد نخواهد داشت؛ و رشد بیشتر بهر­ه­وری نیروی­کار و در نتیجه پیشرفت بیشتر در استانداردهای زندگی نیز وجود نخواهد داشت.

چه­چیزی منجر به این نتیجه می­شود؟ بازدهی نزولی سرمایه عامل آن است. با فرض ثابت بودن بازده سرمایه(1=α)، نرخ رشد شدت سرمایه به میزان سرمایه(K) بستگی نخواهد داشت و می­تواند بدون اینکه بهره­وری کل عوامل تولید رشد کند مدام افزایش یابد(رشدA). در حالی که، با فرض بازدهی نزولی سرمایه، نرخ رشد شدت سرمایه به میزان سرمایه بستگی خواهد داشت. هر واحد اضافی سرمایه مقدار کمتری به تولید اضافه می­کند بنابراین تنها راه برای جلوگیری از این جریان در بلندمدت رشد بهره­وری کل عوامل تولید است که منجر به افزایش بهره­وری سرمایه در طول زمان می­شود.

پذیرش دیدگاه نئوکلاسیک در واقع پذیرش موارد زیر را نیز شامل می­شود: 1) محاسبه اهمیت نسبی سرمایه در توصیف رشد بهر­ه­وری نیروی­کار؛ 2) قبول یک تئوری رشد؛ 3) رابطه علت و معلولی از سمت رشد بهره­وری کل عوامل تولید به سمت رشد میزان سرمایه است. این موارد برای معیار رشد بهره­وری مناسب­تر است، زیرا بدین معنی است که، در بلندمدت، رشد میزان سرمایه تنها از رشد بهره­وری کل عوامل تولید تبعیت می­کند نه چیز دیگر.

برای مثال، اگر رشد بهر­ه­وری نیروی­کار بیشتر از رشد بهره­وری کل عوامل تولید تعدیل یافته باشد، مدل نئوکلاسیکی نتیجه می­گیرد که سرمایه بیش از نرخ مورد انتظار بلندمدتش رشد کرده است، بنابراین اگر بهره­وری کل عوامل تولید افزایش نیابد، رشد بهر­ه­وری نیروی­کار کمتر می­شود. در این حالت، در مدل نئوکلاسیکی رشد بهره­وری کل عوامل تولید، نه رشد بهر­ه­وری نیروی­کار، عامل پیش­بینی­کننده بهتری برای روند بهره­وری در آینده خواهد بود.

راه‌های زیادی برای تخمین رشد بهره­وری وجود دارد. معادله(3) معمول­ترین روش برای محاسبه بهره­وری کل عوامل تولید توسط اقتصاددانان و موسسات آماری است. رشد بهره­وری کل عوامل تولید از تفاضل رشد بهر­ه­وری نیروی­کار و رشد نسبت سرمایه به نیروی­کار بدست می­آید. برای این کار، نیازمند تخمین α هستیم که بهره­وری نهائی سرمایه است. تحت شرایط رقابت کامل و بازدهی ثابت نسبت به مقیاس،این پارامتر برابر با سهم سرمایهدر تولید است و با نشان داده می‌شود. بهره­وری کل عوامل تولید را می­توان از فرمول زیر محاسبه کرد که در آن LP بهر­ه­وری نیروی­کار است:

(5)                                                                              

در کوتاه­مدت، بدین معنی است که انباشت سرمایه در عمل یک نقش مستقل در محاسبه رشد بهره­وری کل عوامل تولید دارد.

در بلندمدت، مدل نئوکلاسیکی بیان می­کند که رشد بهره­وری کل عوامل تولید هم رشد بهر­ه­وری نیروی­کار و هم رشد شدت سرمایه را پوشش می­دهد. همچنین هر دو نرخ رشد باید برابر با نرخ رشد بهره­وری کل عوامل تولید تعدیل­یافته باشند(سارگنت و ردریگویز، 2000، 4-3).

رشد بهره­وری نیروی­کار دو عامل رشد بهره­وری کل عوامل تولید را در بر میگیرد که حاصل هر نوع بهبود کیفیت و آموزش نیروی­کار، بهبود تکنولوژی تولید و ... که منجر به انتقال تابع تولید می­شود و رشد حاصل از رشد تعمیق سرمایه که منظور استفاده هر واحد نیروی­کار از سرمایه بیشتر در فرایند تولید است و منجر به بهبود بهره­وری نیروی­کار می­شود (عابدی،1384 ،389). بنابراین طبق مدل رشد نئوکلاسیکی سولو، بهره­وری کل عوامل تولید بدون تغییر در سرمایه فیزیکی و از طریق تغییر در سرمایه انسانی و بهره­وری نیروی­کار تأثیر می­گذارد. این تأثیر از دو طریق حاصل می­شود:1- افراد تحصیل کرده(سرمایه انسانی) دارای دانش و مهارت بیشتری هستند، لذا قادر به اختراع و نوآوری بیشتری نیز می­باشند و این امر باعث بالا رفتن بهره­وری آنان می­شود(انگلندر و گورنی[4]،1994، ص60) زیرا افزایش بهره­وری نیروی­کار نیازمند پیشرفت در دانش فنی و علمی است(کالابرس و همکاران[5]،2002، ص210)؛ 2- افراد تحصیل کرده به دلیل داشتن دانش و مهارت بیشتر، دستمزد بالاتری خواهند داشت، لذا انگیزه بیشتری برای کار داشته و بهره­وریشان نیز بالاتر است(انگلندر و گورنی،1994، ص57).

از طرف دیگر رشد بهره­وری کل عوامل تولید نتیجه رشد عمقی سرمایه و افزایش سرمایه انسانی است. زیرا شدت سرمایه معرف تغییرات فنی در اقتصاد است؛ و تغییرات فنی نیز رابطه بسیار نزدیکی با بهره­وری دارد. با افزایش سرمایه فیزیکی و به­کار بردن تکنولوژی­های بالاتر، سرمایه انسانی نیز در اقتصاد به تدریج افزایش می­یابد و از این طریق باعث بالا رفتن بهره­وری نیروی­کار می­شود. افزایش بهره­وری نیروی­کار نیز افزایش عمقی سرمایه را به دنبال خواهد داشت و بهره­وری کل عوامل تولید نیز که کارآیی همه نهاده­ها از جمله سرمایه را شامل می­شود در نتیجه افزایش عمقی سرمایه افزایش می­یابد(کهلی[6]، 2004، 3)،(هالتین[7]،2000، 2). همچنین افزایش بهره­وری نیروی­کار می­تواند افزایش سرمایه انسانی را در پی داشته باشد و از این راه موجب افزایش بهره­وری کل عوامل تولید ­گردد (پیو[8]، 2006، 56).

از موارد ذکر شده در بالا می­توان بدین نتیجه رسید که سرمایه انسانی و افزایش عمقی سرمایه عوامل موثری هستند که از طریق آنها بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید بر همدیگر اثر گذاشته و باعث تغییر در یکدیگر می­شوند. لذا از این طریق ارتباط بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید اثبات می­شود.

حال به برخی از مطالعات انجام شده در این زمینه اشاره می‌شود:

استال و بروگارد[9](2011) در مقاله"پیشرفت بهره­وری کل عوامل تولید در بخش کارخانه­ای دنیش[10] " با استفاده از داده­های سطح بنگاهی پیشرفت بهره­وری کل عوامل تولیددر بخش کارخانه­ای دنیش را بین سال‌های 2004-1997 بررسی کرده­اند. نتایج تحقیقات آنها نشان می­دهد که پیشرفت بهره­وری کل عوامل تولید در 6 صنعت کارخانه­ای دنیش کاهش یافته است و علت این کاهش ناشی از کاهش پیشرفت بهره­وری نیروی­کار و ارتباط ضعیف و بی­معنی ساختار سرمایه با بهره­وری کل عوامل تولید در دوره مورد بررسی می­باشد.

اکونومی[11](2010) در مقاله" چارچوبی ارائه می­دهد و نشان می­دهد که بهره­وری نیروی کار موجب رشد بهره­وری کل عوامل تولید، افزایش کیفیت نیروی کار و عمق سرمایه می­شود. به عبارت دیگر، با فرض ثابت نگه داشتن سطح سرمایه و کیفیت نیروی­کار،از طریق افزایش سطح بهره­وری، کل عوامل تولید رشد اقتصادی را می­توان افزایش داد.

ماهادوان و سوردی[12](2010) در مقاله" اثرات پویایی­های نامطمئن روی صادرات، واردات و رشد بهره­وری" رابطه رشد بهره­وری تجاری را با ترکیب نوساناتش و با استفاده از مدل VECM-GARCH در سنگاپور بررسی کرده­اند. نتایج تحقیق نشان می­دهد که در صورت کنترل نااطمینانی­ها نیز واردات عامل تأثیرگذاری بر رشد بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی­کار می­باشد. اختلاف نتایج آزمون علیت برای رشد بهره­وری کل عوامل تولید، بهره­وری نیروی­کار و تجارت با در نظر گرفتن نااطمینانی­ها و بدون در نظر گرفتن آن حاکی از اهمیت یکی شدن نااطمینانی در ایجاد استنباط قوی درباره ارتباط علی بین آنها می‌باشد.

کت و همکاران[13](2009) در مقاله­ای تحت عنوان" سطوح و رشد بهره وری در کشورهای فرانسه، ژاپن، انگلیس و ایالات متحده در قرن21" بهره وری نیروی کار و بهره وری کل عوامل تولید را در کشورهای فرانسه، ژاپن، انگلیس و ایالات متحده در دو دوره بلندمدت(از سال1890) و میان(از سال1980)مقایسه کرده اند. و نتایج زیر حاصل شده است:

1- هر چهار کشور در دوره‌های مورد مطالعه رشد بهره وری و رشد اقتصادی بالایی داشته اند.

2- در کشور فرانسه، انگلیس و ایالات متحده، بهره وری کل عوامل تولید در افزایش بهره وری نیروی کار نسبت به افزایش عمقی سرمایه نقش بیشتری داشته است، ولی در ژاپن این چنین نبوده است.

3- در مقایسه کشورها با هم سطوح بهره­وری نیروی کار با سطوح بهره­وری کل عوامل تولید هماهنگ و هم سو نبوده­اند.

کرار[14](2009) در مقاله­ای تحت عنوان" ترتیب علی بین تورم و بهره­وری نیروی­کار و سرمایه" در دوره زمانی 2007-1960 رابطه علی بین تورم و بهره­وری نیروی­کار و سرمایه را با استفاده از روش VAR در پاکستان بررسی کرده است. نتایج حاکی از آن است که رابطه علی یک­سویه از تورم به بهره­وری نیروی­کار از طریق نسبت سرمایه به نیروی کار وجود دارد. همچنین رابطه علی دوسویه بین تورم به بهره­وری سرمایه از طریق نسبت سرمایه به نیروی کار وجود دارد. همچنین حدود 15 ماه طول می­کشد تا تورم بر بهره­وری نیروی­کار و سرمایه اثر بگذارد.

لیاو و لیو[15](2007) در مقاله" پیوند رشد صادرات و بهره­وری کل عوامل تولید در اقتصاد کشورهای آسیای شرقی" با استفاده از آزمون رویکرد کرانه­ها و آزمون والد رابطه بین تجارت و بهره­وری را در کشورهای آسیای شرقی می­سنجد. نتایج آزمون حاکی از وجود رابطه دوسویه بین این دو متغیر در کشورهای کره، سنگاپور و تایوان و وجود رابطه یک­ سویه از سمت بهره­وری کل عوامل تولید به صادرات در کشورهای چین، هنگ­کنگ، اندونزی، مالزی و فیلیپین می­باشد.

پیو و همکاران(2006) در مقاله" تخمین بهره­وری نیروی­کار و بهره وری کل عوامل تولید 72 صنعت در کره (2003-1970)" علاوه بر اینکه بهره­وری نیروی­کار و بهره وری کل عوامل تولید 72 صنعت در کشور کره را طی دوره 2003-1970 بررسی کرده­اند، ارتباط بین بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید را نیز تخمین زده­اند و بدین نتیجه رسیده­اند که رشد بهره­وری کل عوامل تولید به­طور مثبت متأثر از  بهره­وری نیروی­کار می­باشد.

قمز- سالوادور و همکاران (2006) در مقاله"توسعه بهره­وری نیروی کار در اتحادیه اروپا"اثر برخی از عوامل مؤثر در توسعه بهره­وری نیروی­کار، در کشورهای اتحادیه اروپا را طی سال­های1990- 2005 سنجیده­اند. همچنین در این دوره بهره وری نیروی­کار در اتحادیه اروپا را با بهره­وری نیروی­کار در آمریکا مقایسه کرده­اند. نتایج نشان می­دهند که بهره­وری نیروی کار در اتحادیه اروپا طی دوره مورد مطالعه کاهش یافته و نیز از بهره­وری نیروی­کار در آمریکا پایین­تر می­باشد؛ آنها علت کاهش رشد بهره­وری نیروی­کار را ناشی از کاهش رشد بهره­وری کل عوامل تولید و کاهش رشد افزایش عمقی سرمایه در دوره مورد مطالعه می­دانند.

هندرسون و دیگران[16](2005) در مقاله­ای تحت عنوان" سرمایه انسانی و همگرایی: دیدگاه مرز تولید" با استفاده از تحلیل پوشش داده به مطالعه منابع رشد اقتصادی چین بین سال­های 2000-1978 پرداخته است. آنها بدین نتیجه رسیده­اند که افزایش ناگهانی بهره­وری نیروی­کار چین به دلیل تغییرات تکنولوژیکی به میزان 5.5% و پیشرفت کارآیی به میزان 19.7%، به اضافه افزایش در انباشت سرمایه فیزیکی می­باشد.

کهلی(2004) در مقاله­ای تحت عنوان" بهره­وری نیروی کار در مقابل بهره­وری کل عوامل تولید" رابطه بین بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید را آزمون کرده و نشان داده است که بهره­وری کل عوامل تولید مولفه اصلی تأثیرگذار بر بهره­وری نیروی­کار است. بهره­وری نیروی کار هم چنین از شدت سرمایه، و در اقتصادهای باز از تجارت و نرخ واقعی ارز نیز تأثیرپذیر است. بررسی کامل بهره­وری در سوئیس برای دوره 1980 تا 2002 با استفاده از تابع تولید نشان می­دهد که عمق سرمایه نقش بیشتری در توصیف رشد بهره­وری نیروی کار در این کشور داشته است.

کالابرس و همکاران(2002) در مقاله­ای تحت عنوان" تغییر بهره­وری در صنایع مخابراتی 13 کشور عضو سازمان همکاری اقتصادی و توسعه[17] "وجود همگرایی بین بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید را برای 13 کشور عضو سازمان همکاری اقتصادی و توسعه طی سال­های1979-1998 با استفاده از روش سری زمانی-مقطعی سنجیده­اند. نتایج تحقیق نشان می­دهند که همگرایی زیادی بین بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید در این صنایع وجود ندارد و افزایش بهره­وری این صنایع تأثیر کمی بر رشد اقتصادی دارد.

ازان[18](2001) در مقاله­ای تحت عنوان" عوامل موثر بر بهره­وری کل عوامل تولید" با استفاده از داده­های سری زمانی و هم چنین داده­های مقطعی عوامل موثر روی بهره­وری کل عوامل تولید را در 4 کشور مالزی، سنگاپور، کره جنوبی و تایلند بررسی کرده است. نتایج آزمون با داده­های سری زمانی نشان می­دهد که رابطه علی بین بهره­وری کل عوامل تولید و درجه بازبودن اقتصاد، سرمایه انسانی و مخارج دولت وجود دارد. همچنین نتایج آزمون با داده­های مقطعی نشان می­دهد که با اثرات ثابت کشورها، رابطه بلندمدت بین بهره­وری کل عوامل تولید و عوامل موثر بر آن وجود دارد.

برنارد و جونز(1996) در مقاله­ای تحت عنوان" همگرایی و میزان بهره­وری در صنایع و کشورهای مختلف" برای 14 کشور عضو سازمان همکاری اقتصادی و توسعه، طی سال­های 1986-1970،نقش بخش­های مختلف را در همگرایی کل سنجیده­اند؛ و نتیجه گرفته­اند که در صنایع کارخانه­ای همگرایی بهره­وری نیروی­کار با بهره­وری کل عوامل تولید کم می­باشد و در بخش خدمات زیاد است.

امینی و حجازی آزاد(1387) در مقاله­ای تحت عنوان" تحلیل نقش سرمایه انسانی و تحقیق و توسعه در ارتقای بهره­وری کل عوامل در اقتصاد ایران" عوامل موثر بر بهره­وری کل عوامل در اقتصاد ایران را با تأکید بر سرمایه انسانی، سرمایه تحقیق و توسعه دولتی، نسبت تولید بالفعل به بالقوه، به عنوان شاخص میزان استفاده از ظرفیت­ها مورد بررسی قرار داده است.نتایج برآوردالگو با استفاده از داده­های آماری سری زمانی سال­های 1383-1347 به روش مدل خود رگرسیونی با وقفه­های گسترده(ARDL) نشان می­دهد در بلند مدت سرمایه انسانی، تحقیق ،توسعه و نرخ بهره­برداری از ظرفیت اثرات مثبت و معنی­داری بر بهره­وری داشته است.

زراء و قنادی(1384)، در مقاله­ای تحت عنوان « تخمین تابع بهره­وری نیروی­کار در بخش صنایع استان خوزستان» بااستفاده از مدل کاب– داگلاس تعمیم­یافته، تابع بهره‌وری نیروی­کار در صنایع استان خوزستان را بین سال­های1380-1350 بررسی کرده­اند و از متغیرهای مستقلی چون شدت سرمایه، شکاف بین تولید بالقوه و بالفعل، هزینه­های تحقیق و توسعه استفاده کرده­اند. نتایج حاکی از وجود رابطه مستقیم بهره­وری نیروی­کار با شدت سرمایه و هزینه­های تحقیق، توسعه و رابطه معکوس با تولید بالقوه است.

کریمی و پیراسته(1383)، در مقاله « ارزیابی و تحلیل تأثیرات متقابل بهره­وری نیروی­انسانی، هزینه­های تولید و صادرات کالاهای صنعتی در ایران» میزان تأثیرپذیری هزینه­های تولید و صادرات کالاهای صنعتی را از بهره­وری نیروی­انسانی در بخش صنعت کشور بین سال­های1378 – 1373 با استفاده از سیستم معادلات هم زمان تعیین کرده­اند. نتایج حاصل از تخمین سیستم به روش حداقل مربعات دو مرحله­ای تکرای (I2SLS) حاکی از آن است که آموزش و مهارت نیروی­انسانی و شدت صادرات و شدت سرمایه تأثیر مثبت ومعنی داری بر افزایش بهره­وری نیروی­کار طی دوره مورد مطالعه داشته است.

توکلی(1374)، در مطالعه­ای تحت عنوان « بررسی نقش تحصیلات بر بهره­وری نیروی­کار در صنایع ایران» به بررسی نقش تحصیلات عالی بر بهره­وری نیروی ­انسانی در صنایع نه­گانه(طبقه­بندیISIC) با استفاده از روش گرنجر پرداخته است و به کمک مدل­های اقتصادسنجی نشان داده است که رابطه­ی علیت از سمت تحصیلات عالی بر بهره­وری نیروی­کار به شکل یک­سویه است. بنابراین در مقاطع تحصیلات عالی، نیروی­کار از میزان تحصیلات تأثیرپذیر است و از این طریق می­توان با گسترش این دوره­ها بر بهره­وری نهایی و متوسط نیروی­کار تأثیر مشهودی گذاشت.

3- تصریح مدل

در این مقاله رابطه بین بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی­کار در اقتصاد ایران طی سال­های 1386-1349 مورد مطالعه قرار گرفته است و برای تخمین اثر بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی­کار از مدل پیو(2006) استفاده شده است که به صورت زیر می­باشد:

(6)                                                         log (TFPt) = α + β log (LPt) + γ

 

که در آن TFP بهره­وری کل عوامل تولید، LP بهره­وری نیروی­کار، γ جمله خطای تصادفی و log لگاریتم طبیعی را نشان می­دهد.

در مدل تحقیق حاضر بهره­وری نیروی­کار به قیمت­های ثابت سال1376است که از نسبت تولید ناخالص داخلی (GDP) به جمعیت شاغل بدست می­آید. بهره­وری کل عوامل تولید نیز به قیمت­های ثابت سال 1376می­باشد و آمار آن به همراه آمار جمعیت شاغل از دفتر اقتصاد کلان سازمان مدیریت و برنامه­ریزی(سابق) گرفته شده است.

با توجه به مبانی نظری تحقیق، سرمایه انسانی و افزایش عمقی سرمایه، عوامل موثر بر بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید می­باشند؛ ولی به دلیل عدم معنی­داری به مدل اضافه نشدند.

برای بررسی رابطه بلندمدت بین بهره­وری کل عوامل تولید و بهره وری نیروی کار و اثرات متقابل آن‌ها از آزمون رویکرد کرانه­ها[19] (یا الگوی خودتوضیح با وقفه­های گسترده)که توسط پسران و همکاران(1999)[20]ارائه شده، استفاده شده است. این روش نسبت به سایر روش­ها دارای سه مزیت است. 1) روش آزمون کرانه­ها روشی ساده است. زیرا برخلاف تکنیک­های همگرایی چند متغیری مثل تکنیک جوهانسون و جوسیلیوس(1990)[21] ارتباط همگرایی بین متغیرها را با روش حداقل مربعات معمولی[22] تخمین می­زند، 2) روش آزمون کرانه­ها برخلاف سایر تکنیک­ها مثل تکنیک جوهانسون نیازی به آزمون قبل از تحلیل درجه انباشتگی متغیرها ندارد؛ ولی متغیرها باید انباشته از مرتبه صفر یا یک باشند، 3) این آزمون برای نمونه­ها با داده­های متناهی و کوچک مثل مطالعه حاضر مناسب و کارا است.

برای آشنایی بیشتر با فرآیند آزمون همگرایی در این روش الگوی VAR(p) زیر را در نظر بگیرید:

(7)                       

در رابطه فوق Zt نشانگر بردار مشتمل بر متغیرهای مورد نظر که همگی انباشته از درجه صفر یا یک هستند،T روند زمانی، b وc بردارهایی شامل پارامترهای الگو، Fi ماتریس ضرایب و etجزء خطا است.

با کمی تغییر، الگوی فوق را می‌توان به صورت معادله تصحیح خطای[23] زیر نوشت:

(8)                             

 

 i = 1,…, p-1                           

در روابط فوق P وG دو ماتریس (k+1)´(k+1) از ضرایب بلندمدت و ضرایب پویای کوتاه مدت هستند. فرض کنیم که بردار Zt تنها شامل دو متغیرx وy باشد، در این حالت ماتریس‌های P،G و همچنین بردارهایb وc به صورت زیر خواهند بود.

           و        

 

الگوی تصحیح خطا را برای دو متغیرx وy می‌توان به شکل زیر نوشت:

 (9)         

(10)    

قدم اول در روش آزمون کرانه­ها تخمین معادلات(9) و(10) با روش حداقل مربعات معمولی برای آزمون وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها و به کار بردن آزمونF برای معنی­داری هم زمان ضرایب با وقفه متغیرها می­باشد.

 

برای آزمون فرضیه ی وجود رابطه بلندمدت ازx بهy داریم:

0                                                       = 12p = 11p H0 :

 0≠ 12p ≠ 11p H1 :

و برای آزمون وجود رابطه بلندمدت ازy بهx داریم:

          0= 22p = 21p H0 :

0≠ 22p ≠ 21p H1

 

براساس روش پسران و همکاران(1999) اگر در معادله(9) ضرایب 11p و 12p به طور هم زمان مخالف صفر شوند، می­توان نتیجه گرفت که در بلندمدتx برy تأثیر گذار است و مقدار این اثر به صورت زیر قابل محاسبه است:   

                                                     

 بنابراین برای بررسی عدم وجود رابطه بلندمدت ازx بهy آزمون فرضیه
  0= 12p = 11p کافی است. در صورتی که این فرضیه رد شود، می‌توان نتیجه گرفت که در بلندمدتx برy تأثیرگذار است. بر همین اساس، اگر در معادله(10) ضرایب 12p و22p هم زمان مخالف صفر شوند، می‌توان نتیجه گرفت که در بلندمدتy متقابلاً برx تأثیر می‌گذارد و به اصطلاحx برونزای قوی است و مقدار این اثر به صورت زیر قابل محاسبه است:       

           

ولی اگر y متقابلاً برx تأثیر نگذارد، نتیجه می‌گیریم کهx برونزای ضعیف است.

در این روش دو مجموعه از مقادیر بحرانی برای آمارهF توسط پسران و همکاران(1999) گزارش شده است. این دو مجموعه به ترتیب با فرض این که همه متغیرهای دخیل در الگو دارای درجه انباشتگی از صفر و یا یک هستند، برای سطوح اطمینان مختلف محاسبه شده­اند.اگر آمارهF محاسباتی خارج از محدوده مقادیر بحرانی قرار گیرد، بدون دانستن اینکه متغیرهای مورد مطالعه دارای درجه انباشتگی صفر یا یک هستند قادر به قضاوت خواهیم بود. اگر آمارهF محاسباتی بین مقادیر بحرانی بالا و پایین قرار گیرد، نیاز است تا درجه انباشتگی متغیرهای مورد مطالعه تعیین شود تا بتوان در مورد ارتباط بلندمدت متغیرها اظهار نظر کرد. در صورتی که آمارهF محاسبه شده به زیر مقدار بحرانی پایینI(0) سقوط کند، فرضیه صفر عدم وجود هم انباشتگی پذیرفته شده و هیچ رابطه بلندمدتی بین متغیرهای تحت بررسی وجود نخواهد داشت.

از مدل‌های تصحیح خطای ارائه شده در معادلات(9)و(10) می­توان کشش­های بلندمدت و کوتاه­مدت متغیرها را نیز بدست آورد. کشش بلندمدت در مدل­های تصحیح خطا، عبارت است از:منفی نسبت ضریب تخمین­زده شده یک متغیر توضیحی با تأخیر به ضریب تخمین زده شده یک متغیر وابسته تأخیری؛ که برای معادله (9) برابر  و برای معادله (10) برابرمی­باشد. کشش کوتاه­مدت نیز، ضریب تخمین زده شده متغیر تفاضلی مرتبه اول در مدل­های تصحیح خطا را شامل می­شود.

4- یافته­های تحقیق

قبل از تخمین الگو باید از عدم وجود متغیرهایی با درجه انباشتگی 2و بالاتر مطمئن شویم،زیرا وجود متغیرهایی با درجه انباشتگی 2و بالاتر باعث می‌شوند که آمارهF محاسباتی ارزش چندانی نداشته باشد(پسران و همکاران، 2001). بدین منظور در جدول(1) آزمون پایایی متغیرها به روش تعمیم یافته دیکی-فولر[24] (ADF) آورده شده است.

 

جدول1: خلاصه نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد دیکی-فولر تعمیم یافته

 

متغیر

عرض ازمبدأ

وقفه

ADF محاسبه شده

مقدار بحرانی مکینون

نتیجه

LEVEL

LLP

c

1

669078/2-

611531/2-­

پایا

LTFP

 

1

144764/0

630762/2-­­

ناپایا

1st difference

DLTFP

 

1

64995/3-

632688/2-­­

پایا

­مقدار بحرانی درسطح 10%              ­­ مقدار بحرانی در سطح 5%

نتایج آزمون دیکی-فولر تعمیم یافته نشان می­دهد که متغیر بهره­وری نیروی­کار انباشته از درجه صفر و متغیر بهره­وری کل عوامل تولید انباشته از درجه یک است.

براساس معادلات(9) و(10) الگوهای تصحیح خطای متغیرهای بهره وری کل عوامل تولید و بهره وری نیروی کار به صورت زیر هستند که برای بررسی رابطه بین این دو متغیر مورد استفاده قرار می‌گیرند:

(11)    (12)     

   در قدم اول آزمون کرانه‌ها، وجود روابط بلندمدت در معادلات(11) و(12) را می­سنجیم. نتیجه آزمون فرضیه­ی عدم وجود رابطه بلندمدت در معادله(11)،[0= 2α = 1α] با طول وقفه 1و2و3 در جدول(2) آمده است.

 

 

جدول2: نتیجه آزمون فرضیه 0= 2α = 1α برای 1.2.3=p زمانی که LLP  Dمتغیر وابسته است

معیار آکاییک

معیارشوارز-بیزین

طول وقفه

1169/51­

895/47­

1= p

0885/51

2557/46

2=p

5975/50

1538/44

3=p

 

 

همان طور که مشاهده می‌شود براساس معیار شوارز-بیزین[25] و آکاییک[26] وقفه 1 مناسب­تر است. بنابراین مقدار آماره F مربوط به این وقفه را که برابر(0.000) 9418/12 است با مقادیر کرانه­ای مقایسه می­کنیم. آمارهF محاسباتی در سطح اطمینان99 درصد(جدول مقادیر بحرانی پسران و همکاران،1999)از کرانه بالا(786/9) بزرگتر است. بنابراین فرضیه صفر رد شده و وجود رابطه بلندمدت از بهره­وری کل عوامل تولید به بهره­وری نیروی کار تأیید می­شود.

بررسی وجود رابطه بلندمدت از بهره­وری نیروی­کار به بهره­وری کل عوامل تولید با استفاده از معادله(12) با آزمون فرضیه 0 = 2β =1β قابل انجام است. نتیجه این آزمون برای تعداد وقفه 1،2و3 در جدول (3) آمده است.

 

جدول3 : نتیجه آزمون فرضیه 0 = 2β =1β برای 1.2.3=p  زمانی که LTFP D متغیر وابسته است

معیار آکاییک

معیارشوارز-بیزین

طول وقفه

5691/51­

2473/48­

1= p

5387/51

7059/46

2=p

1474/51

7038/44

3=p

 

بر اساس معیار شوارز- بیزین و آکاییک وقفه بهینه1است و مقدار آماره F در این وقفه برابر (0.000) 4297/14 می‌باشد که از مقدار بحرانی کرانه بالا (786/9) در سطح اطمینان 99 درصد بزرگتر است. لذا فرضیه صفر رد شده و وجود رابطه بلندمدت از بهره وری نیروی کار به بهره وری کل عوامل تولید تأیید می‌شود.

با توجه به نتایج فوق می‌توان نتیجه گرفت که در اقتصاد ایران بهره وری نیروی کار و بهره وری کل عوامل تولید اثرات متقابل و معنی داری بر یکدیگر داشته و از عوامل مهم مؤثر بر یکدیگر محسوب می‌شوند.

قدم دوم ارائه مدل بلندمدت برای معادلات (11)و(12)با استفاده از الگوی خودتوضیح با وقفه‌های توزیعی است و معادلات زیر را تخمین می‌زند:

(13)                             

(14)                             


بر اساس معادله(13) تخمین صورت گرفته به صورت جدول(4) می‌باشد.

 


جدول4: نتایج بدست آمده از برآورد الگوی بلندمدت معادله(13):ARDL(1,1)( LLP متغیر وابسته)

(احتمال)آمارهt

انحراف معیار

ضرایب

متغیر

(0.000) 1148/5

43846/0

2426/2

LTFP

(0.043) 1109/2

3529/1

8558/2

C

(0.002) 4359/3

001578/0

0054219/0

T

 

همان طوری که مشاهده می‌شود اثر بهره­وری کل عوامل تولید بر بهره­وری نیروی­کار مثبت و معنادار است و مقدار آن بسیار قابل توجه است. به گونه­ای که یک درصد افزایش در بهره­وری کل عوامل تولید باعث افزایش 24/2 درصدی بهره­وری نیروی­کار می­شود.

ضریب متغیر LTFP بیانگر کشش بلندمدت بهره ­وری کل عوامل تولید به بهره­وری نیروی­کار می­باشد و برابر 24/2 تخمین زده شده است.

قدم سوم و آخر، بدست آوردن پارامترهای پویای کوتاه­مدت با تخمین الگوی تصحیح خطایی است که با الگوی بلندمدت در ارتباط است. نتایج تخمین الگوی تصحیح خطا برای رابطه بلندمدت فوق در جدول(5) نشان داده شده است.

 

جدول5: نتایج حاصل از برآورد الگوی تصحیح خطا(LLP متغیر وابسته)

(احتمال)آمارهt

انحراف معیار

ضرایب

متغیر

(0.000) 9054/40

025547/0

045/1

dLTFP

(0.000) 16/5

046574/0

24032/0

dC

(0.011) 7051/2

E-31687/0

E- 34563/0

dT

(0.002) 279/3-

025664/0

084151/0-

Ecm(-1)

9375/1DW=

(0.000) 7195/968=(3،33)F

98775/0R-2=

98911/0R2=

 

 

ملاحظه می­گردد که ضریب تصحیح خطای مدل کوچکتر از یک و از نظر آماری معنی­دار می­باشد. منفی بودن آن حاکی از این است که هر عدم تعادلی در الگو در بلندمدت به سمت تعادل حرکت می­کند. ضریب تصحیح خطای مدل که برابر 084151/0- می­باشد، نشان می­دهد که در هر دوره حدود 8 % از عدم تعادل­های بهره­وری نیروی­کار برطرف می­شود؛ لذا حدود 5/12دوره لازم است تا خطای تعادل کوتاه­مدت تصحیح گردد و مدل به تعادل بلندمدت بازگردد.

مقدار آماره دوربین- واتسون برابر 9375/1 است و حاکی از عدم وجود خودهمبستگی سریالی در بین اجزای مدل می­باشد.ضریب متغیر dTFP بیانگر کشش کوتاه مدت بهره­وری کل عوامل تولید به بهره­وری نیروی­کار می­باشد و برابر 05/1 تخمین زده شده است.

آزمون­های ثبات پسماند تجمعی[27] و مجذور پسماند تجمعی[28] که منعکس­کننده ثبات در ضرایب تخمینی در طول دوره مورد بررسی هستند در نمودار(1) و جداول(6) و(7)نشان داده شده­­اند.

 

نمودار 1: آزمون­های ثبات پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی (LLP متغیر وابسته)

   

 

 

نمودار (1) و همچنین جداول(6) و(7) نشان می­دهند که نمودار پسماند تجمعی ومجذورپسماند تجمعی در بین کرانه­های بالا و پایین قرار گرفته­اند، لذا فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود شکست ساختاری پذیرفته می­شود و وجود ثبات ساختاری تأیید می­شود. بر اساس معادله(14) تخمین صورت گرفته به صورت جدول(8) می­باشد.

 

 


جدول8: نتایج بدست آمده از برآورد الگوی بلندمدت معادله(14):ARDL(1,1)( LTFP متغیر وابسته)

(احتمال)آمارهt

انحراف معیار

ضرایب

متغیر

(0.000) 1099/4

09759/0

40108/0

LLP

(0.001) 6633/3-

39753/0

4563/1-

C

(0.005) 0236/3-

E-37514/0

0022719/0-

T

 

 

همان طوری که مشاهده می­شود اثر بهره­وری نیروی­کار بر بهره­وری کل عوامل تولید مثبت و معنادار است. به گونه­ای که یک درصد افزایش در بهره­وری نیروی­کار باعث افزایش 4/0 درصدی بهره­وری کل عوامل تولید می­شود.ضریب متغیر LLP بیانگر کشش بلندمدت بهره­وری نیروی­کار به بهره­وری کل عوامل تولید می­باشد و برابر 4/0 تخمین زده شده است. نتایج تخمین الگوی تصحیح خطا برای رابطه بلندمدت فوق در جدول(9) نشان داده شده است.

 

جدول9: نتایج حاصل از برآورد الگوی تصحیح خطا(LTFP متغیر وابسته)

(احتمال)آمارهt

انحراف معیار

ضرایب

متغیر

(0.000) 9054/40

022955/0

93897/0

dLLP

(0.000) 9815/5-

041059/0

2456/0-

dC

(0.026) 3396/5-

E-31638/0

E-33831/0-

dT

(0.000) 7007/6-

025169/0

16865/0-

Ecm(-1)

9819/1DW=

(0.000) 9155/927=(3،33)F

98721/0R-2=

98864/0R2=

 

 

ملاحظه می­گردد که ضریب تصحیح خطای مدل کوچکتر از یک و از نظر آماری معنی­دار می­باشد. منفی بودن آن حاکی از این است که هر عدم تعادلی در الگو در بلندمدت به سمت تعادل حرکت می­کند. ضریب تصحیح خطای مدل که برابر 16865/0- می­باشد، نشان می­دهد که در هر دوره حدود 17 % از عدم تعادل­های بهره­وری کل عوامل تولید برطرف می­شود؛ لذا حدود 6 دوره لازم است تا خطای تعادل کوتاه مدت تصحیح گردد و مدل به تعادل بلندمدت میل می­کند. مقدار آماره دوربین- واتسون برابر 9819/1 است و حاکی از عدم وجود خودهمبستگی سریالی در بین اجزاء می­باشد.ضریب متغیر dLLP بیانگر کشش کوتاه­مدت بهره­وری نیروی­کار به بهره­وری کل عوامل تولید می­باشد و برابر 94/0 تخمین زده شده است.

آزمون­های ثبات پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی که منعکس کننده ثبات در ضرایب تخمینی در طول دوره مورد بررسی هستند در نمودار(2) و جداول(10) و(11)آورده شده­اند.

 

نمودار 2: آزمون­های ثبات پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی (LTFP متغیر وابسته)

   

 

نمودار (2) و همچنین جداول(10) و(11) نشان می­دهند که نمودار پسماند تجمعی و مجذورپسماند تجمعی در بین کرانه­های بالا و پایین قرار گرفته­اند، لذا فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود شکست ساختاری پذیرفته می­شود و وجود ثبات ساختاری تأیید می­شود.

5- نتیجه­گیری

بر اساس نظریه‌های اقتصادی و مطالعات انجام گرفته، بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی­کار دارای اثرات متقابل هستند و بررسی تأثیر هر یک از این دو متغیر بر دیگری بدون در نظر گرفتن اثر متقابل آنها از لحاظ اقتصادسنجی چندان معتبر نخواهد بود. لذا هدف این مقاله بررسی رابطه متقابل بهره­وری کل عوامل تولید با بهره‌وری نیروی­کار در اقتصاد ایران طی سال­های 1386-1349 می­باشد. نتایج آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته نشان می­دهد که متغیر بهره­وری نیروی­کار انباشته از درجه صفر و متغیر بهره­وری کل عوامل تولید انباشته از درجه یک است، لذا برای بررسی رابطه بلندمدت بین بهره­وری کل عوامل تولید و بهره­وری نیروی­کار و همچنین اثر متقابل آنها از الگوی خود توضیح با وقفه­های گسترده و روش آزمون رویکرد کرانه­ها استفاده شده است و نتایج زیر حاصل شده­ است.در اقتصاد ایران بهره­وری نیروی­کار و بهره­وری کل عوامل تولید اثرات متقابل و معنادار بر یکدیگر داشته و از عوامل مهم مؤثر روی یکدیگر محسوب می­شوند. اثر بهره­وری کل عوامل تولید بر بهره­وری نیروی­کار مثبت و معنی­دار است و کشش بهره­وری کل عوامل به بهره­وری نیروی­کار در بلندمدت برابر 2426/2 و در کوتاه­مدت برابر 045/1 می­باشد. اثر بهره­وری نیروی­کار بر بهره­وری کل عوامل مثبت و معنادار است و کشش بهره­وری نیروی­کار به بهره­وری کل عوامل تولید در بلندمدت برابر 0.4 و در کوتاه­مدت برابر 94/0 می­باشد.



[1]- Bernard&Jones(1996)

[2]- Solow(1956)

[3]-  Cobb-Douglas production function

[4]- Englander & Gurney(1994)

[5]- Calabrese and et al.(2002)

[6]- Kohli

[7]- Hulten

[8]- Pyo

[9]- Staal & Brogaard

[10]- Danish

[11]- Dansk Økonomi

[12]- Mahadevan & Suardi

[13]- Cette and et al.(2009)

[14]- Karrar

[15]- Liao & Liu

[16]- Henderson et al

[17]- Organization of Economic Coorperation and development(OECD)

[18]- Ozanne

[19]- Bounds Tests

[20]- pesaran & shin & smith(1999)

[21]- Johansen and Juselius(1990)

[22]- Ordinary Least Square(OLS)

[23]- Error Correction Model(ECM)

[24]- Augmented Dickey-Fuller

[25]- Schwarz Bayesian Criterion

[26]- Akaike Bayesian Criterion

[27]- Cumulative Sum of Residuals(CUSUM)

[28]- Cumulative Sum of Squared Residuals(CUSUMSQ)

فهرست منابع:

-    - Amini, A.R. & Hejazi, A. (2008). Analyze the role of human capital and R&D on TFP growth in Iran, J. Iranion Economic Research, summer, 10(35):1-30

-    - Bernard, A.B. & C.I., Jones.(1996). Comparing apples to orange: productivity convergence and measurement across industries and countries. Journal of American Economic Review, 86(5):1216-1238

-    - Calabrese, A., D.Campisi & P.Mancuso. (2002). Productivity change in the telecommunications industries of 13 OECD countries. International Journal of Business and Economics, 1(3):209-223

-    - Cette, G.,Y .Kocoglu & J.Mairesse. (2009). Productivity growth and levels in France, Japan, the united kingdom and the united states in the twentieth century. Journal of NBER Working Paper series, 15577:1-39

-    - Dansk Økonomi. (2010). Dansk Økonomi, efterår 2010, kapitel 2: Produktivitetsudviklingen. Copenhagen: De Økonomiske Råd (Danish Economic Councils).

-    - Englander, A.S. & A.Gurney.(1994). Medium-Term Determinants of OECD Productivity, OECD Economic Studies, 22:49-109

-    - Gomez-Salvador, R. & A.Musso & M.Stocker. (2006). Labour Productivity Developments in the Euro Area, European Central Bank,Occasional paper series, 53:1-33

-    - Henderson, D. J., & Robert R. R. (2005). “Human capital and convergence: A production -frontier approach.” International Economic Review 46, no. (4): 1167-1205.

-    - Karimi, F. & Pyrasteh, H. (2004). Analysis of the interaction effects of labor productivity, production costs and export of industrial goods in Iran. J. TAHGHIGHAT -E- EGHTESADI, summer, (65): 33-75

-    - Karrar,H. (2009). " Causal Ordering between Inflation and Productivity of Labor and Capital: An Empirical Approach for Pakistan", CID Graduate Student Working Paper Series No( 39):1-33

-    - Kohli, Ulrich.(2004). Labor Productivity vs.Total Factor Productivity, annual Irving Fisher Committee Conference, Bank for International Settlements, Basel, pp.1-21

-    - Liao, Hailin and Liu, X.(2007). Export-Total Factor Productivity Growth Nexus in East Asian Economies. Journal of Discussion Paper Series, (23):1-31

-    - Mahadevan, R., & Suardi, S. (2011). The effects of uncertainty dynamics on exports, imports and productivity growth. Journal of Asian Economics, 22 (2): 174-188

-    - Mehrara, M., & Ahmadzadeh, E. (2009). Investigate the role of TFP on production growth of major economic sectors in Iran. J. Tahghighat -E- Eghtesadi, 44(87):209-232

-    - Mohammadvand Nahidi, M. R. and Jaberi, N. (2010). Surveying the effect of openness, practitioner population, human capital and capital intensity on the labor productivity management in Iran. J. Industrial Management. 5(12):89-106

-    - Ozanne, A.L. (2001). The determinants of total factor productivity: the high-performing Asian economies revisited, http://hdl.handle.net/10523/1475, pp.1-302

-    - Pesaran, M.H. & Y.Shin & R.J. Smith.(1999). Bounds Testing Approaches to the Analysis of Long Run Relationships, Cambridge University, PP.1-41

-    - Pesaran, M.H. & Y.Shin & R.J. Smith.(2001). Bounds Testing Approaches to the Analysis of level Relationships. Journal of Applied Econometrics, 16:289-326

-    - Pyo, Hak K. & Keun Hee Rhee & Bongchan H. (2006). “Estimates of Labor and Total Factor Productivity by 72 industries in Korea (1970-2003)”, Oecd Workshop on Productivity Analysis and Measurement, October.    p.1-138

-    - Sargent, T.C. & Rodriguez, E.R. (2000). Labour or Total Factor Productivity: Do We Need to Choose?, Department of Finance Working Paper 2001-04, Department of Finance, Canada, Vol.1, fall, pp. 1-13

-    - Sobhani, H& Aziz Mohammadlu, H. (2008). A comparative analysis of TFP in sub sectors of Iran's major industries, J. Tahghighat -E- Eghtesadi, spring:78-119

-    - Staal, S. & Brogaard, M. (2011). Developments in Total Factor Productivity within the Danish Manufacturing Sector, ASB. Department of Business Studies. pp.1-111

-    - Tavakoli, A. (1995). Investigate the role of education on labour productivity in Iran industries. Islamic Azad Univ. of Najafabad branch

-    - Zaranegad, M., & Gannadi, B. (2007). Estimate the labour productivity function in Khoozestan manufacturies. J. Iranion Economic Research. 9(31):127-150

 

 

 

 

پیوست

جدول 6: اعداد و ارقام مربوط به آزمون پسماند تجمعی( LLP متغیر وابسته)

1357

1356

1355

1354

1353

1352

1351

1350

سال

2.41-

0.81748-

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقداربرازش شده

5.9593

5.61877

5.27824

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه بالا

5.9593-

5.61877-

5.27824-

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه پایین

1365

1364

1363

1362

1361

1360

1359

1358

سال

6.58563-

4.71827-

3.5432-

4.35702-

3.40993-

1.85819-

2.42121-

3.36578-

مقداربرازش شده

8.68356

8.34303

8.00249

7.66196

7.32143

6.9809

6.64037

6.29984

مقدار کرانه بالا

8.68356-

8.34303-

8.00249-

7.66196-

7.32143-

6.9809-

6.64037-

6.29984-

مقدار کرانه پایین

1373

1372

1371

1370

1369

1368

1367

1366

سال

1.72189-

0.9872-

0.98259-

1.62861-

2.22064-

2.46455-

4.53893-

5.54907-

مقداربرازش شده

11.40781

11.06728

10.72675

10.38622

10.04568

9.70515

9.36462

9.02409

مقدار کرانه بالا

11.40781-

11.06728-

10.72675-

10.38622-

10.04568-

9.70515-

9.36462-

9.02409-

مقدار کرانه پایین

1381

1380

1379

1378

1377

1376

1375

1374

سال

3.15227-

3.73365-

4.0139-

3.67388-

3.38719-

3.37375-

3.35417-

2.63145-

مقداربرازش شده

14.13206

13.7913

13.451

13.1105

12.76994

12.4294

12.08887

11.74834

مقدار کرانه بالا

14.13206-

13.7913-

13.451-

13.1105-

12.76994-

12.4294-

12.08887-

11.74834-

مقدار کرانه پایین

 

 

 

1386

1385

1384

1383

1382

سال

 

 

 

1.45014

1.05154

1.27785

0.06518

1.68591-

مقداربرازش شده

 

 

 

15.8347

15.4942

15.15366

14.81313

14.4726

مقدار کرانه بالا

 

 

 

15.8347-

15.4942-

15.15366-

14.81313-

14.4726-

مقدار کرانه پایین

منبع: محاسبات تحقیق


جدول 7: اعداد و ارقام مربوط به آزمون مجذور پسماند تجمعی( LLP متغیر وابسته)

1357

1356

1355

1354

1353

1352

1351

1350

سال

0.10408

0.0217

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقداربرازش شده

0.36142

0.32916

0.2969

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه بالا

0.23238-

0.26464-

0.2969-

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه پایین

1365

1364

1363

1362

1361

1360

1359

1358

سال

0.45997

0.34672

0.30187

0.28036

0.25123

0.17302

0.16273

0.13375

مقداربرازش شده

0.61948

0.58722

0.55496

0.52271

0.49045

0.45819

0.42593

0.39367

مقدار کرانه بالا

0.02568

0.00658-

0.03884-

0.07109-

0.10335-

0.13561-

0.16787-

0.20013-

مقدار کرانه پایین

1373

1372

1371

1370

1369

1368

1367

1366

سال

0.71218

0.69465

0.69465

0.68109

0.66971

0.66777

0.52801

0.49487

مقداربرازش شده

0.87755

0.84529

0.81303

0.78077

0.74851

0.71625

0.684

0.65174

مقدار کرانه بالا

0.28375

0.25149

0.21923

0.18697

0.15471

0.12245

0.0902

0.05794

مقدار کرانه پایین

1381

1380

1379

1378

1377

1376

1375

1374

سال

0.77598

0.76501

0.76245

0.7587

0.75603

0.75602

0.75601

0.73905

مقداربرازش شده

1.13561

1.10335

1.07109

1.03884

1.00658

0.97432

0.94206

0.9098

مقدار کرانه بالا

0.54181

0.50955

0.47729

0.44504

0.41278

0.38052

0.34826

0.316

مقدار کرانه پایین

 

 

 

1386

1385

1384

1383

1382

سال

 

 

 

1

0.99484

0.99318

0.94541

0.84582

مقداربرازش شده

 

 

 

1.2969

1.26464

1.23238

1.20013

1.16787

مقدار کرانه بالا

 

 

 

0.7031

0.67084

0.63858

0.60633

0.57407

مقدار کرانه پایین

منبع: محاسبات تحقیق

 

 


جدول 10: اعداد و ارقام مربوط به آزمون پسماند تجمعی(LTFP متغیر وابسته)

1357

1356

1355

1354

1353

1352

1351

1350

سال

2.18097

0.74276

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقداربرازش شده

5.9593

5.61877

5.27824

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه بالا

5.9593-

5.61877-

5.27824-

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه پایین

1365

1364

1363

1362

1361

1360

1359

1358

سال

6.27003

4.53097

3.35207

4.39226

3.499

1.70586

2.07367

3.12594

مقداربرازش شده

8.68356

8.34303

8.00249

7.66196

7.32143

6.9809

6.64037

6.29984

مقدار کرانه بالا

8.68356-

8.34303-

8.00249-

7.66196-

7.32143-

6.9809-

6.64037-

6.29984-

مقدار کرانه پایین

1373

1372

1371

1370

1369

1368

1367

1366

سال

1.4973

0.77762

0.77765

1.41116

1.89275

1.95899

4.00232

5.15209

مقداربرازش شده

11.40781

11.06728

10.72675

10.38622

10.04568

9.70515

9.36462

9.02409

مقدار کرانه بالا

11.40781-

11.06728-

10.72675-

10.38622-

10.04568-

9.70515-

9.36462-

9.02409-

مقدار کرانه پایین

1381

1380

1379

1378

1377

1376

1375

1374

سال

3.07599

3.59706

3.88385

3.51414

3.25735

3.23667

3.21657

2.43313

مقداربرازش شده

14.13206

13.79153

13.451

13.11047

12.76994

12.42941

12.08887

11.74834

مقدار کرانه بالا

14.13206-

13.79153-

13.451-

13.11047-

12.76994-

12.42941-

12.08887-

11.74834-

مقدار کرانه پایین

 

 

 

1386

1385

1384

1383

1382

سال

 

 

 

1.03562-

0.75-

1.10371-

0.00728-

1.68416

مقداربرازش شده

 

 

 

15.83472

15.49419

15.15366

14.81313

14.4726

مقدار کرانه بالا

 

 

 

15.83472-

15.49419-

15.15366-

14.81313-

14.4726-

مقدار کرانه پایین

منبع: محاسبات تحقیق


جدول 11: اعداد و ارقام مربوط به آزمون مجذور پسماند تجمعی(LTFP متغیر وابسته)

1357

1356

1355

1354

1353

1352

1351

1350

سال

0.08613

0.01814

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقداربرازش شده

0.36142

0.32916

0.2969

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه بالا

0.23238-

0.26464-

0.2969-

8934567

8934567

8934567

8934567

8934567

مقدار کرانه پایین

1365

1364

1363

1362

1361

1360

1359

1358

سال

0.46892

0.3695

0.32382

0.28825

0.26202

0.15633

0.15188

0.11548

مقداربرازش شده

0.61948

0.58722

0.55496

0.52271

0.49045

0.45819

0.42593

0.39367

مقدار کرانه بالا

0.02568

0.00658-

0.03884-

0.07109-

0.10335-

0.13561-

0.16787-

0.20013-

مقدار کرانه پایین

1373

1372

1371

1370

1369

1368

1367

1366

سال

0.72869

0.71166

0.71166

0.69847

0.69084

0.6907

0.55345

0.51

مقداربرازش شده

0.87755

0.84529

0.81303

0.78077

0.74851

0.71625

0.684

0.65174

مقدار کرانه بالا

0.28375

0.25149

0.21923

0.18697

0.15471

0.12245

0.0902

0.05794

مقدار کرانه پایین

1381

1380

1379

1378

1377

1376

1375

1374

سال

0.79597

0.78704

0.78434

0.77984

0.77768

0.77766

0.77765

0.75747

مقداربرازش شده

1.13561

1.10335

1.07109

1.03884

1.00658

0.97432

0.94206

0.9098

مقدار کرانه بالا

0.54181

0.50955

0.47729

0.44504

0.41278

0.38052

0.34826

0.316

مقدار کرانه پایین

 

 

 

1386

1385

1384

1383

1382

سال

 

 

 

1

0.99732

0.99321

0.95369

0.85964

مقداربرازش شده

 

 

 

1.2969

1.26464

1.23238

1.20013

1.16787

مقدار کرانه بالا

 

 

 

0.7031

0.67084

0.63858

0.60633

0.57407

مقدار کرانه پایین

منبع: محاسبات تحقیق