بررسی فرضیه تغییرناپذیری بیکاری در استان‌های ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسنده

استادیار اقتصاد دانشگاه گلستان

چکیده

هدف مقاله بررسی ارتباط اثرات نرخ مشارکت اقتصادی بر نرخ بیکاری در استان‌های ایران و آزمون «فرضیه تغییرناپذیری بیکاری» است. برای این منظور از داده‌های فصل اول 1384 تا فصل سوم 1394 و روش‌های مختلف تک معادله‌ای، سیستم معادله و داده‌های تابلویی استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد در اغلب استان‌ها و همچنین در متوسط کشور، فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری به واسطه شوک‌های کوتاه‌مدت در نرخ مشارکت اقتصادی برقرار می‌باشد؛ از این‌رو، برای کاهش نرخ بیکاری بلندمدت باید در عرصه سیاست‌گذاری در ساختار اقتصاد کلان و در بخش تقاضای نیروی کار، تغییراتی ایجاد شود. گفتنی است تغییرات عرضه نیروی کار، تنها اثرات کوتاه‌مدت در کنترل بیکاری دارند.

کلیدواژه‌ها


1.‌ مقدمه

بیکاری یکی از مهم‌ترین معضلات کنونی اقتصاد ایران است و با توجه به ساختار جمعیتی که ایران با آن روبروست، نیاز است تا سیاست‌گذاری­هایی برای کاهش نرخ بیکاری در بلندمدت انجام شود. بسیاری از سیاست‌های اجتماعی کوتاه‌مدت برای مدیریت عرضه اشتغال در کشور، با توجه به مبانی نظری اقتصاد کلان، نمی­تواند در بلندمدت تاثیری در کاهش نرخ بیکاری داشته باشد. مطالعات تجربی نشان می‌دهد که این فرضیه – عدم تاثیر متغیرهای عرضه نیروی کار بر نرخ بلندمدت بیکاری - در بسیاری از کشورها پذیرفته نشده است. اما در این مقاله به بررسی این فرضیه در اقتصاد ایران پرداخته می‌شود. بسیاری از سیاست‌های کوتاه‌مدت در جوامع مختلف برای مدیریت بیکاری، به مدیریت طرف عرضه اشتغال خلاصه می­شود؛ به گونه­ای که تلاش می­شود با تغییرات اجتماعی و اقتصادی در ساختار جامعه، نرخ رشد مشارکت اقتصادی کاهش یافته و از این طریق، نرخ بیکاری برای سال‌های آتی مدیریت شود. اما نظریه تغییرناپذیری نرخ بیکاری[1] اذعان دارد که این تصمیم نمی­تواند تاثیری در نرخ بیکاری بلندمدت جامعه داشته باشد. در این مقاله برقراری این نظریه در اقتصاد ایران آزمون می‌شود.

بررسی­های اولیه از روند متغیرهای بازار کار ایران در دهه اخیر، نشان از تغییرات اساسی در عرضه نیروی کار (کاهش نرخ مشارکت اقتصادی و افزایش جمعیت غیرفعال) داشته و این تغییرات تا اندازه زیادی توانسته است، سبب ثبات – نسبی – نرخ بیکاری در کشور شود. حال آنکه در صورت تایید نظریه تغییرناپذیری نرخ بیکاری در اقتصاد ایران، به این نتیجه خواهیم رسید که مدیریت عرضه نیروی کار به شیوه کنونی قادر به کاهش نرخ بیکاری بلندمدت در کشور نیست، در این صورت سیاست‌گذاران اقتصادی باید به دنبال تقویت بخش تقاضای نیروی کار به عنوان عامل موثر در نرخ بیکاری باشند؛ از این رو، در این پژوهش به دنبال پاسخ به این سوال خواهیم بود که آیا نرخ بیکاری بلندمدت مستقل از تغییرات نرخ مشارکت اقتصادی است؟ در ادامه، نخست، ادبیات تحقیق بیان می‌شود؛ بخش دوم، مروری مختصر بر پیشینه پژوهش و بخش سوم به بیان روش پژوهش خواهد پرداخت؛ بخش چهارم با استفاده از داده‌های اقتصاد ایران، شواهد اولیه آماری را مورد بررسی قرار داده است؛ در بخش پنجم با استفاده از روش‌های متداول اقتصادسنجی، فرضیه تغییرناپذیری بیکاری در تمامی استان‌های ایران مورد آزمون قرار خواهد گرفت؛ بخش پایانی به نتیجه‌گیری و پیشنهادها اختصاص دارد.

 

2. مروری بر ادبیات

مطالعات انجام شده در زمینه ارتباط بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی نشانگر نتایج متفاوتی در مورد تایید یا رد فرضیه تغییرناپذیری بیکاری[2] است. اما نیاز است برای آزمون این فرضیه، ابتدا مفهوم آن بیان شود. این فرضیه بیان می­کند که نرخ بیکاری در بلندمدت مستقل از اندازه نیروی­کار، ذخیره سرمایه و بهره‌وری نیروی کار خواهد بود (لیارد و دیگران[3]، 1991). به منظور آزمون این نظریه، اوسترهولم[4] (2010) به بررسی ارتباط بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در سوئد پرداخت. وی ارتباط محکمی بین این دو متغیر در بلندمدت یافت که منجر به تشکیک در شواهد تجربی در زمینه فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری می­شود. همچنین نتایج مشابهی توسط امرسون[5] (2011) در ایالات متحده امریکا و لیو[6] (2014) در ژاپن به دست آمد.

مفهوم فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری در نمودار (1) نمایش داده شده است. در این نمودار منحنی تقاضای کل نیروی کار LD، منحنی دستمزد WS و منحنی عرضه نیروی ­کار LS  نمایش داده شده است[7]. تقاطع منحنی دستمزد WS1 و منحنی تقاضای نیروی ­کار LD1 نشانگر سطح اشتغال تعادلی اولیه E1 و سطح دستمزد تعادلی W1 می­باشد. شکاف بین اشتغال و عرضه نیروی کار LS در سطح دستمزد تعادلی W1می­تواند نشان‌دهنده نرخ بیکاری در سطح تعادل باشد، U در حالت وقوع تغییر مثبت در انباشت سرمایه و یا انتقال تکنولوژی، تقاضای نیروی ­کار به سمت راست منتقل خواهد شد LD2 در بلندمدت و براساس فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری، منحنی دستمزد به سمت بالا منتقل شده و بنابراین نرخ بیکاری بدون تغییر باقی خواهند ماند. به صورت مشابه، اگر منحنی عرضه نیروی­کار LS به دلیل رشد جمعیت به سمت بالا منتقل شود، منحنی دستمزد می­تواند سرانجام به سمت بالا انتقال یابد؛ بنابراین نرخ بیکاری بدون هیچ تغییری باقی خواهند ماند[8] (لیارد و دیگران، 1991؛ کاراناسو و اسنور[9]، 2004).

 

 

نمودار 1. فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری

 

لیارد (1991) استدلال می­کند که وقوع شوک پایدار در عرضه نیروی کار و یا انباشت سرمایه و در عامل بهره‌وری سبب خواهد شد تا تغییرات جبرانی[10] در تقاضای نیروی کار، منحنی دستمزد (یا عرضه نیروی کار) رخ داده و در نتیجه سبب شود تا نرخ بیکاری در نقطه تعادلی بلندمدت خود ثابت باقی بماند. بنابراین از نظر سیاست‌گذاری، سیاست‌هایی که حجم نیروی کار را کاهش می­دهد و یا انباشت سرمایه را تحریک می­کند، هیچ تاثیری بر نرخ بیکاری بلندمدت نخواهند داشت. فرضیه تغییرناپذیری نیروی کار به صورت تجربی در کارهای راسورن[11] (1999) نیز تایید شده است. کاراناسو و اسنور (2004) استدلال می‌کنند که فرضیه تغییرناپذیری بیکاری دلالت بر آن دارد که روند نرخ بیکاری در بلندمدت به صورت کامل توسط مکانیزم تعادلی در بازار کار ایجاد می‌شود. آنها نشان می­دهند که نه تنها در بازارکار، بلکه در تمامی بازارها برهم کنش‌های این چنینی سبب خلق مکانیزم تعادلی خواهد شد. بنابراین برای سیاست‌گذاری پیشنهاد می­کنند که افزایش در مسیر رشد سرمایه و یا جمعیت نیروی­ کار موثر، ممکن است بر نرخ بیکاری بلند­مدت تاثیر داشته باشد. نکته مهم در فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری آن است که نرخ بیکاری بلندمدت با عرضه نیروی کار و یا انباشت سرمایه تعیین نمی­شود (کاراناسو و اسنور، 2004). بنابراین با تغییرات در انباشت سرمایه یا تحقیق و توسعه و یا با سیاست‌هایی که موجب کاهش اندازه جمعیت شاغل می‌شود، نمی­توان بیکاری بلندمدت را کاهش داد (کاناپاسی و باهاروم[12]، 2013)[13].

در این مقاله سعی می‌شود این رابطه بررسی شود که آیا نرخ مشارکت اقتصادی دارای اثر بلندمدتی بر نرخ بیکاری است یا خیر؟ براساس فرضیه تغییرناپذیری بلندمدت بیکاری، پاسخ این سوال باید منفی باشد و نباید تغییرات نرخ مشارکت اقتصادی تاثیری در نرخ بیکاری بلندمدت داشته باشد.

 

3.‌ پیشینه پژوهش

تانسل[14] و همکاران (2015) ارتباط بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در ترکیه را با توجه به دسته‌های سنی مختلف و همچنین جنسیت، مورد آزمون قرار دادند. نتایج نشان می‌دهد ارتباط بلندمدتی بین نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ بیکاری در ترکیه وجود ندارد.

لیو (2014) ارتباط هم انباشتگی بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی را در استان‌های کشور ژاپن مورد آزمون قرار داد و به این نتیجه رسید که نمی­توان عدم وجود بردار هم‌انباشتگی را در استان‌های کانتو شمالی، هوکاریکو و کیوسیو[15] رد کرد. علاوه بر این، بررسی ارتباط بلندمدت بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی با روش ارائه شده توس وسترلند (2006) نشان‌دهنده وجود ارتباط بلندمدت بین این دو متغیر می­باشد که این نتیجه همراستا با فرضیه تغییر‌ناپذیری بیکاری نیست.

یلدریم[16] (2014) به بررسی ارتباط بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در ترکیه بین دو دسته زنان با تحصیلات عالیه و زنان با تحصیلات سطوح پایین، با استفاده از آزمون‌های هم انباشتگی پرداخت. نتایج نشان داد ارتباط بلندمدت بین نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ بیکاری در زنان با تحصیلات عالیه وجود داشته است؛ حال آنکه این ارتباط برای زنان با تحصیلات سطوح پایین برقرار نیست. علاوه براین، شواهد مربوط به بررسی اثرات علّی نشان‌دهنده آن است که اثر علّی از نرخ بیکاری به سمت نرخ مشارکت اقتصادی وجود دارد؛ اما اثر برعکس، قابل تایید نیست.

اوسترهولم[17] (2010) به بررسی ارتباط بلندمدت بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در سوئد پرداخت. نتایج بررسی این ارتباط با روش هم انباشتگی نشان داد که ارتباط بلندمدت قوی بین دو متغیر وجود دارد. بنابراین از نظر وی، یافته تجربی حاضر می­تواند فرضیه تغییرناپذیری بیکاری را زیر سوال ببرد.

جدول زیر نشان‌دهنده خلاصه‌ای از مطالعات صورت گرفته در این حوزه می‌باشد، با توجه به جدول، اغلب مطالعات برای بررسی رابطه بلندمدت بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی از مدل‌های هم‌انباشتگی، مدل‌های تصحح خطا، مدل‌های خودرگرسیون برداری استفاده کرده‌اند که با توجه به ساختار اقتصادسنجی داده‌ها، می­توان از هر یک از مدل‌های فوق برای آزمون فرضیه تغییرناپذیری نیروی کار بهره برد.

 

جدول 1. خلاصه مطالعات در مورد ارتباط نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی

مطالعه

مکان مورد بررسی

نتیجه

روش

تانسل و همکاران (2015)

ترکیه، جنسیت مختلف

 

VAR; VEC

لیو (2014)

ژاپن، بین استانی

*

هم انباشتگی

یلدریم (2014)

ترکیه، زنان با تحصیلات مختلف

*

 

لیو (2012)

چین، داده‌های خرد

 

لوجیت

امرسون (2011)

امریکا

*

هم انباشتگی

اوسترهولم (2010)

سوئد

*

هم انباشتگی

منبع: گردآوری محقق

 

4.‌ روش تحقیق

در این مقاله به دنبال شناسایی وجود اثرات بلندمدت بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در استان‌های ایران در دوره زمانی از فصل اول 1384 تا فصل سوم 1394 خواهیم بود. داده‌های خام آماری برای استان‌های ایران برگرفته از آمارنامه نیروی کار در سال‌های مختلف می­باشد[18]. برای بررسی ارتباط بین دو متغیر مورد بحث می‌توان از روش‌های مختلف اقتصادسنجی بهره جست.

در اغلب مطالعات انجام شده برای بررسی ارتباط بلندمدت بین این دو متغیر، از آزمون‌های هم‌انباشتگی بهره‌برداری شده است؛ اما استفاده از این روش مستلزم وجود شرایط خاصی از جمله نامانایی از درجه همسان بین متغیرهای مختلف است. از آنجا که بررسی اولیه نشان می‌دهد که در بخش‌هایی از مقاطع، این شرایط وجود ندارد؛ بنابراین برای بررسی وجود ارتباط، از رو‌ش‌های اثرات متقابل در قالب روش‌های خودرگرسیون‌برداری و روش‌های تصحیح خطا و برآوردهای هم‌انباشتگی استفاده خواهد شد. البته استفاده از مدل‌های خودرگرسیون برداری در مطالعات مشابه خارجی نیز انجام شده است که می‌توان به مطالعات ناسل و همکاران (2015) اشاره نمود.

 

5. شواهد آماری

این بخش به صورت خلاصه به بررسی رفتار متغیرهای نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در اقتصاد ایران می­پردازد. نمودار (2) نشان‌دهنده روند نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی از فصل اول سال 1384 تا فصل چهارم سال 1394 می­باشد. با توجه به نمودار حاضر و جدول (2) و همچنین پیوست­های (1) و (2) در زمینه نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در استان‌های ایران، می­توان نتایجی را استنباط نمود. بررسی تغییرات نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ بیکاری در ایران نشان می‌دهد که این متغیرها در فصول مختلف بسیار تغییرپذیرند و این نشان از ماهیت اشتغال کوتاه مدت و فصلی در بازار کار ایران دارد. همچنین تعاریف پایه­ای آماری برای بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در این بخش باید مورد توجه قرار گیرد تا بتوان برداشت کاملی از نرخ‌های بیکاری و مشارکت اقتصادی داشت[19]. به عبارت دیگر باید توجه داشت که متغیر نرخ بیکاری به تنهایی بیانگر ساختار بیکاری در بازار کار ایران نیست؛ زیرا این نرخ تنها تحولات جمعیت فعال را نمایندگی می­کند؛ بدین معنا که نشان می‌دهد از تعداد افراد در سن کاری که جویای کار هستند (جمعیت فعال) چه سهمی شاغل و چه سهمی بیکارند. بنابراین نرخ بیکاری، از تحولات جمعیتی افرادی که در سن کار قرار داشته و تصمیم به ورود به بازار کار نگرفته‌اند (جمعیت غیرفعال) اطلاعاتی در اختیار نمی­گذارد (نیلی، 1394: 139). در سال‌های اخیر تعداد زیادی از نیروی کار فعال (که درصد زیادی از آنان را زنان تشکیل می­دادند) به واسطه عدم دستیابی به شغل، در بخش زنان خانه‌دار و یا محصلان قرار گرفته و سبب تغییرات اساسی در پتانسیل­های نهفته بازار کار و نرخ بیکاری کشور شده‌اند. بر همین اساس، شاهد تغییر اساسی و بعضاً دور از پیش‌بینی در ساختار بازار کار ایران هستیم.    

با توجه به ساختار جمعیتی کشور، پیش­بینی می­شد که در دوره 1395-1384 شاهد افزایش نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ جمعیت فعال به واسطه وارد شدن حجم جمعیتی دهه 60 به بازار کار باشیم؛ اما آمارها نشان داد که این واقعیت رخ نداده است و نه تنها در این دوره با افزایش نرخ مشارکت همراه نبوده­ایم بلکه در سال‌هایی شاهد کاهش نرخ مشارکت و نرخ جمعیت فعال بوده‌ایم. با توجه به نمودار (2- ب) و جدول (2) می­توان دریافت که در نگاه بلندمدت، نرخ مشارکت اقتصادی در ایران روندی نزولی داشته است؛ به طوری که نرخ مشارکت اقتصادی از 4/40 درصد در 1385 به 2/38 درصد در 1394 کاهش یافته است. همچنین پیوست (1 و 2) نشان می‌دهد که بجز استان‌های خراسان شمالی، سمنان، قزوین، کردستان، کرمانشاه، کهکیلویه و بویراحمد و هرمزگان در بقیه استان‌ها شاهد کاهش نرخ مشارکت اقتصادی بوده­ایم. حال آنکه براساس ساختار جمعیتی، باید در این دوره شاهد افزایش نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ جمعیت فعال می­بودیم. بررسی دقیق‌تر بازار کار نشان می‌دهد تغییرات اساسی در طرف عرضه کار در کشور رخ داده و این مسئله با رشد روز افزون جمعیت غیرفعال به دلایل مختلف[20] سبب کاهش نرخ مشارکت اقتصادی و به واسطه آن تعدیل نرخ بیکاری فزاینده در بسیاری از استان‌های ایران شده است. به دلیل همین تغییرات بوده است که در نمودار (2- الف)، برخلاف پیش‌بینی‌های اولیه مبنی بر افزایش نرخ بیکاری، شاهد ثبات نسبی نرخ بیکاری کشور در دوره 1394-1384 بوده‌ایم و این ثبات بیشتر به واسطه کاهش نرخ مشارکت اقتصادی (نمودار 2- ب) و افزایش جمعیت غیرفعال اقتصادی در کشور رخ داده است. بنابراین می‌توان گفت ثبات -‌ نسبی -‌ نرخ بیکاری در اقتصاد ایران نه به واسطه رونق اقتصادی و افزایش اشتغال، بلکه به دلیل مدیریت عرضه نیروی کار، کاهش نرخ مشارکت اقتصادی و افزایش جمعیت غیرفعال در سال‌های اخیر بوده است. اما سوال این است که آیا این ثبات – نسبی- نرخ بیکاری پایدار خواهد بود؟

   

 

نمودار (2- الف). روند فصلی نرخ بیکاری در ایران 1394-1384

 

نمودار (2- ب). روند فصلی نرخ مشارکت اقتصادی در ایران 1394-1384

جدول 2. روند سالانه نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در ایران

1394

1393

1392

1391

1390

1389

1388

1387

1386

1385

متغیر/ سال

11

6/10

4/10

1/12

3/12

5/13

9/11

4/10

5/10

3/11

نرخ بیکاری

2/38

2/37

6/37

4/37

9/36

3/38

9/38

38

8/39

4/40

نرخ مشارکت اقتصادی

منبع: مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران

 

6.‌ نتایج

برای بررسی اثرات یاد شده، ابتدا نیاز است تا متغیرهای موجود در مدل برای هر یک از مقاطع و همچنین برای داده‌های کلّی پانلی، از نظر مانایی بررسی شود. با توجه به نتایج ارائه شده در جداول (4) و (5)، و براساس آزمون‌های مانایی KPSS [21] و ADF-GLS[22] دو متغیر نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در استان‌های آذربایجان شرقی، اردبیل، ایلام، بوشهر، تهران، چهارمحال و بختیاری، خراسان رضوی، خراسان شمالی، خوزستان، سمنان، قزوین، مرکزی و هرمزگان مانا می‌باشند. این دو متغیر در استان‌های آذربایجان غربی، کرمان و همدان، مانا از درجه یک بوده و با یک‌بار تفاضل­گیری مانا خواهند شد. اما بررسی آزمون‌های هم­انباشتگی بین این دو متغیر در استان‌های آذربایجان غربی، کرمان و همدان نشان از وجود بردار همگرایی دارد (نتایج را می‌توان در جدول (5) مشاهده کرد). براساس مطالعات لیو (2014)، امرسون (2011) و اوسترهولم (2010)؛ وجود بردار هم‌انباشتگی بین این دو متغیر در استان‌های فوق را می­توان موید ارتباط بلندمدت نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در استان‌های آذربایجان غربی، کرمان و همدان دانست. اما در این مقاله، به این روش بسنده نشده و تلاش خواهد شد تا با سایر روش‌های اقتصادسنجی نیز این ارتباط بررسی شود.

بررسی آزمون‌های مانایی تک متغیره در سایر استان‌ها نشان از وجود ریشه واحد در یکی از دو متغیر دارد. به عنوان نمونه، نرخ بیکای در کردستان و فارس مانا در درجه یک، و نرخ مشارکت اقتصادی در استانهای اصفهان، خراسان جنوبی، زنجان، سیستان و بلوچستان، قم، کهکیلویه و بویراحمد، گلستان، لرستان و یزد[23] مانا از درجه یک می­باشد. علاوه بر این، بررسی وجود ریشه واحد در متغیرهای نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی در داده‌های پانل نیز نشان از نبودن ریشه واحد در متغیرهای پانلی دارد. نتایج در جدول (3) مشخص شده است[24].

 

جدول 3. مقدار آماره آزمون‌های مانایی برای داده‌های پانل

هادری

بریسنگ

هاریس-تزاوالیس

فیشر

ایم و دیگران

لوین و دیگران

آزمون‌ها

6538/20*

1653/14-*

5083/44- *

7327/41*

6878/14-*

2715/13-*

نرخ بیکاری

4285/50*

4600/7-*

5033/28-*

2919/25*

5061/11-*

6258/13-*

مشارکت اقتصادی

** Significance at the 5% level.  * Significance at the 1% level.                    منبع: یافته‌های پژوهش

 

جدول 4. آزمون مانایی برای داده‌های سری زمانی هر یک از مقاطع (تک معادله)

استان

نرخ بیکاری

نرخ مشارکت اقتصادی

استان

نرخ بیکاری

نرخ مشارکت اقتصادی

DF-GLS

KPSS

DF-GLS

KPSS

DF-GLS

KPSS

DF-GLS

KPSS

آذربایجان شرقی

6030/2-**

3520/0

2972/2-**

7213/0**

فارس

5314/1-

1763/0

8921/3-*

1017/0

آذربایجان غربی

1991/1-

5000/0**

3208/1-

5038/0**

قزوین

5720/4-*

3303/0

0953/2-**

2711/0

اردبیل

1220/5-*

2305/0

3862/3-*

6753/0**

قم

5273/4-*

2849/0

9057/1-

6706/0**

اصفهان

1585/3-*

2524/0

9796/0-

7873/0*

کردستان

7452/0-

5374/0**

5638/4-*

3536/0

ایلام

4987/5-*

1427/0

4563/3-*

4747/0**

کرمان

6672/1-

7326/0**

1941/2-**

6506/0**

بوشهر

6825/4-*

2254/0

2076/3-*

1061/0

کرمانشاه

7435/1-

2775/0

5657/3-*

4920/0**

تهران

6221/2-*

6028/0**

5487/2-**

6686/0**

کهگیلویه

0980/5-*

3807/0

6077/1-

4909/0**

چهارمحال

7848/4-*

1532/0

8046/3-*

4046/0

گلستان

1532/4-*

2038/0

6613/1

9129/0*

خراسان جنوبی

3709/0-*

5652/0**

8924/0-

7112/0**

گیلان

1218/1-

2895/0

2758/0-

4014/0

خراسان رضوی

4838/2-**

2793/0

3895/3-*

5720/0**

لرستان

6609/3-*

1935/0

8626/0-

6820/0**

خراسان شمالی

2758/3-*

6386/0**

3796/0-*

2826/0

مازندران

2474/3-*

7129/0**

1435/1-

2948/0

خوزستان

8696/2-*

1895/0

2813/2-*

2578/0

مرکزی

5290/4-*

8035/0*

0114/2-**

1940/0

زنجان

9368/4-*

2504/0

9015/0-

7940/0*

هرمزگان

0507/4-*

2307/0

9433/3-*

5122/0**

سمنان

1332/3-*

1294/0

4119/2-**

2133/0

همدان

4262/1-

4729/0**

6902/0-

7991/0*

سیستان و بلوچستان

3474/6-*

1063/0

1999/1-

5792/0**

یزد

1475/3-*

1454/0

5139/1-

5706/0**

 

جدول 5. نتایج آزمون هم‌انباشتگی جوهانسون برای نرخ بیکای و نرخ مشارکت اقتصادی در استان‌های ایران

استان

 

Trace

Maximum eigenvalue

استان

 

Trace

Maximum eigenvalue

استان

 

Trace

Maximum eigenvalue

آذربایجان غربی

r=0

6028/68*

0437/5**

کرمان

r=0

6094/17**

7561/10

همدان

r=0

7972/36*

6159/34*

r=1

5590/63*

0437/5**

r=1

8533/6*

8533/6*

r=1

1813/2

1813/2

 

 

 

اما می­توان وجود ارتباط بین متغیرها را با بررسی اثرات علّی نرخ مشارکت اقتصادی بر نرخ بیکاری نیز سنجید (این روش در مطالعه یلدریم (2014) برای کشور ترکیه نیز مورد استفاده قرار گرفته است). جدول (6) نشانگر نتایج حاصل از آزمون اثر علّی گرنجر با فرضیه «نرخ مشارکت اقتصادی علّیت گرنجری نرخ بیکاری نیست» می­باشد. با توجه به جدول یاد شده این فرضیه تنها در استان‌های ایلام، زنجان، کردستان و همدان در سطح معناداری 5 درصد پذیرفته نمی‌شود. لازم به توضیح است که نتایج آزمون علّی نشان می‌دهد که در ایران نیز همچون نتایج برگرفته از مقاله یلدریم (2014) از کشور ترکیه، اثرات علّی بیشتر از سوی نرخ بیکاری بر مشارکت اقتصادی بوده است.

 

جدول 6. آزمون علیت گرنجر در زمینه اثر علّی نرخ مشارکت اقتصادی بر نرخ بیکاری

استان

آماره

استان

آماره

استان

آماره

آذربایجان شرقی

7184/1

خراسان شمالی

4501/2***

کرمانشاه

4280/1

آذربایجان غربی

2970/1

خوزستان

1965/1

کهگیلویه و بویراحمد

7442/0

اردبیل

3907/1

زنجان

6109/3**

گلستان

8900/1

اصفهان

3070/0

سمنان

8404/0

گیلان

5985/1

ایلام

6826/2**

سیستان و بلوچستان

8249/1

لرستان

2281/0

بوشهر

0186/1

فارس

8274/0

مازندران

1859/1

تهران

3878/0

قزوین

3001/0

مرکزی

1511/1

چهارمحال بختیاری

6976/0

قم

4986/0

هرمزگان

1446/0

خراسان جنوبی

5885/0

کردستان

2499/4*

همدان

6262/6*

خراسان رضوی

8914/0

کرمان

9321/0

یزد

0479/0

*** Significance at the 10% level.

** Significance at the 5% level.

* Significance at the 1% level.

 

برای بررسی دقیق‌تر تاثیر نرخ مشارکت و شوک‌های حاصل از آن بر نرخ بیکاری، از روش‌های خودرگرسیون برداری[25] و مشتقاتش (با توجه به مانایی و هم‌انباشتگی داده­ها[26]) استفاده می­شود. نتایج حاصل در مجموعه نمودارهای (3)  نشان داده شده است. با توجه به نمودارها، در بیشتر استان‌ها بروز شوک در نرخ مشارکت اقتصادی تنها در چند فصل ابتدایی می­تواند اثرات اندکی بر نرخ بیکاری داشته باشد، اما در بلندمدت این اثرات به صفر میل کرده و تقریباً تاثیری وجود نخواهد داشت. تنها تفاوت در نتایج مربوط به استان‌های آذربایجان غربی، کرمان و همدان می­باشد که این استان‌ها دارای بردار هم‌انباشتگی بین دو متغیر موردنظر بوده و تقریباً می­توان وجود ارتباط بلندمدت بین نرخ بیکاری و نرخ مشارکت اقتصادی را در این استان‌ها تایید نمود. علاوه براین در استان‌های زنجان و گلستان نیز، بروز شوک در نرخ مشارکت اقتصادی می­تواند تا اندازه­ای بر نرخ بیکاری در فصول بلندمدت موثر بوده و سبب مدیریت آن شود. به عبارت دیگر، با توجه به بررسی خودرگرسیونی حاضر می­توان اذعان کرد که فرضیه تغییرناپذیری بیکاری در تمامی استان‌های ایران بجز آذربایجان غربی، کرمان، همدان، زنجان و گلستان قابل تایید است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 


 

 

 

آذربایجان شرقی

آذربایجان غربی

اردبیل

اصفهان

 

ایلام

 

بوشهر

تهران

 

چهارمحال و بختیاری

خراسان جنوبی

خراسان رضوی

خراسان شمالی

خوزستان

زنجان

سمنان

سیستان و بلوچستان

 فارس

قزوین

قم

کردستان

کرمان

کرمانشاه

کهگیلویه و بویراحمد

گلستان

گیلان

لرستان

 

مازندران

مرکزی

هرمزگان

 

همدان

یزد

 

نمودارهای 3. مجموعه نمودارهای مربوط به پاسخ نرخ بیکاری نسبت به شوک در نرخ مشارکت اقتصادی در استان‌های ایران (مدل‌های VARو VEC)


نتایج بررسی شوک‌های نرخ مشارکت اقتصادی و تاثیر آن بر نرخ بیکاری در داده‌های پانلی اقتصاد ایران با استفاده از روش خودرگرسیون برداری پانل دیتا[27] نیز در نمودار زیر نمایش داده شده است. با توجه به نمودار، می­توان دریافت که در اینجا نیز بروز شوک در نرخ مشارکت اقتصادی تنها دارای اثرات کوتاه‌مدتی بر نرخ بیکاری بوده و در بلندمدت بیکاری به مقدار پایدار خود باز می‌گردد.

 

 

نمودار 4. نتایج حاصل از برآورد خودرگرسیون برداری پانل دیتا

(پاسخ نرخ بیکاری به شوک نرخ مشارکت اقتصادی)  

 

این نتیجه می­تواند به دلیل تفاوت در ساختار نهادی بازار نیروی کار در کشور ایران با کشورهایی همچون امریکا و سوئد باشد. حال آنکه فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری در ترکیه -که ساختار بازار کاری شبیه به ایران دارد- تایید شده است (تانسل و دیگران[28]، 2015). به عبارت دیگر، در اقتصاد ایران این فرضیه، که تغییرات در عرضه نیروی کار نمی­تواند تاثیر معناداری بر نرخ بیکاری بلندمدت داشته باشد، قابل تایید است.

 

 

 

7.‌ جمع­بندی و پیشنهادها  

در سال‌های اخیر ایران دارای حجم بالایی از جمعیت جوان و جویای کار می‌باشد که سبب شده است تا شوک بالقوه‌ای در بخش عرضه نیروی کار کشور به وجود آید. این شوک با تغییرات در ساختار آموزشی و اجتماعی تا حدودی با وقفه اثرگذاری روبرو شده است؛ اما، در سال‌های آتی شاهد تغییرات گسترده در عرضه نیروی کار کشور چه از نظر کمی و چه از نظر کیفی – سطوح تحصیلات و مهارت – خواهیم بود. از این رو، نیاز است تا در مورد آینده اقتصاد کار در ایران سیاست‌گذاری های مناسبی صورت پذیرد. در این مقاله به بررسی یکی از فروض مهم بازار کار با عنوان «تغییر ناپذیری نرخ بیکاری» پرداخته شده است. این فرضیه در استان‌های ایران در دوره زمانی فصل اول 1384 الی فصل سوم 1394 مورد آزمون قرار گرفت. نتایج نشان داد که ارتباط بلندمدت بین نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ بیکاری تنها در استان‌های آذربایجان غربی، کرمان، همدان، زنجان و گلستان مورد تایید می­باشد؛ حال آنکه بررسی داده­های تابلویی اقتصاد ایران نشان از عدم برقراری اثرات بلندمدت بین نرخ مشارکت اقتصادی و نرخ بیکاری خواهد داشت. از این رو، به صورت کلی می­توان گفت فرضیه تغییرناپذیری نرخ بیکاری در اقتصاد ایران مورد تایید بوده و برای تغییرات گسترده در نرخ بیکاری کشور، باید به سمت مدیریت تقاضای نیروی کار با بهبود رشد انباشت سرمایه و تغییر در نیروی کار موثر رفت و سیاست‌های کمی مدیریت عرضه نیروی کار تنها به عنوان مسکن‌هایی کوتاه‌مدت عمل خواهند کرد و تاثیری بر نرخ بیکاری بلندمدت نخواهند داشت.

در سال‌های اخیر، بازار کار ایران تحت تاثیر مدیریت طرف عرضه نیروی کار قدم گذاشته و با افزایش جمعیت غیرفعال (به واسطه افزایش ظرفیت آموزش عالی، ناامیدی از یافتن شغل و افزایش زنان خانه‌دار) نرخ بیکاری را کنترل نموده است؛ اما با توجه به یافته‌های پژوهش این راه‌کاری کوتاه‌مدت خواهد بود و جمعیت فعال بالقوه در بازار کار ایران در سال‌های آتی دوباره به حجم جمعیت فعال بالفعل اضافه شده و سبب افزایش نرخ بیکاری خواهند شد؛ روشن است برای مدیریت این بخش، لازم است طرف تقاضای نیروی کار بهبود یابد.

 

 

 

منابع

-      نیلی، مسعود (1394). اقتصاد ایران به کدام سو می‌رود؟ انتشارات دنیای اقتصاد: تهران.

-      Emerson, J. (2011). Unemployment and labor force participation in the United States. Economics Letters, 111: 203–206.

-      Kanapathy R., & Baharom, A.H. (2013). A review of unemployment and labor force participation rate: Evidence from Sweden, United State and urban China, Elixir Inter. Busi. Mgmt. 54A (2013) 12754-12758.

-      Karanassou, M., & Snower, D.J. (2004). Unemployment invariance, German Economic Review, 5: 297–317.

-      Layard, R., & S. Nickell, & Jackman R. (1991). Unemployment: Macroeconomic performance and the labour market, Oxford: Oxford University Press.

-      Liu Q. (2012). Unemployment and labor force participation in urban China, China Economic Review, 23:18–33.

-      Liu, De-Chih (2014). The link between unemployment and labor force participation rates in Japan: A regional perspective, Japan and the World Economy, 30: 52–58.

-      Nickell, S. (1995). Wages, unemployment and population change, in Aspects of Labour Market Behavior, ed. by L. Christophides, E.K. Grant, and R. Swindinsky, Toronto: University of Toronto Press.

-      Österholm P. (2010). Unemployment and labour-force participation in Sweden, Economics Letters, 106: 205–208.

-      Rowthorn, R. (1999). Unemployment, wage bargaining and capital–labour substitution, Cambridge Journal of Economics, 23: 413–425.

-      Tansel A., & Z. A. Ozdemir and E. Aksoy (2014). Unemployment and labor force participation in Turkey, IZA Discussion Paper, No. 8834.

-      Westerlund, J. (2005). New simple tests for panel cointegration. Econometric Review , 24: 297–316.

-      Westerlund, J. (2006). Tests for panel cointegration with multiple structural breaks, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 68: 101–132.

-      Yildirim, Zekeriya (2014). The unemployment rate and labor force participation rate nexus for female: Evidence from Turkey, International Journal of Economics and Finance, 6(5): 139-147.

 

پیوست

 

پیوست 1. روند نرخ مشارکت اقتصادی

پیوست 2. روند نرخ بیکاری

 

منبع: گزارش‌های مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران؛ (1)، (2) تا سال 1389 آمارهای استان البرز در استان تهران قید شده است.



[1] Unemployment Invariance Hypothesis

[2] Unemployment Invariance Hypothesis

[3] Layard et al.

[4] O¨sterholm

[5] Emerson

[6] Liu

[7] با توجه به ساختار مدل حاضر، می‌توان بیان نمود که منحنی WS نشان‌دهنده عرضه کوتاه‌مدت و منحنی LS بیان‌کننده عرضه بلندمدت نیروی کار می‌باشد که اولی ارتباط مستقیم با دستمزد داشته و دومی به شرایط اقتصادی اجتماعی مرتبط است. 

[8] دستمزد نیروی ­کار همزمان با عرضه نیروی کار در بازار کار تسویه می­شود. اگر بازار کار به دلایلی همچون اتحادیه‌های کارگری و یا سایر موارد موثر، تسویه نشود، منحنی دستمزد به سمت بالا و بیرون حرکت خواهد کرد.  

[9] Karanassou and Snower

[10] Counter-veiling Shifts

[11] Rowthorn

[12] Kanapathy and Baharom

[13]  برای مطالعه بیشتر در مورد مبانی نظری فرضیه تغییرناپذیری بیکاری می‌توان به منابع زیر مراجعه نمود:

Layard, Richard, Stephen Nickell, and Richard Jackman (1991). Unemployment: Macroeconomic Performance and the Labour Market, Oxford: Oxford University Press; Nickell, Stephen (1995). “Wages, Unemployment and Population Change,” in Aspects of Labour Market Behavior, ed. by L. Christophides, E.K. Grant, and R. Swindinsky, Toronto: University of Toronto Press.

[14] Tansel

[15] Northern-Kanto, Hokuriku and Kyusyu

[16] Yildirim

[17] Österholm

[18] لازم به توضیح است که آمارهای پژوهش حاضر برگرفته از طر‌ح‌های آمارگیری  نیروی کار (سایت مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران www.amar.org.ir)  می‌باشد. محققان می‌توانند از طریق مکاتبه با نویسنده، داده‌های خام را به دست آورند. 

[19]  برای مطالعه بیشتر به تعارف پایه‌ای ارائه شده توسط مرکز آمار و سازمان بین‌المللی کار مراجعه شود.

[20] نیلی (1394) باور دارد که چهار علت اصلی می­تواند در تصمیم جمعیت در سن کار برای عدم ورود به بازار کار نقش داشته باشد: 1- وجود شرایط رکودی در کشور و اثر مایوس‌کنندگی در بازار کار؛ 2- روند نزولی دستمزد حقیقی شاغلان به عنوان سیگنالی منفی برای جمعیت در سن کار؛ 3-  تفاوت زیاد در دستمزد حقیقی بخش خصوصی و بخش دولتی؛               4- سرمایه‌گذاری بالای دولت برای گسترش آموزش عالی رایگان. برای مطالعه بیشتر مراجعه شود به نیلی (1394): 411-375.

[21] Kwiatkowski–Phillips–Schmidt–Shin

[22] Augmented Dickey– Fuller Test (ADF) with GLS

[23] در استان‌های فارس، کرمانشاه، گیلان و مازندران به دلیل تناقض در نتایج  آزمون‌های دیکی فولر و KPSS نمی‌توان اظهارنظر قطعی در مورد درجه مانایی متغیرها انجام داد؛ از این‌رو، برای برسی دقیق‌تر از آزمون‌های فیلپس پرون و دیکی فولر تعمیم‌یافته نیز بهره‌برداری شده و بر این اساس، در استان‌های نرخ مشارکت اقتصادی متغیری مانا در سطح و نرخ بیکاری مانا از درجه یک می‌باشد. در استان گیلان، براساس آزمون DF-GLS نرخ بیکاری در 10% مانا بوده و براساس آزمون فیلیپس پرون در 1% مانا است، بنابراین می‌توان مانایی دو متغیر در گیلان را تایید کرد. در استان مازندران نیز نرخ مشارکت اقتصادی براساس آزمون آزمون DF-GLS در 10% و براساس آزمون فیلیپس پرون در 5% مانا است؛ بنابراین می‌توان مانایی دو متغیر در مازندران را تایید کرد. در استان کرمانشاه بررسی تغییرات نرخ بیکاری نشان داد که این متغیر براساس آزمون DF-GLS نرخ بیکاری در 10% مانا بوده و براساس آزمون فیلیپس پرون در 1% مانا است؛ از آنجا که نرخ مشارکت اقتصادی این استان نیز مانا در 1% می‌باشد؛ پس، می‌توان مانایی دو متغیر در کرمانشاه را تایید کرد.

[24] لازم به توضیح است، وجود استان البرز در مقاطع مورد بررسی سبب خواهد شد تا داده‌های پانلی نامتوازن شوند؛ اما از آنجا که البرز قبل از تاسیس، زیرمجموعه‌ای از تهران بوده است؛ بنابراین، متغیرهای مدل در سال‌های قبل از تاسیس استان البرز، برای استان تهران، نشان‌دهنده متوسط وزنی هر دو استان می‌باشد. برای رهایی از این مشکل سناریوهای مختلفی مورد استفاده قرار گرفت: سناریوی اول، فرض شده داده‌های قبل از تاسیس استان البرز، همسان با داده‌های استان تهران باشد که در این شرایط پانل متوازن شده و تمامی آزمون‌های مانایی پانلی قابل استفاده است؛ در سناریوی دوم، داده‌ها به صورت نامتوازن از زمان تاسیس استان البرز وارد مدل شده، در این شرایط از آزمون‌های مانایی پانلی مختص داده‌های نامتوازن استفاده شد. از آنجا که نتایج مانایی در دو سناریو تفاوتی نداشت، بنابراین جدول مربوط به سناریوی اول گزارش شده است.

[25] Vector Auto Regression

[26]  لازم به توضیح است که استان‌هایی که دارای بردار هم‌انباشتگی تایید شده بودند، مدل به صورت VEC برآورد شد.

[27] P-VAR : Panel Vector Auto Regression

[28] Tansel et al.

-      نیلی، مسعود (1394). اقتصاد ایران به کدام سو می‌رود؟ انتشارات دنیای اقتصاد: تهران.

-      Emerson, J. (2011). Unemployment and labor force participation in the United States. Economics Letters, 111: 203–206.

-      Kanapathy R., & Baharom, A.H. (2013). A review of unemployment and labor force participation rate: Evidence from Sweden, United State and urban China, Elixir Inter. Busi. Mgmt. 54A (2013) 12754-12758.

-      Karanassou, M., & Snower, D.J. (2004). Unemployment invariance, German Economic Review, 5: 297–317.

-      Layard, R., & S. Nickell, & Jackman R. (1991). Unemployment: Macroeconomic performance and the labour market, Oxford: Oxford University Press.

-      Liu Q. (2012). Unemployment and labor force participation in urban China, China Economic Review, 23:18–33.

-      Liu, De-Chih (2014). The link between unemployment and labor force participation rates in Japan: A regional perspective, Japan and the World Economy, 30: 52–58.

-      Nickell, S. (1995). Wages, unemployment and population change, in Aspects of Labour Market Behavior, ed. by L. Christophides, E.K. Grant, and R. Swindinsky, Toronto: University of Toronto Press.

-      Österholm P. (2010). Unemployment and labour-force participation in Sweden, Economics Letters, 106: 205–208.

-      Rowthorn, R. (1999). Unemployment, wage bargaining and capital–labour substitution, Cambridge Journal of Economics, 23: 413–425.

-      Tansel A., & Z. A. Ozdemir and E. Aksoy (2014). Unemployment and labor force participation in Turkey, IZA Discussion Paper, No. 8834.

-      Westerlund, J. (2005). New simple tests for panel cointegration. Econometric Review , 24: 297–316.

-      Westerlund, J. (2006). Tests for panel cointegration with multiple structural breaks, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 68: 101–132.

-      Yildirim, Zekeriya (2014). The unemployment rate and labor force participation rate nexus for female: Evidence from Turkey, International Journal of Economics and Finance, 6(5): 139-147.