انجام پایان نامه

درخواست همکاری انجام پایان نامه  بانک مقالات رایگان انجام پایان نامه

سفارش پایان نامه

|

انجام پایان نامه ارشد

نوشته شده توسط moshaveranetehran.net   
دسته: انجام پایان نامه | مقالات
نمایش از چهارشنبه, 10 شهریور 1395 13:07
بازدید: 55

مقدمه

مكاتب اقتصاد كلان هر كدام اثرات سياستهاي مالي را براساس فروض خاص خود متفاوت پيش‌بيني مي‌كنند، علاوه بر اين، زماني كه اثرات سياست مالي در سطح كلان مورد بررسي قرار مي‌گيرد اين تصوير بوجود مي‌آيد كه هنوز مكانيزم اثرگذاري سياست مالي بطور كامل شناخته نشده است و برخي مواقع، در برابر اين سوال قرار مي‌گيريم كه چه مواردي را در مواردي را در مورد اثرات سياست مالي مي‌دانيم و از چه مواردي بي‌اطلاع هستيم؟ اين سؤال مبهمي است كه بطور دقيق نمي‌توان به آن پاسخ گفت. بطور كلي در مورد اثرگذاري سياستهاي مالي، صرف نظر از اينكه از مكانيزم آن بطور كامل آگاهي داشته باشيم يا خير و يا اينكه اين سياست در چه كشوري از نظر توسعه يافتگي و توسعه نيافتگي، اجرا مي‌شود، توافق وجود دارد. بطور مثال؛ فيليپ آريستيس در مقاله خود ذكر مي‌كند كه: «شواهد موجود در كشورهاي در حال توسعه نشان مي‌دهند كه نتايج حاصل از اعمال سياست مالي بي‌شباهت به كشورهاي توسعه يافته نمي‌باشند.» در واقع سياستهاي مالي از نظر تاثيرگذاري در كشورهاي در حال توسعه هم مفيد واقع شده‌اند. بنابراين جهت كاوش بيشتر در اين زمينه، اين تحقيق با مطرح كردن سؤالاتي به شرح زيرا، اثرگذاري اين سياستها را در اقتصاد ايران مورد مطالعه قرار مي‌دهد:

نخست، ‌اثر شوكهاي مخارج دولت روي مصرف خصوصي در اقتصاد ايران طبق پيش بيني كدام مكتب اقتصاد كلان است؟ و آيا طبق نظريه نئوكلاسيكي و همچنين نظريه RBC است يا براساس نظريه كينزين‌ها؟

دوم؛ اثر شوكهاي مخارج دولت روي اشتغال چگونه مي‌باشد؟ آيا اثر مشت شوكهاي مخارج دولت باعث اشتغال مي شود يا تاثير معني‌داري بر آن ندارند؟

سوم؛ اثر شوكهاي وارده از طرف درآمدهاي دولت يعني؛ مالياتها؛ بر دو متغير مصرف خصوصي و اشتغال چگونه‌ تاثيري است؟

در راستاي پاسخ به سؤالات ذكر شده، در قسمت اول مقاله،‌ مباني نظري بحث ارائه خواهد شد، سپس در بخش دوم مطالعات انجام شده در اين زمينه بررسي مي‌گردد؛ و در قسمت سوم مقاله، روش‌شناسي، تعريف مدل و تجزيه و تحليل داده‌ها صورت مي‌گيرد و در آخر نيز نتيجه بحث ارائه خواهد شد.


مباني نظري

اثر سياستهاي مالي بر اشتغال از ديدگاه مكاتب مختلف اقتصادي

اقتصاد دانان كلاسيك،‌ با فرض اينكه بازار، رقابتي است معتقدند كه تعادل و اشتغال كامل هميشه برقرار است و هر نوع عدم تعادل، كوتاه‌مدت و گذار تلقي شده و مجدداً بعد از هر گونه شوكي به تعادل خواهيم گشت و نيازي هم به دخالت دولت در اقتصاد نيست. اختلالات در بازار كار به قبول فرض انعطاف‌پذيري كامل دستمزدها و قيمتها، در نهايت منجر به تعادل خواهد شد.

اين نظريه را مي‌توان بصورت زير خلاصه كرد:

(1)                                                                                                                            NS=&(we)  

(2)                                                                                                                            Nd=f(w)

كه در آن:

NS =عرضه كار              = we   دستمزد حقيقي انتظاري

          = Nd  تقاضاي كار      = w دستمزد حقيقي

البته براي اينكه نشان دهيم كه عرضه كنندگان با توجه به سطح قيمتهاي انتظاري و تقاضا كنندگان نيروي كار با توجه به سطح عمومي قيمتها، اقدام به عرضه و تقاضاي نيروي كار مي‌كنند،‌مي‌توان روابط بالا را به صورت زير نشان داد:

(3)               we = g(N)>  w = pe .g(N) = pe . g(N)

(4)               = f(N) >  w = p .f(N)  w = f(N)>

به علت فرض انعطاف‌پذيري كامل هرگونه تغيير در سطح قيمتها به همان ميزان قيمتهاي انتظاري را نزد كارگران افزايش داده و موجب ثابت ماندن اشتغال خواهد شد. شايان ذكر است كه چون كلاسيك‌ها چندان توجهي به طرف تقاضاي اقتصاد نداشتند، و نيز توجهي به اجزاي آن، از جمله مصرف نيز نداشتند.

در اقتصاد كلان نئوكلاسيك، با فرض انعطاف‌پذيري قيمتها و بودجه متوازن دولتها و نيز با افزايش مخارج دولت و تامين آن از طرف مالياتها،‌ اشتغال تغييري نكرده و مصرف واقعي كاهش مي‌يابد. در اين تئوري با افزايش مخارج دولت، بازار كالا از تعادل خارج مي‌شودو سطح قيمتها هم با افزايش مواجه خواهد شد. اين امر سبب كاهش موجودي واقعي پول شده و در نهايت ثروت واقعي را كاهش مي‌دهد.) نكته مهم اين است كه ورود داراييهاي حقيقي (ثروت حقيقي) به عنوان عامل تعيين كننده تقاضاي مصرفي در تابع مصرف نئوكلاسيك‌ها، احتمالاً تاثيرگذاري سياست پولي، نسبت به سياست مالي را از طريق اثر نرخ بهره بر ارزش دارائيها- كه منحني IS را افقي‌تر مي‌سازد- افزايش مي‌دهد.

«كينز نظريه خود را زماني بيان كرد كه اقتصاد غرب با بحران بزرگ 1929 مواجه شده بود. كينز معتقد بود كه شرايطي رقابتي مورد نظر كلاسيك‌ها در قرن بيستم كمتر حاكم است و پيدايش اتحادهاي كارگري و نيز توهم پولي كارگران مانع از انعطاف‌پذيري كامل قيمتها و دستمزدها مي‌شود(و بنابراين نقطه تعادل،‌ لزوماً نقطه اشتغال كامل نخواهد بود و ممكن است تعادل در نقطه‌اي قرار بگيرد كه همراه با بيكاري غيرارادي باشد. كينز وقوع نوسانات در اشتغال و بيكاري را نوسانات در تقاضاي كل اقتصاد از طريق افزايش هزينه‌هاي دولت يا سرمايه‌گذاري بخش خصوصي و يا كاهش مالياتها افزايش يابد. بدين صورت با افزايش تقاضاي كل، قيمتها نيز افزايش مي‌يابد و سبب انتقال منحنيهاي عرشه و تقاضا ي كار مي‌شود. اما به علت عدم انعطاف‌پذيري كامل قيمتها و دستمزدها(به علت توهم پولي كارگران) انتقال منحني عرضه كار كمتر از تقاضاي كار خواهد بود و لذا اشتغال و توليد افزايش خواهند يافت.»

پولگرايان به وجود نرخ طبيعي بيكاري معتقد هستند. اين گروه در كل فقط به اثرات كوتاه‌مدت سياست پولي را تورم‌زا مي‌دانند.

در دهه 1970 كلاسيك‌هاي جديد، اقتصاد كينز را به دليل نداشتن پايه‌هاي قوي تئوريكي زير سوال بردند. آنها اعتقاد داشتند كه اقتصاد كلان بايد براساس پايه‌هاي تئوريكي محكم اقتصاد خرد بناشده باشد و اقتصاد كينز از اين جنبه دچار ضعف بود. در واقع از نظر اقتصاددانان كلاسيك جديد،‌ اقتصاد، از بازيگراني تشكيل شده است كه پيوسته در حداكثر كردن تابع، هدف كاملاً مشخصي را پي‌گيري مي‌كنند (اين گروه با قبول قرض تسويه دائم بازارها و انتظارات عقلاني، به وجود بيكاري ارادي در اقتصاد معتقد مي‌باشند كه اين امر در حد نرخ طبيعي بيكاري مي‌باشد. مدل كلاسيك‌هاي جديد در شرايطي كه اشتباهات و اختلالات تصادفي صفر باشد و انتظارات نيز درست باشد، به مدل كلاسيكي تبديل مي‌شود. با وجود انتظارات عقلاني، دخالتهاي برنامه‌ريزي شده دولت هيچ تاثيري بر متغيرهاي حقيقي در اقتصاد نخواهد دشت.

سارجنت با روش خاص، در مدل زير با خارج كردن منحني IS از مدل خود بي‌تاثيري سياستها را با در نظرگرفتن انتظارات عقلاني و انعطاف‌پذيري قيمتها ارائه مي‌دهد:

(5) تقاضاي پول                                       [-Et – pt1Et - ]Mt = pt + yt –a

(6) منحني فيليپس                                    [yt – y*]pt = Et – pt + &    

(7) عرضه پول                                         mt = m + &t

 كه در آن yt توليد، y* در اشتغال كامل؛ ضريب تعديل و شوكهاي عرضه پول مي‌باشد.

سارجنت در اين مدل با برابر قراردادن عرضه و تقاضاي پول نيز با انتظاراتي از كل مدل، سعي در صفركردن عبارت[- Et – pt1 pt +1 Et - ] مي‌نمايد. وي پس از حل نهايي مدل، را بصورت زير در حالت تعادلي تعريف مي‌كند:

(8)                                  t   yt = y * +

به عبارت ديگر، فقط شوكهاي غيرمنتظره از ناحيه بازار پول مي‌تواند تغييراتي در محصول به وجود آورد. البته مدل بالا، مدل پايه در كلاسيك‌هاي جديد مي‌باشد كه اين گروه حتي تاثير سياستهاي پولي در قالب آن آزمون مي‌كنند و در سياست عنوان مي‌كنند كه توليد فقط از ناحيه شوكهاي پيش‌بيني نشده مي‌تواند تحت تاثير قرار گيرد، ولي سطح قيمتها ممكن است با مقدار قبل از اعمال سياستها (مقدار اوليه) تفاوت داشته باشد.

طرفداران ادوار تجاري واقعي با استفاده از پايه‌هاي خرد و بر اساس مفروضاتي چون بازار آزاد رقابتي؛ متقارن بودن اطلاعات و...، معتقد هستند كه از دو طريق مي‌توان بر متغيرهاي واقعي در اقتصاد تاثير گذاشت: اولاً شوكهاي تكنولوژيكي؛ ثانياً خريدهاي دولت. اين دو عامل سبب افزايش توليد در اقتصاد خواهند شد. در اين مدل نيروي كار با توجه به دستمزدهاي اسمي و نرخ بهره و دستمزدهاي نسبي «جانشيني بين دوره‌اي غرضه نيروي كار» خوانده مي‌شود. لوكاس و راپينگ در اين مدل افزايش در خريدهاي دولت سبب كاهش مصرف و افزايش عرضه نيزوي كار مي‌شوند. اين امر به دليل افزايش نرخ بهره و اثرمنفي ثروت مي‌باشد.

به طور كلي در نظريه ادوار تجاري واقعي مدل خطي – لگاريتمي كه در نهايت اثرات مخارج دولتي و شوكهاي تكنولوژيكي را بررسي مي‌كند، بصورت زير تصريح مي‌شود:

(9)                                  ack k+ acA At + acG Gc

(10)                                 aLGGt+ a Lkkt +aLAAtLt

كه aها از پارامترهاي ساختاري مدل خواهند بود. علامت () در بالاي هر متغير نشانگر تفاوت بين لگاريتم متغير و لگاريتم آن در مسير رشد متوازن، مي‌باشد. معادلات (9) و (10) بيان مي‌كنند كه لگاريتم مصرف و لگاريتم اشتغال توابعي خطي از لگاريتم‌هاي G,A,K (به ترتيب سرمايه، تكنولوژي و مخارج دولتي) مي‌باشند.

كينزين‌هاي جديد در پي يافتن راه‌حل براي واقعيتي بودند كه رخ داده است:

اينكه چرا در حاليكه عرضه نيروي كار بر تقاضاي آن فزوني دارد و بيكاران غيرارادي زيادي در جامعه وجود دارند كه حاضرند تا دستمزدهاي پايين‌تر – از سطح جاري دستمزدها – كار كنند، ولي باز هم سطح دستمزدها – كاهش نمي‌يابد و همچنان در سطح توليد قبلي باقي مي ماند و به دنبال آن،‌ بيكاري نيز تداوم مي‌يابد؟ به عبارت ديگر عليرغم اينكه شرايط كاهش دستمزدها و نيز كاهش بيكاري وجود دارد، دستمزدها همچنان ثابت مانده و كاهش نمي‌يابند.

در پاسخ به اين سؤال، كينزين‌هاي جديد دريافتند كه احتمالاً دستمزها بر بهره‌وري نيروي كار تاثير مي‌گذارد و اين عاملي است كه سبب مي‌گردد تا از كاهش دستمزدها توسط كارفرمايان، عليرغم مازاد نيروي كار جلوگيري شود. آنها در اين مورد به ارائه مدلهايي پرداختند كه بطور كلي به مدلهاي دستمزد- كارايي معروفند. البته مدلهاي ديگر چون انعطاف‌پذيري قيمتها، اطلاعات نامتقارن و رقابت ناقص و جيره‌بندي اعتبارات را هم در اين گروه معرفي كرده‌اند. مدلهاي دستمزد- كارايي، عواملي مانند ممانعت از كم كاري، جابجايي و ترك شغل، جذب كارگران ماهر و تواناتر و افزايش استانداردهاي كار در گروههاي كاري را دلايل عمده وجود ارتباط بين بهره‌وري نيروي كار و سطح دستمزدها و همچنين عدم كاهش دستمزدها در مواقع وجود بيكاري و يا پرداخت دستمزدهاي غيررقابتي متفاوت معرفي مي‌كنند.« دو اقتصاددان به نامهاي راجر و سامرز تئوري‌هاي متمايز دستمزد- كارايي را جهت توجيه پرداخت دستمزدهاي غير رقابتي از سوي بنگاهها، ارائه نموده‌اند كه عبارتند از:

1- پرداخت دستمزدهاي بالاتر، موجب جلوگيري از جابجايي كارگران وكاهش هزينه‌هاي ناشي از آن مي‌شود.

2- افزايش دستمزدها، سبب افزايش تلاش كارگران مي‌شود؛ چرا كه با افزايش دستمزدها، هزينه فرصت و هزينه از دست دادن شغل افزايش مي‌يابد.

3. با افزايش دستمزدها، كارگران احساس مي‌كنند كه سهم بيشتري در درآمد بنگاهها دارند، بنابراين تعهد آنها نسبت به بنگاهها افزايش مي‌يابد و اين احساس تعهد نيز ممكن است در بهره‌وري آنها تاثير مستقيم نيز داشته باشد.»

پيشينه تحقيق

«در سال 2001 «آنتونيو فتس» و «ايليان ميهو» در بررسي خود با عنوان «اثر سياستهاي مالي بر مصرف و اشتغال» تاثير سياستهاي مالي را بر اين دو متغير مورد مطالعه قرار دادند. ايشان در اين مطالعه از دو روش استفاده كردند: روش اول در چارچوب نظريه«ادوار تجاري واقعي» ، RBC ، بود. كه پارامترها را از يك تابع توليد كاب – داگلاس و چند قيد ديگر از طريق «گاليبره كردن» بدست آورند. ايشان در اين روش نتيجه گرفتند كه بعد از شوك سياست مالي (شوك مثبت)، مصرف كاهش يافته و اشتغال افزايش مي‌يابد. اما در روش دوم كه با استفاده از مدل خود رگرسيون برداري و(VAR) صورت گرفته، به اين نتيجه رسيده‌اند كه پس از افزايش مخارج دولت هر دو متغير مصرف و اشتغال افزايش مي‌يابند.»

«در سال 1998، در مطالعه ديگري توسط«جونز دي. ام فيشر» و «مارتين اچين بائوم» اثرات شوك برونزاوي مخارج دولت بر اشتغال، مخارج مصرفي، توليد، سرمايه گذاري و دستمزدهاي واقعي مورد بررسي قرار گرفته است. در اين مطالعه كه از رهيافت VAR استفاده شده است، نتايج اساسي به اين شرح است؛ بعد از يك شوك مثبت مخارج دولت، افزايش قابل ملاحظه‌اي در هزينه‌هاي دفاعي، توليد كل و اشتغال بوجود آمد و مصرف در گروه كالاهاي بادوام كاهش يافته است، همچنين دستمزدهاي واقعي نيز در اثر شوك مخارج دولت، كاهش يافته است.»

در سال 1378 قوام مسعودي در تحقيق خود با عنوان «اثر مخارج دولتي و عرضه پول بر نرخ بيكاري» تابع تقاضاي كل و تابع توليد را بصورت زير تعريف مي‌كند:

(11)                                 y = f(G,M)

(12)                              y = g (u)

كه در آن درآمد، G مخارج دولت، M عرضه پول و u نيز نرخ بيكاري مي‌باشد.

ايشان مدل خود را پس از تبديلات لازم بصورت زير درمي‌آورند:

<1<          [] +[]= Q +a ]

بعد از برآوردت مدل، نتيجه كلي به اين صورت است كه رابطه ميان مخارج دولتي و نرخ بيكاري يك رابطه غيرمستقيم تلقي مي‌گردد. به عبارت ديگر، با افزايش مخارج دولت، نرخ بيكاري كاهش مي‌يابد. اين نتيجه در واقع بيانگر نظريه كينز است كه معتقد است سطح اشتغال در جامعه بستگي به سطح اشتغال در جامعه بستگي به سطح تقاضاي كل در آن جامعه دارد. در واقع با دقت در اين مطالعات و همچنين ساير مطالعات مشابه، كه در اين مقاله ذكر نشده است، مي توان دريافت كه اثر مخارج دولت، حداقل در كوتاه مدت بر روي اشتغال مثبت مي‌باشد و مصرف نيز با توجه به شرايط جامعه واكنشهاي مثبت و يا منفي از خود نشان مي‌دهد.

داده‌ها و معرفي مدل   

داده‌هاي مربوط به مصرف خصوصي و همچنين هزينه‌هاي كل، جاري و عمراني دولت از توليد ناخالص داخلي به قيمتهاي ثابت و جاري از «بانك مقالات و داده‌هاي اقتصادي ايران» كه وابسته به مركز تحقيقات اقتصاد ايران مي‌باشد، گرفته شده است. همچنين سود سپرده‌هاي پنج‌ساله در اين تحقيق، به عنوان نرخ بهره گرفته شده است و با نرخ تورم نيز تعديل گرديده است، هنچنين اين سودها از ترازنامه هاي سالهاي مختلف بانك مركزي گرفته شده است. داده‌هاي مربوط به اشتغال كل برآوردي مي‌باشند.

بطور كلي تحليلها در چارچوب مدل زير صورت گرفته است:

(13)                        ,ipt-i+ut2Biyt-i 1Byt =c(1)+

كه در آن بردارهاي y,p به ترتيب عبارتند از:

(14)                       [Lcpc, LEmp]y =

(15)                       [LTAX , LOMRONY, LJABY, LG]p =

اجزاي اين بردارها نيز به شرح زير تعريف مي‌شوند:

= LCPC لگاريتم مخارج مصرفي خصوصي به قيمتهاي ثابت؛

=LEMP لگاريتم اشتغال كل؛

=LTAX لگاريتم مالياتها؛

=LOMRANY لگاريتم هزينه‌هاي عمراني دولت؛

=LJARY لگاريتم هزينه‌هاي جاري دولت؛

=LG لگاريتم مخارج كل دولت؛

=LGDPMG متغير توليد ناخالص داخلي و خصوصي؛

=RIR نرخ بهره واقعي؛

متغير توليد ناخالص داخلي بخش خصوصي (LTDPMG) عبارت از توليد ناخالص داخلي هزينه‌هاي كل دولت است. هدف از واردكردن نرخ بهره‌واقعي (RIR) بررسي حساسيت مصرف در مقابل تغييرات اين متغير مي‌باشد كه در نظريه نئوكلاسيك‌ها وادوار تجاري واقعي نرخ بهره از طريق اثر واگذاري بر ثروت و كاهش ارزش فعلي درآمدها به هنگام افزايش آن، موجب كاهش مصرف شده و آن به دوره‌هاي بعدي منتقل مي‌كند.

بطور كلي، پس از معرفي اوليه مدل و داده‌ها جهت تحليل اثرات، با توجه به زير بخشهاي بخش(3) عمل مي‌كنيم.

«گام نخست در تحليل الگوهاي پويا،‌ از آزمون ديكي- فولر تعميم يافته(ADF) استفاده شده است:

پس از بررسي در سطح متغيرها مشخص شد كه در مورد تمام متغيرها فرضيه صفر مبني بر وجود ريشه واحد را در سطح متغيرها نمي توان رد كرد. بنابراين اين متغيرها در سطح ناپايا قرار دارند. بنابراين، در راستاي پايا كردن متغيرها از تفاضل مرتبه اول آنها استفاده شده است. تمام متغيرها در تفاضل مرتبه اول، همانگونه كه در جدول(1) گزارش شده است، پايا شده‌اند.

جدول 1. نتايج حاصل از آزمون ADF براي آزمون پاياني متغيرهاي الگو

سري‌ها

وقفه مناسب

عرض از مبدا

روند

كميتADFمحاسبه شده

مقادير بحراني مك‌كينون

1%

5%

10%

DLCPC

1

دارد

ندارد

875/2-

67/2-

97/2-

63/2-

DLEMP

صفر

دارد

ندارد

22/4-

66/3-

96/2-

62/2-

DLGDPMG

صفر

دارد

ندارد

82/5-

29/4-

57/3-

22/3-

DLG

صفر

دارد

ندارد

39/4-

29/4-

56/3-

21/3-

DIRI

صفر

دارد

ندارد

25/5-

67/3-

96/2-

62/2-

DLOMRANY

صفر

دارد

ندارد

87/4-

67/3-

96/2-

62/2-

DLJARY

صفر

دارد

ندارد

13/5-

6/3-

9/2-

6/2-

DLTAY

صفر

دارد

ندارد

93/3-

66/3-

97/2-

62/2-

 

منبع براساس آزمونهاي ADF كه با استفاده از نرم‌افزار EVIEWS صورت گرفته، خلاصه و گزارش شده است.»

تخمين ومدل

بطور كلي روابطي كه متغيرهاي آنها بطور درون‌زا تخمين زده‌شده‌اند، به قرار زير است:

(16)              [LCPC, LGDPMG, LTAX, RIR, LJARY]:الگوي اول

(17)              [LEMP, LGDPMG, LTAX, RIR, LOMRANY]: الگوي دوم

كه در معادله اول هدف،‌ بررسي تغييرات مخارج جاري دولت (LJary)، مالياتها (LTAX) و نرخ بهره‌ واقعي (RIR) روي مصرفي خصوصي (LCPC) است و در معادله دوم نيز هدف،‌ بررسي تغييرات مخارج عمراني دولت (LOMRANY) و مالياتهاي روي اشتغال كل در اقتصاد مي‌باشد.


تحليل هم‌انباشتگي و تعيين روابط تعادلي بلندمدت بين متغيرهاي الگو

«در راستاي بررسي و تعيين رابطه (روابط) تعادلي بلندمدت بين متغيرهاي الگو از روش يوهانسن استفاده مي‌كنيم. بطور كلي در تحليلهاي هم‌انباشتگي به روش مذكور سه مرحله زير را طي مي‌كنيم.

الف) ابتدا اطمينان حاصل مي‌كنيم كه متغيرهاي مدل حداكثر(1)I مي‌باشند، براي اين منظور از آزمون ريشه واحد استفاده كرديم و مشخص شد كه تمام متغيرهايي كه مي‌خواهيم روابط تعادلي بلندمدت را بين آنها مشخص كنيم (1)I هستند؛

ب) سپس وجود ارتباط بلندمدت بين متغيرها را آزمون مي‌كنيم.در راستاي انجام اين مرحله نيز ما براي تعيين رابطه بلندمدت بين مصرف (LCbC) و اشتغال (LEMP) ، در قالب دو الگو، از آزمون هم‌انباشتگي يوهانسن استفاده كرديم. همانگونه كه در جدول (2) ديده مي‌شود، آزمون هم‌انباشتگي بين مصرف خصوصي و ساير متغيرها نشان مي‌دهد كه براساس آماره trace در سطح 5% ، دو برابر هم‌انباشته و در سطح 1%، يك بردار هم‌انباشته وجود دارد. بر اين اساس، بردار اول را كه سازگار با مباحث تئوري مي‌باشد، انتخاب مي‌كنيم كه اين بردار به شكل نرمال شده به صورت زير قابل نمايش است:

(18)              IRR6%LJARY- 76/2LTAX+ 72/2LGDPMG- 89LCPC=/

اين معادله بيانگر آن است كه توليد ناخالص داخلي خصوصي و هزينه هاي جاري، اثر مثبت و نرخ بهره‌واقعي ومالياتها نيز اثر منفي بر روي مصرف خصوصي داشته اند كه كليت اين رابطه در بلندمدت معني دار است و اثرات تك‌تك متغيرها و معني‌داري آنها نيز در بررسيهاي اثرات كوتاه‌مدت مشخص خواهد شد.

همچنين در آزمون هم‌انباشتگي متغيرهاي الگوي دوم به اين نتيجه رسيديم (جدول 3) كه بر اساس آمار trace در سطح اطمينان 95درصد، سه بردار هم‌انباشته و در سطح اطمينان 99درصد، نيز دوبردار هم‌انباشته بين متغيرها وجود دارد. براساس اين آمار، بردار سوم را كه سازگار با مباحث تئوري است، انتخاب مي كنيم كه اين بردار به شكل نرمال شده آن بصورت زير نشان داده مي شود:

(19)    RIR002/0LOMRANX + 7%LTAX + 11/0LGDPMG – 155/0 LEMP=

همانگونه كه در اين معادله ديده مي‌شود، هزينه‌هاي عمراني دولت، توليد ناخالص داخلي و خصوصي و نرخ بهره، اثر مثبت و مالياتها نيز اثر منفي بر روي اشتغال دارند. البته اثرات كوتاه‌مدت و ميان مدت تغييرات هر يك از اين متغيرها و تاثير آنها بر روي اشتغال و همچنين معني‌دار بودن آنها، در ادامه بررسي خواهد شد.

شايان ذكر است در تمامي اين تحليلها براساس  آماره شوارتز- بيزين مرتبه VAR برابر با 2 بوده است

جدول 2.نتايج حاصل از آزمون هم‌انباشتگي براي متغيرهاي الگو

(مصرف و ساير متغيرها)

بردارهاي همجمعي براساس فرضيه

فرضيهH1

آمار آزمون اثر

1% مقدار بحراني

5% مقدار بحراني

R=0

1r≥

82/85

06/76

52/68

1r≤

2r≥

31/50

46/54

21/47

2r≤

3r≥

14/24

65/35

68/29

منبع: براساس آزمونهاي هم‌انباشتگي كه با استفاده از نرم‌افزار Eveiws صورت گرفته،‌خلاصه و گزارش شده است.»

جدول 3. نتايج حاصل از آزمون هم‌انباشتگي براي متغيرهاي الگو

(اشتغال و ساير متغيرها)

بردارهاي همجمعي بر اساس فرضيهH

فرضيه H

آمار آزمون اثر

1% مقدار بحراني

5%مقدار بحراني

R=0

1R≥

65/100

06/76

52/68

1R≤

2R≥

63/65

46/54

21/47

2R≤

3R≥

95/24

65/35

68/29

3R≤

3R≥

7/7

04/20

41/15

منبع: همان.

ج) در مرحله اخر باقيمانده‌هاي حاصل از رگرسيون هم انباشته را محاسبه مي‌كنيم و پارامترهاي كوتاه مدت را با تخمين ECM بدست مي‌آوريم. ECM يا الگويي تصحيح خطاي برداري به شكل زير تصريح مي‌شود:

(20)              yt-p+utyt-p-1+yt-2 +…+Bp-1yt – 1 + Byt=B

كه در آن ماتريس ضرايب بلندمدت،  عملكرد تفاضل؛ utبردار تكانه‌ها و Biنيز پارامترهاي قابل تخمين مي‌باشند. نتايج تخمين مدل VECM براي دو معادله LEMP وlcpc در جدول زير خلاصه شده است:

 

 

جدول 4. نتايج تخمين VECM

D(LCPC

D(LEMP)

ERROR C

**4700%

(7/1-)

**0207%

(3/1-)

ECM

-

**5/0

(89/1)

D(LEMP (-1))

-

2/0-

(9/0-)

D(LDMP(-2))

 

**278/0

**4%-

(7/1-)

D(LGDPMG(-1))

93%

(93/0)

001/0

(42%-)

D(LGDPMG (-2))

95%

(09/1)

009/0

(53/0)

D(LTAX(-1))

 

007/0-

(09/1)

0012/0

(7%)

D(LTAX(-2))

-

**1%

(86/1)

D(LOMRAVY(-1))

-

0007/0-

(7%-)

D(LOMRANY(-2))

0008/0-

(43/0-)

**0005/0

(45/1)

D(RIR(-1))

0016/0-

(1/1-)

0002/0-

(68/0-)

D(RIR(-2))

*71/0-

(25/2-)

-

D(LCPC(-1))

17/0-

72/0-)

-

D(LCPC(-2))

*19/0

(7/2)

-

D(LJARY(-1))

*17/0

(4/2)

-

D(LJARY(-2))

227/0

(6/3)

*52/0

(9/2)

C

 

*(**) معني‌داري در سطح 5% (10%) و اعداد داخل پرانتز مقدار آمارt مي‌باشند.

با توجه به مقادير محاسبه شده مربوط به معادله DLEMP در جدول بالا، توليد ناخالص داخلي خصوصي در وقفه (1) و هزينه‌هاي عمراني دولت نيز در وقفه (1) در سطح اطمينان 90درصد، بر اشتغال اثر معني‌دار دارند؛ بنابراين مي‌توان نتيجه‌گرفت كه اشتغال بطور مثبت، به نسبت افزايش در هزينه‌هاي عمراني دولت متاثر مي‌شود.

همچنين در معادله DLCPC نيز، توليد ناخالص داخلي با يك وقفه تاخير و هزينه‌هاي جاري دولت نيز هم در وقفه (1) و هم در وقفه (2) اثرات مثبت و معني‌داري بر مصرف خصوصي در اقتصاد دارد. ضريب ECM در هر دو معادله منفي است و بيانگر همگرايي مدل در بلندمدت مي‌باشد، اما از آنجا كه مقدار آن بسيار كم است و روند تعديل در بلندمدت بسيار كند مي‌باشد؛ ولي با اين حال، مي‌توان به فرآيند تعديل اعتماد كرد.

تحليل توابع عكس‌العمل

«براي بررسي اثرات پوياي تغيير متغيرها در كوتاه‌مدت و ميان مدت از توابع عكس‌العمل استفاده مي‌شود. شكل (1) واكنش متغيرهاي درون‌زا را در برابر شوكهاي مثبت مخارج دولت و شوكهاي منفي مالياتها (افزايش مالياتها) نشان مي دهد. همانگونه كه در قسمت (a) اين شكل ديده مي‌شود متغير مصرف در برابر شوك مثبت مخارج دولت تا دوره دوم، شروع به افزايش مي‌نمايد. اين افزايش به لحاظ آماري نيز معني‌دار مي‌باشد. در دوره دوم به بعد، هرچند اثر ميان مدتي هم از شوك روي مصرف ديده مي‌شود ولي چون به لحاظ آماري معني‌دار نيست ما اثر اين شوك را در ميان‌مدت در نظر نمي‌گيريم و فقط اثرات شديد را در كوتاه مدت تاييد مي‌كنيم همچنين در قسمت (b) اثر شوك مالياتي بر مصرف خصوصي نشان داده شده است بعد از واردشدن شوك متغير مصرف تا دوره دوم شروع به كاهش مي‌كند كه اين كاهش به لحاظ آماري معني دار است و سپس در ميان‌مدت رو به افزايش مجدد مي‌رود كه از دوره دوم به بعد چندان مورد تاييد آماري نيست. در قسمت(e) اثر شوك در نرخ بهره واقعي بر مصرف خصوصي نشان داده شده است. همانگونه كه در شكل ديده مي‌شود مصرف، در برابر شوك نرخ بهره،‌ واكنش معني‌داري (از نظر آماري) نشان نمي‌دهد و بطور كلي، مصرف در برابر متغيرهاي سياست مالي در كوتاه‌مدت،‌ اثر منفي‌داري از خود نشان مي دهد. در قسمتهاي (e)  و (d) به ترتيب، واكنش اشتغال كل در برابر مخارج عمراني دولت و مالياتها نشان داده شده است؛ شوك مثبت مخارج عمراني دولت سبب افزايش اشتغال تا پايان دوره دوم مي‌شود كه از نظر آماري نيز معني‌دار است. به عبارت ديگر، اثرات كوتاه مدت مخارج عمراني دولت بر اشتغال معني‌دار مي‌باشد. اثر هزينه‌هاي عمراني دولت در تخمين معادله نيز معني‌دار است، همچنين در قسمت (d) اثر شوك منفي مالياتي بر اشتغال از نظر آماري قابل تاييد نمي‌باشد. به عبارت ديگر، در كوتاه‌مدت اشتغال چندان تحت تاثير شوكهاي مالياتي قرار نمي‌گيرد.»

تجزيه واريانس

«در جدول (5) تجزيه واريانس مربوط به LCPC (مصرف خصوصي) و LEMP (اشتغال كل) ارائه شده است. همانگونه كه در جدول هم مشخص است در دوره اول،‌ كل تغييرات، مربوط به خود LCPC است و با افزايش دوره‌ها اين سهم كاهش مي‌يابد؛ بگونه‌اي كه در دوره پنجم 8/58 درصد از تغييرات مربوط به خود متغير است. 8/36 درصد از تغييرات را توليد ناخالص داخلي خصوصي (LGDPMG) توضيح مي‌دهد. همچنين در اين دوره مالياتها و هزينه‌هاي جاري،‌ هر كدام به ترتيب 3/2 درصد و 4/1 درصد از تغييرات را توضيح مي‌دهند. بطور كلي با افزايش دوره‌ها نيز مشخص مي‌شود كه عمده سهم بين دوره‌هاي ديگر را،‌ توليد ناخالص داخلي و خصوصي از آن خود مي‌كند. همچنين در اين جدول سهم متغيرهاي موجود در الگوي دوم را در تغيير اشتغال كل، در اثر شوك مثبت هر كدام از متغيرها مي‌بينيم. در دوره اول تمام تغيرات مربوط به خود متغير است. با افزايش دوره‌ها سهم خود متغير كم مي‌شود، ولي ميزان كاهش سهم اين متغير ازميزان كاهش مصرف خصوصي بسيار كمتر است؛ بگونه‌اي كه در دوره پنجم، هنوز 85 درصد تغييرات، مربوط به خود متغير مي‌باشد و تنها كمتر از15 درصد تغييرات بر عهده ساير متغيرهاست كه سهم LEEPMG از اين سهم 6 درصد؛ سهم LTAX 2/4 درصد، سهم هزينه‌هاي عمراني 8/2 درصد و سهم نرخ بهره 2 درصد مي‌باشد كه بجز مالياتها سهم ساير متغيرها حتي با افزايش دوره‌ها نيز چندان تغييري نمي‌كند.»

جدول5. تجزيه واريانس متغيرهاي مصرف خصوصي و اشتغال

متغير

افق زماني

در اثر شوك

LCPC

LEMP

LGDPMG

LTAX

LJARY

LOMRAY

RIR

LCPC

 

 

 

1

5

10

20

100

85/5

5/59

1/63

-

-

-

-

0

8/36

3/37

3/31

0

3/2

05/1

44/3

0

4/1

68/0

4/0

-

-

-

-

0

85/0

58/0

84/0

LEMP

 

1

5

10

20

-

-

-

-

100

85

4/64

52

0

6

6

0

2/4

4/24

7/5

-

-

-

3/38

0

8/2

5/2

4/1

0

2

1

5/0

منبع: براساس خروجي Eveiws خلاصه و گزارش شده است.

نتيجه‌گيري

بررسي روابط بلندمدت بين مصرف و اشتغال و متغيرهاي سياست مالي نشان مي دهد كه رابطه بلندمدت ميان اين متغيرها وجود دارد؛ بگونه‌اي كه مصرف در اثر افزايش هزينه‌هاي جاري دولت افزايش و در اثر افزايش مالياتها كاهش مي‌يابد كه كليت اين رابطه در قالب بردار نرمال شده(18) معني‌دار مي باشد. در كوتاه‌مدت و ميان مدت نيز مصرف در برابر شوك مثبت مخارج دولت افزايش مي‌يابد كه در كوتاه‌مدت اين واكنش شديدتر است. پارامترهاي كوتاه‌مدت نيز كه در جدول(4) نشان داده شده است، بيانگر اين نكته مي‌باشد كه افزايش مخارج دولت در وقفه‌هاي يك و دو، اثر معني‌داري بر مصرف دارد. شايان ذكر است كه نرخ بهره،‌ اثر معني‌داري بر مصرف ندارد. اين نتيجه را ما از قسمت (e) شكل (1) گرفته‌ايم. همانگونه كه در قسمت مذكور مشاهده مي‌شود مصرف، واكنش معني‌داري از خود در برابر شوك مثبت مخارج دولت- كه سبب افزايش نرخ بهره‌ مي‌شود- كاهش پيدا نكند. به بيان دقيق‌تر اثر گذاري سياستهاي مالي، براساس پيش‌بيني تئوري  كينزي است. اشتغال كل هم با افزايش هزينه‌هاي عمراني دولت افزايش پيدا مي‌كند ولي در برابر شوك منفي مالياتي (افزايش مالياتها) واكنش معني‌داري از خود نشان نمي‌دهد. نكته‌اي كه بايد در اينجا بدان اشاره كرد اين است كه دو متغير مصرف و اشتغال در برابر افزايش هزينه‌هاي دولت، افزايش مي‌يابند و در واقع واكنش اين متغيرها در كوتاه مدت براساس پيش‌بيني تئوري كينزي مي باشد و همچنين نشانه‌اي از اينكه اين دو متغير مخالف يكديگر حركت كنند، ديده نمي‌شود. به عبارت ديگر مصرف، هنوز از كانال ثروت- آنگونه كه تئوري‌هاي نئوكلاسيكي و ادوار تجاري واقعي بحث مي‌كنند. متاثر نمي‌شود و دليل اين موضوع را بايد در اين عدم واكنش مصرف، نسبت به شوكهاي نرخ بهره جستجو كرد.

فصلنامه پژوهشنامه اقتصادي علمي پژوهشي

پژوهشكده امور اقتصادي

سال چهارم: شماره چهارم- زمستان 1383 شماره15

نويسنده: مهدي تقوي- ابراهيم رضايي

اين نشريه بر اساس تاييديه شماره 625/2910/3 مورخ 25/6/1383 كميسيون بررسي نشريات كشور حائز شرايط دريافت درجه علمي پژوهش شناخته شد و زير نظر انجمن بازرگاني ايران منتشر مي شود.

عوامل موثر بر رشد اقتصادي ايران

مقدمه

تنوع و تكامل الگوي رشد اقتصادي،‌به رغم آنكه نويدبخش افزايش توان بشر در دست‌يابي به علت‌هاي اصلي رشد اقتصادي است، اما ممكن است براي كشورهاي در حال توسعه- كه ساختار آنها از نظر سطح توسعه يافتگي، با ساختار كشورهايي كه اين تئوري‌ها در آن‌ها تكامل يافته است- تفاوت بسياري دارد؛ زيرا كه انتخاب يك نظريه رشد از ميان انواع نظريه‌هاي متعدد، نمي‌تواند به سادگي صورت پذيرد، و اين امر نيازمند اجراي پژوهش و بررسيهاي عديده‌اي است، تا امكان انتخاب مناسب‌ترين الگو فراهم شود. بنابراين، براي ايران – كه در شمار كشورهاي در حال توسعه قرار دارد- انجام چنين پژوهش‌هايي براي شناسايي موثرترين عوامل رشد اقتصادي اجتناب‌ناپذير است.

اين مقاله نيز در معرفي مؤثرترين عوامل رشد اقتصادي در ايران است،‌ براي دستيابي به اين هدف، در مقاله ابتدا به اختصار به تحول نظريات رشد اقتصادي پرداخته مي‌شود و سپس راجع به متدولوژي، هدف و فرضيات و مدل رشد مورد استفاده بحث خواهد شد و در ادامه، با معرفي انواع برآوردهاي به عمل آمده در سطوح كلان و بخشي، ضرايب به دست آمده تحليل و تفسير مي‌شود و توصيه‌هاي سياستي كاربردي نيز بيان مي‌گردد.»

 

 

1. نظريات رشد اقتصادي

«شناسايي عوامل رشد، از ديرباز يكي از موارد بحث صاحبنظران و نظريه‌پردازان اقتصاد بوده است، سير نظريه پردازي‌ها، نيز همواره مؤيد آن است كه به سرمايه فيزيكي و انساني توجه شده است، اگرچه در مراحل آغازين، در كنار سرمايه فيزيكي، نيروي كار مورد توجه و تحليل قرار مي‌گرفت و در تحليل‌هاي كمي، ضرايب تاثير آنان برآورد مي‌شد. با وجود اشاره به نقش آموزش، پژوهش و تكنولوژي و فناوري در تحليل‌هاي كمي، تكنولوژي فقط به عنوان يك متغير برونزا مورد توجه قرار گرفته و بازدهي نسبت به مقياس نيز، ثابت فرض‌شده و در تعيين سهم عوامل توليد از بازدهي، هيچ سهمي براي فناوري قايل نمي‌شدند.»

«از اوايل دهه 1960، در تبيين رشد اقتصادي آمريكا، نظريه سرمايه انساني به عنوان يكي از مؤلفه‌هاي محوري مورد توجه قرار گرفته، و به تدريج مطالعات گسترده‌اي در تبيين نقش عناصر مؤثر در فناوري، اعم از سرمايه انساني، تحقيق و توسعه و نيز اشكال مختلف تشكيل سرمايه انساني، مانند آموزش ضمن كار، صورت گرفت. به همين دليل، امروز موارد متعددي به عنوان عوامل رشد مدنظر قرار مي‌گيرد؛ بنابراين براي تسيهل شرايط انتخاب مؤثرترين آن،‌ ابتدا در قالب جدول شماره(1)، عوامل معرفي شده در نحله‌هاي فكري متفاوت را مرور مي‌كنيم.»

چنانچه در جدول شماره (1) نشان داده شده است، به تناسب موقعيت زماني و يا شرايط محيطي نظريه‌پردازان، به مجموعه‌اي از متغيرها در نظريه‌هاي ارائه شده، اشاره شده است. ولي نكته مهم اين است كه در اوايل دوره پرداختن به مبحث رشد، عواملي مانند بهره‌وري و مهارت نيروي كار،‌ علم و دانش و اندازه دولت دركنار عواملي چون سرمايه فيزيكي و نيروي كار مطرح مي‌شد، بنابراين در مدل‌هاي اوليه تدوين شده در زمينه رشد اقتصادي، فقط سرمايه و نيروي كار مورد توجه قرار گرفته و ساير عوامل متكفل پسماند بوده است، تا اينكه بعدها، مباحث مربوط به سهم و نقش تكنولوژي، فناوري و همچنين مؤلفه‌هاي شكل دهنده آن مانند پژوهش و توسعه، آموزش‌هاي رسمي، آموزش‌هاي ضمن كار، اندازه و حجم دولت، و درجه آزادي تجارت خارجي نيز مورد توجه جدي صاحبنظران قرار گرفت. نكته شايان توجه در اين قسمت، روشن شدن سهم بالاي سرمايه‌انساني در رشد، در مطالعات اخير است. اگرچه در بررسي‌هاي اوليه و كوتا‌ه‌مدت، فرض برونزا بودن متغيرهاي مربوط به فناوري و سرمايه انساني منطقي

به نظر مي‌رسيد؛ اما امروزه اتكا به اين فرض، نوعي فاصله گرفتن از واقعيت‌ها تلقي مي‌شود،‌ بنابراين در مطالعات اخير به تعميم عوامل اصلي و مؤثر رشد اقدام شده است. و در ادامه، نيز به معرفي مدل‌هاي رشد درون‌زا و مدل توانايي اجتماعي پرداخته مي‌شود.

مدل‌هاي رشد درون‌زا  

«در مدل‌هاي نئوكلاسيكي، نرخ پيشرفت تكنولوژي به صورت برون‌زا در نظر گرفته‌ شده است، تكنولوژي نيز به عنوان كالاي عمومي خالص محسوب مي‌شود؛ اما در برخي از مطالعات تجربي، برون‌زا بودن عامل تكنولوژي در فرآيند رشد پذيرفته نشد،‌ بدين روي بررسي عوامل مؤثر در رشد، به پيدايش نظرياتي منتهي شد كه امروزه به عنوان مدل‌هاي رشد درون‌زا شهرت دارند.»

«رومر(1994) با انعكاس شواهد تجربي، به بيان حقايق پنج‌گانه اي مي‌پردازد كه به تعبير وي و روبرت لوكاس(1988) اعتقاد به برون‌زا بودن تغييرات تكنولوژيكي و دسترسي يكسان كشورهاي جهان به فرصت‌هاي تكنولوژيك، موجب شده است حقايقي مانند درون‌زا بودن نرخ جمعي اكتشاف و وجود سود انحصاري ناشي از كنترل اطلاعات،‌ مورد توجه قرار نگيرد،‌ در صورتي كه در مدل‌هاي رشد درون‌زا، حقايق مورد نظر رومر بطور كلي مورد توجه قرار گرفته و در مدل گنجانده مي‌شود.»

«البته به خاطر تاكيد شومپيتر بر اهميت قدرت انحصاري موقت به عنوان نيروي محركه فرآيند نوآوري، گاهي به اين مدل‌ها، مدل‌هاي نئوشومپيتري نيز گفته مي‌شود.»

در مطالعات جديد، عامل تكنولوژي به صورت جدي به عنوان عاملي درون‌زا،‌ مورد توجه قرار گرفت. الگوهاي رشد درون‌زاي معرفي شده،‌ تنوع زيادي دارند؛ ليكن در قالب دو دسته‌كلي؛ با عناوين مدل‌هاي AK و R&D طبقه‌بندي مي‌شوند.

مدل‌هاي رومر (1987)، ريلو (1991و1987)، بارو (1991-ب) و بن جيب و جوانويس (1991) مدل‌هاي AK نام گرفته، كه نخستين مدل‌هاي رشد درون‌زا محسوب مي‌شوند و روي بازده ثابت – نسبت به سرمايه با تعريفي كلي زا سرمايه – متمركز شدند.

يكي از بحث‌هاي مؤثر اخير نظريه‌پردازان رشد اقتصادي، حصول پيشرفت فناوري، ناشي از تلاش براي اختراع و ابداع است، كه با حداكثرسازي سود فردي تامين مي‌شود. به همين دليل، پيدايش هر ابداعي، بهره‌وري  را افزايش داده و منبع رشد بلندمدت شده است، كارهاي رومر، (1990- الف، 1991- ب)، آگهين و هريت (1992) به مدل‌هايي مربوط مي‌شود كه رشد بلندمدت را با تمركز روي پيشرفت فناورانه و پژوهش توسعه توضيح مي‌دهد.

در اين مدل‌ها، توليد به مراتب از ميزان داده شده نيروي كار مؤثر و سرمايه در الگوي نئوكلاسيك – كه در آن تكنولوژي و دانش فني به عنوان عامل داده شده محسوب مي‌شود فراتر است؛ بنابراين در اين نوع مدل‌ها، كه در آن دانش فني متغيري درون‌زاست، بخش R&D نيز به مدل اضافه مي‌شود و تابع توليد تكنولوژي نيز ارائه مي‌گردد.

«آرو (1961) با طرح مدل عمل كن و بياموز معتقد است كه كسب دانش و آموختن براساس تجربه مي‌تواند، بهره‌وري در و نهايت روند توليد را بهبود بخشد. او با انتخاب سرمايه‌گذاري ناخالص تراكم يافته به عنوان شاخص تجربه، توانست الگوي رشد كاملي تدوين كند. در اين الگو، تمامي سرمايه‌گذاري‌هاي قبلي اعم از اتمام شده و يا در حال اتمام، به دليل تجربه‌اي كه براي ما باقي گذاشته‌اند، در روند توليد جاري سهمي خواهند داشت، در اين صورت وقتي عمل‌كن و بياموز، يكي از منابع پيشرفت تكنولوژي باشد، نرخ ذخيره دانش فني نه فقط به نسبت استفاده از منابع اقتصادي در R&D وابسته است،‌ بلكه به ميزان توليد دانش فني جديد از طريق فعاليت‌هاي انجام شده اقتصادي نيز بستگي دارد.»

مطالعات اخير مدل‌هاي رشد نشان مي‌دهد كه سرمايه انساني يكي از منابع مهم رشد در بلندمدت است و به همين دليل به عنوان يك داده مستقيم در تحقيقات رومر(1990) و يا به عنوان عامل خارجي مثبت در بررسي‌هاي مورفي، تامورا (1990) و لوكاس (1980) نيز مورد استفاده قرار گرفته است.

اثر توانايي اجتماعي بر رشد      ‌

«متغيرهاي كلان اقتصادي مانند توليد يك كشور با تاثير‌پذيري از عوامل متعددي تغيير مي‌كند، به همين دليل علاوه بر متغيرهاي ذكر شده، مي‌توان به عواملي مانند ساختار اجتماعي،‌ نهادهاي دموكراتيك،‌ باورها و رفتارهاي فرهنگي،‌ سطح آموزش و درجه آزادي تجارت خارجي اشاره داشت، از آنجا كه اين عوامل داراي خاصيت انباشت شده تدريجي هستند و در افزايش بهره‌وري ناشي از استفاده از موجود توليد وافزايش سطح فراگيري انتقال فناوي، نقش بسيار مهمي دارند، بايد به عنوان متغيرهاي توليد در چارچوب مدل‌هاي رشد اقتصادي مورد بررسي قرار گيرند. به عبارت ديگر، در اين زمينه باور بر اين است كه بايد توانايي اجتماعي و تاثير آن بر رشد نيز مورد بررسي قرار  گيرد؛ زيرا كه افزايش توانايي اجتماعي، به افزايش قابليت‌ها و سپس به افزايش رشد اقتصادي و كاهش شكاف فناوري با وضعيت پايدار منتهي مي‌شود.»

به زبان ديگر مي‌توان گفت كه توانايي اجتماعي، موجب صرفه‌جويي در استفاده از سرمايه فيزيكي و سهولت بهره برداري از منابع طبيعي مي شود و منافع ناشي ازسرمايه‌گذاري را ازطريق سرمايه گذاري انساني و نيز تسهيل شرايط انتقال فناوري با افزايش درجه آزادي تجارت خارجي و بهره‌مندي از سر ريز تحقيق و توسعه در ساير كشورها افزايش مي‌دهد.

همچنين مي‌توان گفت توانايي اجتماعي، محصول رابطه مكملي از انواع سرمايه فيزيكي و انساني است؛ به طور كه سرمايه‌گذاري انجام شده در زمينه مراقبت‌هاي بهداشتي اوليه، و تغذيه مناسب، توانايي كودكان را براي يادگيري و سپس با يك فاصله مورد انتظار، توانايي حضور در بازار كار را افزايش مي‌دهد؛ به عبارتي سرمايه‌گذاري در منابع انساني، به خصوص در آموزش‌هاي پايه،‌ پژوهش، مراقبت‌هاي اوليه بهداشتي و تغذيه و نيز آسان‌سازي شرايط مبادلات و بازرگاني بين‌المللي، در كنار انباشت سرمايه‌فيزيكي، در تعامل با هم، مي‌توانند زمينه فرآيند رشد اقتصادي را سرعت بخشند.

«همانگونه كه قبلاً‌ ذكر شد عوامل متعددي در تعيين توانايي اجتماعي يك كشور مؤثر بوده است؛ يكي از اين عوامل اطلاعات است كه فقدان آن انتخاب را محدود مي‌كند. به اين دليل از نماگر ذخيره سرمايه ‌انساني استفاده مي‌شود. بيشتر بودن ذخاير سرمايه انساني امكان تطبيق و جذب محصولات يا انديشه‌هاي موجود در نقاط ديگر را آسان‌تر مي‌كند. عامل بالقوه ديگر تعيين كننده سطح توانايي اجتماعي، ميزان يكپارچگي يا ادغام در اقتصاد جهاني است كه متاسفانه به دليل نبود اطلاعات،‌ تنها عامل تعيين كننده توانايي اجتماعي محسوب مي‌شوند و در مطالعات تجربي نيز مي‌توان به بررسي آنها پرداخت. در ادامه به اختصار شواهد مربوط به ميزان يكپارچگي (ادغام) در اقتصاد جهاني و ذخيره سرمايه انساني و اثر آن بر رشد اقتصادي بطور كلي مورد بررسي قرار خواهد گرفت.»

بازرگاني و توانايي اجتماعي

عامل بالقوه تعيين كننده سطح اجتماعي يك كشور، ميزان يكپارچگي يا ادغام آن در اقتصاد جهاني است. در مورد اين كه چرا مشاركت بيشتر در بازرگاني بين‌المللي رشد را تقويت مي‌كند، استدلال‌هاي زيادي مطرح شده است. نخست؛ عموماً باور بر اين است كه انتقال بين‌المللي فناوري با جريان بازرگاني ارتباط دارد. واردات كالاها و خدمات توليد شده از سوي طرف‌هاي تجاري، استفاده مؤثر از منابع موجود در كشور واردكننده را سبب مي‌شود و در نتيجه سطح‌بهره‌وري آن كشور را بالا مي‌برد. دوم؛ استدلال آشكاري وجود دارد كه هرچه بخش‌هاي بيشتري از اقتصاد در معرض رقابت‌ بين‌المللي قرار گيرند،‌ ميزان برخورد  با فناوري برتر و فشار براي اتخاذ و تطبيق فناوري جهت حفظ قدرت رقابتي بيشتر خواهد بود (بامول، 1986، آلم، 1955) استدلال مي‌كند در كشورهايي كه مردم به تغيير عادت دارند، انديشه‌هاي جديد با سرعت بيشتري پذيرفته خواهند شد،‌ در حاليكه در كشورهاي منزوي جذب سريع انديشه‌هاي نوين محتمل نيست.

«ريورا- باتيز و رومر (1991) در يك الكوي رشد درون‌زا پا را فراتر نهاده و دلايل ديگري را در اين مورد كه چرا مشاركت بيشتر در اقتصاد جهاني باعث تقويت رشد بلندمدت مي‌شود را مطرح مي‌سازند. نخست، كشورهايي كه ادغام بيشتري در اقتصاد دارند، در مقايسه با كشورهاي منزوي‌تر، از احتمال دسترسي بيشتر به دانش برخوردارند. در الگوي آنها  اندوخته‌هاي دانش بر نرخ رشد دانش نوين تاثير مي‌گذارد و اين به نوبه خود باعث نرخ رشد بلندمدت بالاتر خواهد شد. دوم، بهبود گسترش فناوري در اثر بازارهاي داخلي؛ بلكه در پهنه جهاني وادار مي‌كند. اين نيز از دوباره كاري پژوهش‌هاي صنعتي كه نوآوري چنداني ندارد، خواهد كاست»

در مجموع استدلال مي‌شود كه بازرگاني بين‌المللي ممكن است بطور مستقيم و غيرمستقيم رشد بهره‌وري را در يك كشور تقويت كند. منافع مستقيم افزايش بازرگاني بين‌المللي ناشي از بهره‌برداري بيشتر از برتري‌هاي نسبي و تحقق صرفه جويي‌هاي ناشي از مقياس توليد، همراه با افزايش دسترسي به فرآورده‌هاي واسطه‌اي ناشي مي شود. منافع غيرمستقيم نيز در اثر نقش بازرگاني بين‌المللي در تعيين توانايي اجتماعي يك كشور براي رسيدن به سطح كشورهاي پيشرفته حاصل مي‌شود، طبق اين فرضيه هرچه ميزان ادغام كشوري در اقتصاد جهاني بيشتر باشد، از نظر اجتماعي توانايي آن كشور در رسيدن به سطح كشورهاي پيشرفته بيشترخواهد بود. اثرات غيرمستقيم، به وسيله نرخ رشد فشردگي بازرگاني و   اثرات غيرمستقيم با استفاده از ميانگين فشردگي بازرگاني، طي دوره مورد مطالعه OP نشان داده مي‌شود.

سرمايه انساني و توانايي اجتماعي 

«در ادبيات رشد اقتصادي، نقش‌هاي متعددي براي سرمايه انساني مطرح شده است. نخست از آن اغلب به عنوان يك عامل جداگانه توليد ياد مي‌شود، مانند آثار منكيور، رومروويل (1992)، دوم منبع و منشاء فعاليت‌هاي نوآورانه و در نتيجه نهاده مهمي در پي‌ريزي دانش پايه (نلسون و فلپس، 1966، ورس پاگن، 1991)است. سوم، اندوخته يا ذخيره بيشتر سرمايه انساني، امكان جذب فرآورده‌ها و انديشه‌هاي كشف شده در جاهاي ديگر را براي كشور آسان‌تر و در نتيجه امكان بهره‌برداري بهتر از توان بالقوه رشد را فراهم مي‌سازد (نلسون و فلپس، 1966، استرلين، 1981، آبراموتيز، 1986)؛ چهارم؛ سرمايه انساني ممكن است اثرات خارجي مثبتي داشته باشد؛ به اين معنا كه سرمايه انساني يا دانش يك كارگر ممكن است بهره‌وري همكاران وي را افزايش دهد.(لوكاس، 1988)»

مروري بر مطالعات تجربي

در اين قسمت برخي از مطالعات تجربي انجام شده در زمينه مدل‌هاي رشد، به خصوص مدل‌هاي رشد درون‌زا، مورد بررسي قرار مي‌گيرد. بديهي است بررسي مطالعات تجربي در كنار مباحث نظري، مي‌تواند كمك شايان توجهي در تشخيص متغيرهاي مناسب و همچنين تدوين مدل بهينه محسوب مي‌شود. بنابراين دراين بخش به برخي از اين مطالعات تجربي انجام شده در چارچوب مدل هاي رشد اشاره مي‌شود، مطالعاتي كه در آنها اثرات سرمايه انساني، تئوري عمل كن- بياموز،‌ درجه بازي اقتصاد و سياست‌هاي دولت در رشد اقتصادي مورد آزمون قرار مي گيرد.

«نايت، ديلانووا، لوگازا در سال (1992) در ادامه كار(1992) مانكيو، ويل و رومر با استفاده از تكنيك داده‌هاي تابلويي و استفاده از داده‌هاي بين كشوري و سري‌هاي زماني براي نود و هشت كشور صنعتي و در حال توسعه در دوره 85-1960، اهميت سرمايه انساني و سرمايه‌گذاري عمومي، در رشد اين كشورها را مورد مطالعه قرار دادند. آنان نتيجه‌گيري كردند كه با واردكردن درجه آزادي تجارت خارجي و سطح هزينه‌هاي زيربناي اقتصادي در معادله تخمين مدل رشد، اثر سرمايه‌گذاري عمومي در فرآيند رشد، افزايش مي يابد كه اين موضوع بر افزايش كارايي سرمايه‌گذاري  دلالت دارد و در سايه آزادسازي رژيم تجاري و تغيير ساختارهاي زيربنايي حاصل خواهد شد، به ويژه براي كشورهاي در حال توسعه، سرمايه‌گذاري در سرمايه انساني، زماني كه درجه آزادي تجارت خارجي افزايش يابد و تغيير ساختارهاي زيربنايي انجام پذيرد، اهميت ويژه‌اي مي‌يابد، آنان همچنين نشان دادندكه محدوديت‌هاي تجارت مانند افزايش تعرفه‌هاي واردات كالاهاي سرمايه‌اي و واسطه‌اي تاثير منفي بر رشد دارد اين موضوع در كشورهاي در حال توسعه اهميت بيشتري مي‌يابد؛ به طوري كه تعرفه بالا و محدودشدن ورود كالاهاي سرمايه‌اي و واسطه‌اي از عوامل مهم عدم ورود تكنولوژي به اين كشورهاست.»

«ديويد كويي، ال هاتن هيلپمن و اكساندر هاف مستر در سال 1994 با انتشار مقاله‌اي، نتيجه بررسي خود در زمينه اثر تحقيق و توسعه (R&D) در كشورهاي صنعتي، بر بهره‌وري در كشورهاي در حال توسعه‌اي كه با آنها رابطه تجارت دارند را منتشر كردند مطالعه مذكور، در پي بيان اين مطلب است كه كشورهاي در حال توسعه از طريق تجارت بين‌الملل از R&D كشورهايي صنعتي منتفع مي‌شوند. از آنجا كه نزديك به 92 درصد تحقيق و توسعه جهان در سال 1991، و در كشورهاي گروه 7 انجام گرفت، بررسي اين فعاليت‌ها، روي رشد اقتصادي وبهره وري كشورهاي در حال توسعه شريك تجاري كشورهاي صنعتي حائز اهميت فراواني است.»

براساس نتايج اين مطالعه، نشت تحقيق و توسعه از شمال ب جنوب، به خصوص از آمريكا صورت مي‌گيرد كه مهمترين شريك تجاري كشورهاي صنعتي با بسياري از كشورهاي در حال توسعه است. در كشورهاي آمريكاي لاتين – چون ارتباط تجاري بيشتر با آمريكا دارند، بهره‌وري، بيشتر تحت تاثير R&D آمريكا، و در كشورهاي آمريكايي، به دليل ارتباط تجاري بيشتر با اروپا، بهره‌وري آن كشورها بيشتر تحت تاثير R&D كشورهاي اروپايي است، بر اساس برآوردهاي آماري يك درصد افزايش در انباشت سرمايه R&D آمريكا، متوسط بهره‌وري كل هفتادو هفت كشور در حال توسعه را حدود 4% درصد افزايش مي‌دهد، همچنين يك درصد افزايش در انباشت سرمايه R&D ژاپن، آلمان، فرانسه و انگلستان، بهره‌وري كل كشورهاي درحال توسعه را بين 5% تا 1% درصد افزايش مي دهد. لذا با توجه به يافته مذكور مي‌توان گفت تفاوت‌هاي منطقه‌اي مهمي در نشت تحقيق و توسعه وجود دارد.

در اين مطالعه، با تاييد مدل‌هاي نظري اخير رشد اقتصادي در زمينه نقش برجسته تجارت در كاهش شكاف تكنولوژيكي كشورهاي درحال توسعه با كشورهاي صنتعي از طريق نشت فعاليت‌هاي R&D ، اين نتيجه به‌ دست آمده است كه نشت تحقيق و توسعه از شمال به جنوب قابل توجه است؛ بطوري‌كه اثرات نشت تحقيق و توسعه كشورهاي صنعتي در سال 1990 امري ممكن است، همچنين در اين مطالعه، اين نتيجه به دست آمد كه هرچه نيروي كار داخلي آموزش ديده‌تر باشد، بهره‌وري، بيشتر افزايش مي‌يابد.

در عين حال تاكيد شده است كه اين اثربخشي از طريق تجارت بين‌الملل صورت مي‌گيرد كه كانال مهمي براي R&D انجام گرفته در كشورهاي صنعتي به كشورهاي در حال توسعه شريك تجاري است.

«مطالعه جيمز ريمو يكي از مطالعات انجام شده در زمينه نقش سرمايه انساني در رشد اقتصادي ژاپن،‌ با استفاده از اطلاعات دوره زماني 1970- 1991 كوشيد تا سهم سرمايه انساني را در توليد ناخالص داخلي يا رشد اقتصادي بسنجد، او نتيجه گرفت كه مخارج صرف شده در آموزش و متوسط سال‌هاي تحصيل نيروي كار، به عنوان دوشاخص سرمايه انساني، تاثير مثبت و معني‌داري بر رشد اقتصادي ژاپن داشته است.»

«همچنين مطالعه‌اي تحت عنوان تدوين مدل‌هاي رشد (با تاكيد بر اشتغال) توسط خياباني (1379) در سالهاي 1379- 1378 به اجرا درآمد. در اين مطالعه سعي شد تا با استفاده از رهيافت تابع توليد، منابع رشد در اقتصاد ايران شناسايي شود. براي اندازه‌گيري منابع رشد، كيفيت سرمايه فيزيكي در ايران محاسبه شده و با توجه به عدم امكان محاسبه كيفيت نيروي كار، به دليل محدوديت اطلاعات، تابع توليد برآورد شده نشان داد كه در ايران سهم عوامل توليد به ترتيب براي سرمايه تعديل شده و نيروي كار، 47/0و 53/0 است. در اين مطالعه، همچنين نتيجه‌گيري شده كه عدم سرمايه‌گذاري اصولي براي افزايش كيفيت نيروي انساني و وابستگي شديد اقتصاد به درآمدهاي نفتي در سالهاي پس از پيروزي انقلاب اسلامي، رشد اقتصادي شديداً تابع شوكهاي خارجي بوده و دوره‌هاي ركودي و رونق براساس نوع شوك خارجي معين  مي‌شد.»

«كميجاني و معمارنژاد  در مقاله‌اي با عنوان اهميت كيفيت سرمايه انساني و R&D در رشد اقتصادي، معادلات رشد اقتصادي در كوتاه مدت و بلندمدت را به صورت زير تعريف و برآورد كرده‌اند و نتايج آن به صورت زير است:

معادلات رشد كوتاه‌مدت و بلندمدت براساس مدل برآورد براي اقتصاد ايران به ترتيب زير آمده است:

با توجه به اينكه در مدل‌هاي رشد اقتصادي درون‌زا، نقش قابل توجهي براي سرمايه انساني و انباشت آن در توليد وجود دارد، مي‌توان اهميت اين متغير را در اقتصاد ايران يافت به نحوي كه اثر سرمايه انساني در بلندمدت به مراتب قوي‌تر از كوتاه مدت است.»

اختصاص ضريبي معادل 209/0 به سرمايه انساني (IHC) نشان مي‌دهد كه اين متغير در حد متغير سرمايه فيزيكي داراي تاثيراتي بر رشد اقتصادي است.

با توجه به ضرايب متغيرهاي اصلي مدل، مي‌توان در خصوص وضعيت بازده به مقياس و نيز انطباق حاصل جمع آنها به خصوصيات مدل رشد اقتصادي درون‌زا، اظهارنظر كرد. اگر در اينجا فقط سه متغير LL و LK و LHC را در نظر بگيريم حاصل جمع ضرايب اين سه متغير در بلندمدت (309/0+ 236/0+ 431/0) معادل 876/0 خواهد بود در اين صورت، بازده به مقياس نزديك به بازده به مقياس ثابت نشان داده مي‌شود؛ اما واقعيت اين است كه نفت به عنوان يكي از منابع داخلي كشور در اختيار اقتصاد ايران است كه مي‌توان از آن به عنوان يكي از عوامل و منابع داخلي توليد استفاده كرد، بنابراين در اينجا ضريب متغير صادرات نفتي يا LXOILR را به همراه سه متغير ديگر در نظر گرفته‌اند كه در اين شرايط حاصل جمع ضرايب اين متغيرها در بلندمدت (338/0+ 209/0+236/0+431/0) معادل 214/1 بوده و نشان از بازده به مقياس صعودي دارد و اين خاصيت با مشخصه اصلي مدل‌هاي رشد اقتصادي درون‌زا نيز مطابقت دارد.

«بر اساس مطالعه ديگر انجام شده در سال 1383 در چارچوب نظري مدل سرمايه انساني رشد درون‌زا و نيز مطالعه سال 2001 ديوتا احمد كه  متغير آزادسازي تجاري به مدل لوكاس تعميم داده شد، درمؤسسه مطالعات و پژوهش‌هاي بازرگاني، با توجه به ضرايب تخميني براي نهاده سرمايه فيزيكي، نيروي كار و سرمايه انساني به ترتيب 4/0، 58/0و 38/0 نتيجه‌گيري شده است كه اثر نهاده سرمايه انساني تقريباً برابر اثر سرمايه فيزيكي است.»

در مطالعات مورد اشاره نكات زير به گونه‌اي شايسته مورد توجه قرار نگرفت:

1. به رغم اينكه در مطالعات اخير رابطه مكملي نيروي انساني متخصص،‌ ماهر و فناوري سرمايه بر كاملاً تاييد شد، اما در مطالعات انجام شده اين نكته مورد توجه قرار نگرفت.

2- با اينكه سرمايه انساني به واسطه تاثير مثبتي كه بر توانمندي‌هاي انساني دارد شامل سرمايه‌گذاري در پژوهش  مي‌شود؛ اما در مطالعات بررسي شده، فقط سرمايه‌گذاري در آموزش، به عنوان سرمايه‌ انساني مورد توجه قرار گرفت.

3- مطالعات انجام شده، اغلب در سطح كلان بوده‌اند، در صورتي كه براي تشخيص بهتر سهم سرمايه انساني بررسي در سطح بخشي و يا حتي تفضيلي‌تر مناسب‌تر به نظر مي‌رسد.

اندازه‌گيري سهم عوامل در رشد اقتصادي ايران

اندازه‌گيري بر اساس روش اقتصاد سنجي و يا الگوي يك سطحي

در اين قسمت به بررسي سهم عوامل در رشد اقتصادي پرداخته مي‌شود و همان طور كه اشاره شد، تئوري رشد نئوكلاسيك از تابع توليد زير آغاز گرديد.

(3)                                            yt =At kta Lt1-a

و سپس بر اساس چارچوب نظريه‌هاي رشد درون‌زا، رابطه بالا به روابط ديگري مبدل مي‌شود.

در اين مقاله با تكيه بر مباحث نظري و نيز متناسب با ساختار اقتصاد ايران و همچنين ضرورت‌هاي ناشي از محاسبه سهم عوامل توسعه انساني در رشد اقتصاد، فرم تابع، به صورت گسترده‌تري در نظر گرفته مي‌شود؛ تا امكان محاسبه سهم ساير عوامل، نشان دهنده كيفيت عوامل و نيز عوامل جديدي مانند تحقيق و پژوهش و درجه آزادي تجارت خارجي در رشد اقتصادي ايران فراهم شود. بدين روي در قالب فرم تابع توليد كاب- داگلاس تعميم يافته و نيز ملحوظ كردن متغيرهايي مانند شاغلين با درجه تحصيلي آموزش عالي، انباشت سرمايه پژوهشي و درجه باز بودن اقتصاد به عنوان متغيرهاي نماگر تحول سرمايه انساني، در كنار انباشت سرمايه فيزيكي و همچنين نيروي كار، فرم كلي تابع توليد به صورت زير انتخاب شد.

«چنانچه ملاحظه مي‌شود، تابع مورد نظر از نوع، تابع تولي كاب- داگلاس تعميم يافته است كه اين فرم تابعي نخست آنكه؛ متضمن قيد بازدهي ثابت نسبت به مقياس نيست و دوم؛ جانشيني كامل كار و سرمايه (كه در شرايط كنوني اقتصادي فرضي واقعي نيست) درآن به عنوان محدوديت، خود را تحميل نمي‌كند و سرانجام؛ محدود به دو متغير نيست، ويژگي بعدي اين تابع، امكان محاسبه سهم كيفيت عوامل را در رشد فراهم مي‌كند.»

دستيابي به مزيت‌هاي مذكور، محدوديت‌هايي را نيز به وجود مي‌آورد كه ازجمله محدوديت‌هاي تعيين كننده، عدم توليد و محاسبه آمارهاي مورد نياز توسط مراجع و مراكز آماري كشور اشاره كرد؛ به عنوان مثال آمارهاي سري زماني متغيرهايي مانند موجودي سرمايه، نيروي كار شاغل، موجودي سرمايه آموزشي، به همين دليل، آمار سري زماني نيروي كار و موجودي سرمايه از محاسبات امنيتي 1379 اقتباس شده است و ساير متغيرهاي مورد نياز كه آمارهاي سري زماني آنها منتشر نمي‌شود- با استفاده از آمارهاي رسمي محاسبه شده است. اين آمارها عبارتند از:

- انباشت سرمايه آموزشي؛

- انباشت سرمايه پژوهشي؛

- درجه آزادي تجارت خارجي.

با داشتن آمارهاي سري زماني متغيرهاي مورد نظر، تابع توليد شماره (11) براي دوره زماني 80-1353 مورد برآورد قرار گرفته است.

در روش برآورد تابع فوق، با توجه به مباحثي كه در دهه‌هاي اخير در زمينه اقتصادسنجي در مورد ويژگي‌هاي سري‌هاي زماني مورد استفاده در مطالعات، داشته است و همچنين، با توجه به اينكه مانايي سري‌هاي مورد استفاده قابل قبول واقع شد، تفاضل لگاريتمي متغيرهايي مورد استفاده قرار گرفت كه خواص مانايي را در آزمون‌هاي ريشه واحد برآورده مي‌سازد. انجام آزمون‌هاي بالا، دلالت بر صحت اين مدعا دارد؛ چرا كه قبل از انجام هر نوع برآورد، آزمون‌هاي مربوط براي حصول اطمينان از ويژگي‌هاي آمارهاي سري زماني استفاده كرد. بنابراين توضيح اين نكته نيز ضروري است كه به دليل وجود برخي از سري‌هاي با ريشه واحد، با ارزيابي ريشه U(t) اين نتيجه حامل شد كه آمارها از اين جهت از هيچگونه اشكالي برخودار نيست، لذا مي‌توان با اتكا به روش‌هاي سنتي(O.L.S) به برآورد توابع موردنظر اقدام كرد. با اين وجود سعي شده است از روش تجربي تغيير دروه زماني با يك سال تغيير، استفاده شود، كه اين روش نيز مؤيد ثبات و مانايي بوده است؛ چون به رغم تغيير دوره زماني، وضعيت متغيرها از نظر معني‌دار بودن تغييري نكرده است و حتي ضرايب نيز از تغيير چنداني برخوردار نبوده است.

جدول شماره(2) نتايج برآورد الگوهاي متفاوت تابع توليد كاب- داگلاس تعميم يافته را نشان مي‌دهد. الگوهاي جدول مذكور، الگوهايي هستند كه پس از انجام آزمون‌هاي متقاوت به صورت نهايي درآمدند. در اين جدول ، به جز ضريب عرض از مبدأ كه در برخي موارد تأييد نشده است، بقيه ضرايب حاصله در حد بسيار بالايي، (برخي از موارد بيشتر از 99 درصد) معني‌دار هستند. از بين شش الگوي معرفي شده الگوي ششم،‌ مناسب‌ترين الگوست، به همين دليل ما در اينجا به تفسير ضرايب آن مي‌پردازيم. قبل از تفسير چند نكته كلي مورد اشاره قرار مي‌گيرد:

1. مجموع ضرايب در تمامي الگوها بيشتر از يك است.

 2.  درالگوهايي كه ضريب متغير مربوط به انباشت سرمايه پژوهش معني‌دار بوده است، مقدار ضريب زياد و قابل توجه است و از اين جهت، رتبه اول را دارابوده و با توجه به ساختار فعاليت‌هاي پژوهشي و جريان كاربرد يافته‌هاي آن، وقفه زماني پنج‌ساله نيز قابل قبول مي‌نمايد.

3. متغير I,L,G,L كه نماگر آمار نيروي كار بدون تحصيلات دانشگاهي، در يك الگو (الگو پنجم) داراي علامتي مخالف انتظار (منفي 3/1) و در دو الگو ديگر (الگوهاي ششم و هفتم) بي‌معني بوده و آزمون برابري صفر ضرايب آن در دو الگوي اخير نيز تاييد شده است.

4. ضريب متغير مربوط به نيروي كار داراي تحصيلات دانشگاهي (LHGL) در همه الگوها، بيشتر از دو برابر ضريب حاصله براي موجودي سرمايه فيزيكي است.

رتبه‌بندي عوامل

در يك نگاه اجمالي به ضرايب متغيرهاي معادله زير مي‌توان فهميد بالاترين نقش به انباشت سرمايه پژوهشي و نيروي كار با تحصيلات دانشگاهي سپرده شده است.

(5)                LGDP = -25/027+ 0/497LK+ 1/0013LHGL+0/251LOP+1/34LSR(-5) 

                                    (22/3)    (41/6)             (7/7)   (096/9)         (263/5)        

DW = 2/31                              R2 = 0/98            

در الگوي بالا (الگوي منتخب) رتبه عوامل به شرح زير است:

1. انباشت سرمايه پژوهشي با وقفه زماني 5        با ضريب 34/1 

2. نيروي كار با تحصيلات دانشگاهي               با ضريب 0013/1       

3. موجودي سرمايه فيزيكي                 با ضريب 497/0

4. درجه آزادي تجارت خارجي           با ضريب 251/0

نتيجه حاصله در زمينه انباشت سرمايه پژوهشي، با نتايج مطالعات محسن نظري (1375)، حميدزاده (1370) و ابولفضل شاه‌آبادي (1380) همسويي نزديكي دارد.

رتبه‌هاي حاصله، نشانگر ضرورت آرايش اولويت‌بندي در تخمين منابع در جهت پژوهش و توسعه نيروي كار با تحصيلات دانشگاهي است؛ زيرا كه اگر يك درصد در انباشت سرمايه پژوهشي افزايش يابد. 34/1 درصد (يعني بيشتر از ميزان افزايش ايجاد شده در انباشت سرمايه پژوهشي) توليد ناخالص داخلي افزايش مي‌يابد. به همين طريق در زمينه نيروي كار با تحصيلات دانشگاهي نيز اگر يك درصد در تعداد نيروي كار با تحصيلات دانشگاهي افزايش يابد، 0013/1 درصد به توليد ناخالص داخلي اضافه مي‌شود.             

(2)

5

4

3

2

1

متغيرها و ساير عناوين

027/25-

(263/5)

979/8-

(20/1-)

496/28-

 (502/3-)

528/28

(502/3-)

252/14-

(964/1-)

2/24-

(3597/2-)

C

497/0

(096/9)

384/0

(516/5)

3/0

(34/3)

2986/0

(3117/3)

2765/0

(3177/3)

105/0

(7449/1)

LK

 

-

-

-

-

-

078/2

LL

0013/1

(71/7)

87/0

(12/6)

707/0

(983/3)

7035/0

(975/3)

733/0

(594/5)

-

LHGL

-

3/1-

(009/3-)

6485/1

(124/3)

6517/1

(1358/3)

(1)61728/0

(3722/1)

-

LLGL

251/0

(41/6)

393/0

(72/8)

187/0

(21/3)

187/0

(21/3)

-

206/0

(1305/4)

LOP

-

-

-

-

2085/0

(4747/5)

-

LBP

-

96/1

(064/3)

-

 

-

 

-

 

-

 

LSR(-3)

34/1

(22/3)

-

-

-

-

-

LSR(-5)

L,O,S

O.L..S

CO.OR.

AR(1)

E.M.L

:F.I.V.

F.D

CO.OR.

AR(1)

E.M.L.

METHO

D

98/0

963/0

976/0

976/0

98/0

953/0

R2

12/2

8/1

99/1

99/1

2/2

1/2

DW- S

 

- در سطح 86درصد معني‌دار است.

- در اين الگوها متغير LLGL نيز در الگوها قرار داشت؛ اما ضريب آن معني دار نبود. لذا پس از تاييد تست فرض صفر بودن ضريب متغير مذكور، به حذف آن در حالت نهايي اقدام شد.

با توجه به هدف معرفي شده، مدل رشد نيز برآورده شده است، از بين مجموع الگوهاي برآورده شده، دوازده الگوي نزديك به هم و داراي ضرايب معني‌دار انتخاب شده است كه در جدول شماره (3) نشان داده شدند. در الگوهايي كه براي مدل رشد برآورد شد، تقريبا نتايج حاصله ار تابع توليد مورد تاييد قرار گرفت. همچنين در اين الگوها غالبا ضريب DLLGL (كه نمايشگر نيروي كار بدون تحصيلات دانشگاهي است) معني‌دار نبوده است.

البته تفاوت عمده الگوهاي رشد با توابع توليد، در معني‌دار بودن متغير مربوط به توسعه انساني است، چنانكه در قسمت قبل گفته شده با توجه به ضرورت توجه به همه ابعاد مربوط به سرمايه‌گذاري‌هاي توسعه انساني، متغيري، تركيبي تعريف شده بود كه مبين توانايي اجتماعي باشد، اين متغير تركيبي (S) از جمع انباشت سرمايه آموزشي و انباشت سرمايه سلامت بدست آمده بود. در اين الگوها تمامي S ها (كه حالت جايگزيني نسبت به هم دارند) با وقفه زماني 4، 5 و بدون وقفه معني‌دار بودند، نظر به اينكه S0 تا S3 انباشت سرمايه پژوهشي را نيز در دورن خود داشت، لذا براي آن دسته از الگوها از لحاظ متغير انباشت سرمايه پژوهشي (DLSR) خودداري شد، ولي در الگوي ششم كه DLS5 لحاظ شد، DLSR نيز افزوده شد و معلوم شد كه در مدل رشد DLSR با وقفه زماني 3، معني‌دار است؛ با اين توضيح، به بحث پيرامون نتايج مدل منتخب، يعني الگوي ششم مي‌پردازيم:

DLGDP= -0/22+ 0/433DLK + 0/99DLHGL+0/266DLOP+1/851DLSS+622DLSR(-3)         (6)

                        (24/5)                56/2)                 (4/7)                  (864/7)               (735/3-)

R2 = 0/77                                 DW= 1/971

در اين الگو نيز به جز اينكه متغير DLSS وارد الگو شده و در رتبه دوم قرار گرفت و به ازاي آن رتبه‌هاي دوم به بعد، يك رتبه به عقب رانده شدند، تفاوت زيادي در رتبه‌بندي عوامل رشد ايجاد نشد. بطوريكه حتي ضرايب بدست آمده نيز بسيار نزديك به هم هستند. اگر به جدول شماره (3) نگاه كنيم مي‌بينيم كه ضرايب حاصل براي DLHGL 99% است. ضريب همين متغير در الگوي قبلي 0013/1 بوده است. ضرايب KLOP, DLK در اين الگو به ترتيب برابر 433/0 و 266/0 بدست آمده است كه با ضرايب حاصله در مدل قبلي (به ترتيب 497/0 و 251/0) تفاوت زيادي ندارد. بدين روي مي‌توان نتيجه گرفت كه براساس مدل‌هاي برآورد شده، چه در بخش تابع توليد و چه در بخش مدل الويت‌هاي تخصصي منابع بايد به سمت آموزش، پژوهش و در يك كلام، توسعه انساني معطوف شود.

جدول 3. ضريب برآورد شده مدل رشد اقتصادي كشور

6

(1)

5

4

3

2

1

متغيرها و ساير عناوين

22/0

(735/3-)

203/0

(243/2-)

105/0-

(145/2-)

06/0

(106/2-)

1/-

(1968/2-)

9/0-

(106/2)

C

433/0

(864/7)

191/0

(697/2)

251/0

(903/2)

182/0

(573/2)

254/0

(94/2)

243/0

(86/2)

DLK

99/0

(56/8)

67/0

(42/3)

681/0

(394/3)

661/0

(363/3)

676/0

(395/3)

668/0

(339/3)

DLHGL

-

97/1

(179/3)

863/1

(984/2)

03/2

(22/3)

85/1

(977/3)

81/1

(895/2)

DLLGL

266/0

(4/7)

184/0

(128/3)

176/0

(893/2)

183/0

(074/3)

177/0

(938/2)

1778/0

(91/2)

DLOP

-

-

-

-

-

794/2

(76/1)

DLS0(-3)

-

-

-

-

06/3

(866/1)

-

DLS1(-3)

-

-

-

6583/0

(922/1)

-

-

DLS2(-3)

-

-

209/3

(81/1)

-

-

-

DLS3(-3)

-

8/2407

(014/2)

-

-

-

-

DLS4(-3)

851/1

(56/2)

 

 

 

 

 

DLS5

22/6

(24/5)

 

 

 

 

 

DLSR(-3)

77/0

723/0

713/0

718/0

716/0

71/0

R2

971/1

92/1

98/1

047/2

949/1

938/1

DW

MLE:

F.I.V.fdi

O.L.S

O.L.S

O.L.S

O.L.S

O.L.S

Method

-        در اين الگوها، متغير DLLGL نيز وجود داشت، كه به دليل معني‌دار نبودن ضريب آن و نيز تاييد فرض صفر ضريب آن، حذف شده است.

 

 

12

(3) و (1)

11

(2)

10

(2) و (1)

9

8

7

متغيرها و ساير عناوين

009/-

0917/-

(093/--2-)

144/-

(5/4-)

091/-

01/2-)

189/0-

(97/4-)

01/-

(4463/-)

C

483/0

(947/5)

244/0

(852/2)

46/0

(096/7)

425/0

(699/4)

46/0

(6/7)

159/0

(896/0)

DLK

278/0

(947/5)

178/0

(9/2)

254/0

(75/6)

273/0

(02/5)

27/0

(775/7)

2046/0

(754/2)

DLOP

99/0

(523/6)

669/0

(336/3)

946/0

(73/7)

003/1

(66/5)

9816/0

(43/8)

844/0

(45/3)

DLIGL

-

81/1

(89/2)

-

-

-

032/0

(504/1)

DLLGL

-

-

-

-

558/7

(25/5)

-

DLSR

-

 

2/6

(887/4)

997/3

(31/2)

-

-

DLSR(-1)

 

743/2

(74/1)

 

 

 

 

DLSR(-3)

628/1

(908/1)

 

 

 

 

 

DLSR(-5)

722/0

711/0

74/0

63/0

758/0

561/0

R2

86/1

936/1

72/1

04/2

82/1

1/2

DW

M.L.E.

F…

O.L.S.

 

M.L.E:

F…

M.L.E:

F…

M.L.E:

F.I.V.FD.

O.L.S

Method

 - در اين الگو‌ها متغير DLLGL نيز وجود داشت، و به دليل معني‌دار نبودن ضريب آن و نيز تاييد فرض صفر بودن ضريب آن به حذف آن اقدام شده است.

- دوره زماني از سال 1354 تا 1380 است.

- دوره زماني از سال 1365 تا 1380 است.

اندازه‌گيري سهم عوامل براساس روش الگوي چند سطحي

«تاكنون بحث و تحليل ارائه شده، محدود به مدل يك سطحي و نيز در سطح كلان،‌بوده است، نظريه اينكه تجميع ارقام مربوط به توليد ناخالص داخلي،‌ نيروي كار، موجودي سرمايه و ... بدون لحاظ تفاوت‌ها با فرض همگني آنها، صورت مي‌گيرد، اين امكان وجود دارد كه در ارائه سياست‌ها – كه مبتني بر نتايج الگوهاي حاصله از آن آمارهاست. دچار انحراف شويم. بدين روي ضروريست كه نتايج بدست آمده با نتايج حاصل از روش ديگر تطبيق داده شود تا از نظر فعاليت اقتصادي و بخشهاي آن و نيز به لحاظ تخصص، تجربه و سطح آموزش نيروي كار شاغل قابليت لحاظ گروه‌بندي را داشته باشد. به عبارت ديگر سعي شده است، تا بررسي شود كه آيا آنچه كه در سطح كلان حاصل شده، در قالب بخش صنعت،‌ به عنوان بخشي كه همگني اجزاي آن بيشتر است، نيز مورد تاييد قرار مي‌گيرد؟

تحليل مبتني بر الگوي حاصل از روش چند سطحي، امكان توجه به تفاوت در نوع بخش، زيربخش با فعاليت‌هاي تفضيلي، امكان گروه‌بندي شاغلان از نظر درجه تحصيلي، سوابق تجربي و درجه مهارت، امكان بررسي آثار ساختار سلسله مراتبي در قالب الگوهايي با ضريب تصادفي با متغير فراهم مي‌شود. با توجه به اين تحصيلات رسمي و سرمايه انساني با انباشت شده در محيط كار به دلايلي در نوع و توليد متفاوت است، ممكن است تاثيرات آن نيز متفاوت باشد، به همين روي، عوامل رشد شناسايي شده، در قسمت قبل، با تفضيل متناسب با آمارهاي كارگاه‌هاي بزرگ كشور، در قالب اين روش نيز مورد محاسبه و ارزيابي قرار مي‌گيرد.»

با توجه به امكانات و قابليتهاي آمار كارگاه‌هاي كشور، متغيرهاي مورد نظريه شرح زير تعريف شده است.

1. سرمايه‌گذاري، كه با نماد TiFad نشان داده شده است نمايانگر كل سرمايه‌گذاري‌هاي بدست آمده از داخل و خارج و نيز داخل بنگاه‌ها را شامل مي‌شود.

2. مخارج خدمات آموزشي كه با نماد train exp نشان شده است. شامل پرداخت‌هايي است كه بابت خدمات آموزشي توسط بنگاه‌ها پرداخت مي‌شود.

3. هزينه‌هاي تحقيق و آزمايشگاه كه با نماد Rad-c نشان داده شده است، شامل پرداختي‌هايي است كه توسط بنگاه براي امر تحقيقات و امور آزمايشگاهي پرداخت مي‌شود.

. كل نيروي كار شاغل كه با نماد TL نشان داده مي‌شود.

. كل نيروي با سواد شاغل، كه با نماد Tel نشان داده مي‌شود.

. كل نيروهاي بي‌سواد شاغلي كه با نماد ne نشان داده مي‌شود.

. براي متغيرهاي جايگزين سرمايه انساني چند متغير نيز ساخته شده است.

الف) he كه با اعمال ضرايب وزني متناظر هر مقطع (براي بررسي تاثير تحصيلات رسمي) بر شاغلين داراي مدارك تحصيلي مربوط و جمع آنها بدست آمده است.

ب)tel كه براي بررسي تاثير تجربه در ارزش افزوده، با اعمال ضرايب مربوط به متوسط سابقه كار در هر دوره تعريف شده، و جمع آنها بدست آمده است.

ج) نسبت مجموع شاغلين داراي مدارك دانشگاهي به كل شاغلين باسواد، كه با نماد rhs2نشان داده شده است.

د) تفكيك و تقسيم‌بندي شاغلين از نظر رده تخصصي،‌ كه به شرح زير است:

SL: كارگر ساده

:ML كارگر ماهر

TKL :تكنسين

Enl : مهندسين

Val.aad : ارزش افزوده

«با توجه به تعاريف بالا، و نيز براساس آمار و اطلاعات كارگاه‌هاي بزرگ در سال‌هاي 1378- 1374 در سطح كد چهاررقمي l.s.l.c و با روش الگوي چند سطحي، به برآورد تابع توليد اقدام شده است. نتايج حاصله كه در جدول شماره (4) نشان داده شده است، مبين تاييد نتايج حاصله از مدل برآوردي در مقياس كلان است. نتايج حاصله از اين الگو نشان مي‌دهد كه:

  1. ضرايب مربوط به مخارج تحقيق و توسعه در همه مدل‌ها معني‌دار، و داراي علائم مناسب نيز بوده است.
  2. چنانچه در قسمت قبلي، ضرايب مربوط به نيروي كار شاغل با مدارك غيردانشگاهي، بي‌معني و در برخي الگوها، منفي بوده است؛ در اين الگوهاي برآوردي نيز همين نتيجه نمايان شده است؛ يعني وقتي كه در مدل سوم، براي ارزيابي سهم سرمايه انساني، نيروهاي كار شاغل به دودسته شاغلين بي‌سواد و شاغلين باسواد تفكيك شدند؛ اولاً ضريب حاصله براي شاغلين باسواد، حتي از ضريب حاصله براي كل شاغلين در الگوهاي اول و دوم بيشتر بوده است و در مقابل ضريب، حاصله براي شاغلين بي‌سواد، نه تنها منفي بوده؛ بلكه معني‌دار هم نبوده است.»
  3. «متغيرهاي مربوط به سرمايه انساني، به جز مخارج آموزشي كه متغير مربوط به آن در هيچ يك از الگوهاي داراي ضرايب معني‌دار نبوده؛ مانند: Tel, Rhs2, Tex, he در هر الگويي كه در آن وجود داشتند، داراي علامت مناسب و مورد انتظار، و نيز داري ضريب معني‌دار بوده‌اند.»
  4. «نكته حائز اهميت ديگر، اين است كه اين متغيرها ضمن معني‌دار بودن و داشتن علامت متناسب با انتظار ضرايب سرمايه‌گذاري، از نظر درجه تاثير و يا سهم آن در ارزش افزوده، از نظر ضرايب مربوط به متغيرهاي سرمايه انساني، داراي وضعيت بهتري نبوده است، و بطور كلي، با فاصله معني‌داري از آنها، كمتر بوده است و نيز در هيچ يك از الگوها ضريب بدست آمده براي سرمايه‌گذاري، حتي به 1/0 نيز نرسيده است.»
  5. «با توجه به مراتب بالا، مي‌توان گفت تقريباً كليه نتايج حاصله در الگوهاي قبلي مورد تاييد قرار گرفت، با اين تفاوت كه رتبه‌بنديها، با تغييري مختصري مواجه بوده است، كه با اندك تأملي مي‌توان علت آن را دريافت. به عنوان مثال؛ تفاوت ضرايب مربوط به هزينه‌هاي تحقيق و آزمايشگاه و همچنين مخارج خدمات آموزشي در بخش صنعت نسبت به ضرايب متغيرهاي متناظر در الگوي كلان، مي‌تواند ناشي از استفاده صنايع كارخانه‌اي از فوايد جانبي سرمايه گذاريهاي كلان در زمينه‌ها مذكور باشند؛ بطوري كه سرمايه‌گذاريها، در قالب طرح‌هاي فراكارخانه و به صورت بخشي صورت مي‌گيرد و نتايج آن مورد استفاده كارخانه‌ها قرار مي‌گيرد، بنابراين كارخانه‌ها را از اختصاص منابع بيشتر به امر فوق بي‌نياز مي كند كه البته به اقتضاي شرايط ساختاري كشورهاي در حال توسعه‌اي مانند ايران امري صحيح به نظر مي‌رسد؛ به عنوان نمونه مي‌توان به سرمايه‌گذاري دولت در زمينه آموزش و پرورش اشاره داشت. بطوري كه در حال حاضر دولت نزديك به 98 درصد آموزش‌هاي رسمي زير ديپلم و قريب به 50 درصد آموزش‌هاي عالي را تحت پوشش دارد و در آن قسمت از اموري كه تحت پوشش دولت نيست؛ با هزينه‌هاي خانوار تامين مي‌شود، يعني بنگاه‌هاي اقتصادي يا دولت براي بخش صنعت طرح‌هاي پژوهشي گسترده‌اي را سازمان نداده است. بدين روي تفاوت ضرايب به رغم تاييد عامليت آن عوامل، طبيعي به نظر مي‌رسد.»

با توجه به اينكه دسترسي به آمارهاي صادرات با تفكيك كدهاي ISIC چهار رقمي در بخش صنعت فراهم نبود، تلاش شد تا از شاخص نسبت خريد كالاهاي سرمايه‌اي خارجي به كل سرمايه‌گذاري، به عنوان يك شاخص درجه باز بودن اقتصاد استفاده شود، كه در مدل‌هاي برآورد شده داراي ضرايب بي‌معني و نيز با علامت خلاف انتظار ظاهر شده است. اين امر مي‌تواند از سويي ناشي از عدم كفايت متغير تعريف شده مذكور براي تامين هدف باشد؛ چرا كه شاخصي كه براي نماياندن درجه باز بودن اقتصاد تعريف شده بود، نسبت حاصل از جمع تجارت خارجي، بر GDP بود، در صورتي كه در اين بخش فقط نسبت واردات كالاهاي سرمايه‌اي به كل سرمايه‌گذاري محاسبه شده است.»

جدول شماره 4. نتايج محاسبات حاصل از الگوي چند سطحي

5

4

(1)

3

2

1

نام متغيرها

587/3

(2068/0)

35/2

(398/0)

901/1

(0861)

496/2

(1226/)

099/2

(0954/)

Cons

0381/

(02426/)

063/

(02/0)

0259/

(0114/)

0724/

(0196/)

07775

(0204/)

Tifad

-

-

0075/

(0049/)

-

00117/

(0043/)

Trainexp

-

0076/

(0044/)

0141/0

(0052/)

0072/

(0043/)

0064/

(00448/)

Rad-c

-

-

-

07/1

(0268/)

105/1

(0256/)

TI

-

-

153/1

(0115/)

-

-

Tel

-

-

0104/0

(00892/)

-

-

Ne

-

574/0

(0623/0)

-

-

-

He

-

464/0

(083/)

-

-

-

Tex

-

-

-

0446/

(113/0)

-

Rhs2

171/

(252/0)

-

-

-

-

LS

823/

(0269/0)

-

-

-

-

ML

00697/

(02062/0)

-

-

-

-

TKL

1323/

(02/0)

-

-

-

-

Enl

 

- در اين الگو متغير مربوط به هزينه‌هاي خدمات آموزشي (Train exp) وجود داست اما باتوجه به اينكه ضريب آن معني‌دار نبوده و داراي علامت مورد انتظار نيز نبود، حذف گرديد.

 

نتيجه‌گيري

«شناسايي صحيح موتور رشد كشور، و سياست‌گذاري و برنامه‌ريز در جهت تحرك بخشيدن بدان، از جمله امور مهمي است كه مي‌تواند حضور دولت در هر سطحي را براي تسريع فرايند رشد اقتصادي را شناسايي و رتبه‌بندي كند، و با ارائه علائمي، منابع تحت تملك خود و يا منابع بخش خصوصي را بدان سو رهنمون سازد، بديهي است كه، اثرات مفيد آن بر رشد اقتصادي كشور در جهت باروري بيشتر رفع سريع‌تر شكاف‌ها و كاستي‌ها و نيز بهره‌مندي از نتايج آن مانند؛ رفع فقر، كاهش نابرابري توزيع درآمد، افزايش بيشتري بهره‌مند خواهد شد. بنابراين در اين مقاله سعي شده است پاسخ داده شود كه عوامل اصلي رشد اقتصادي در ايران چيست و رتبه‌بندي آن چگونه است؟ بنابراين فرضيات مطرح شده مورد آموزن قرار گرفت و متناسب با پاسخ ارائه شده از مطالعه، پيشنهادي سياستي نيز ارائه گرديد. بدين روي پس از جمع‌بندي عوامل رشد از ديدگاه‌ها و نظرگاه‌هاي صاحبنظران و متفاوت، به بررسي و ارزيابي نقش عوامل متفاوت در فرايند رشد اقتصادي اقدام شد. در اين رابطه مي‌توان به عوامل ذيل اشاره كرد:

- انباشت سرمايه فيزيكي

- نيروي كار

- كيفيت نيروي كار به تفكيك شاغلين با تحصيلات عاليه و بدون تحصيلات عاليه

- انباشت سرمايه آموزشي

- انباشت سرمايه پژوهشي

- درجه آزادي تجارت خارجي»

«سپس از آنها در دو سطح كلان و بخشي و نيز در سه حالت تابع توليد كلان، مدل رشد كلان و خلاصه تابع توليد بخش صنعت، (با تفضيل آمارهاي كارگاههاي ده نفر كاركن و بيشتر در قالب كدهاي ISIC چهار رقمي) به برآورد اين مدل‌ها اقدام شد و عوامل اصلي رشد اقتصادي كشور نيز شناسايي و رتبه‌بندي شد. حال با توجه به مطالب بالا به ترتيب درجه تاثير به شرح زير است:

1. پژوهش و توسعه

2. سرمايه انساني

3. سرمايه فيزيكي

4. درجه آزاد بودن اقتصاد»

نكته حائز اهميت اين است كه آنچه در سطح كلان در قالب تابع توليد پذيرفته شده است، تقريبا با اندك تغييري در مدل  رشد نيز مورد قبول واقع شد و سرانجام براساس نتايج بدست آمده مي‌توان چنين نتيجه گرفت كه در مدل بخشي نيز ترتيب تاثير عوامل توليد؛ يعني تقدم سرمايه انساني به سرمايه فيزيكي و نيز معني‌دار بودن سرمايه پژوهشي پذيرفته شده است.

در زمينه درجه آزاد بودن اقتصاد نيز به دليل نبودن امكان تعريف متغير، مشابه متغير به كار گرفته شده در مدل كلان نيز، از متغير ديگري، مانند واردات كالاهاي سرمايه‌اي بنگاه‌ها استفاده شده، كه ضريب حاصله، نه معني‌داراي علامت مورد انتظار مي‌باشد.

آنچه كه مهم است برتري نقش سرمايه‌گذاري در پژوهش و آموزش در رشد اقتصادي ايران كاملا مودر تاكيد قرار گرفت و نيز اگرچه در سطح بخشي نمي‌توان اظهار نظري راجع به تاثير تجارت خارج بر رشد كرد؛ نقش مثبت تجارت خارجي در رشد اقتصادي ايران، در مدل كلان، و نيز در تابع توليد و مدل رشد، مورد قبول واقع شده است.

«نتايج بالا بر تحولات امروز دنياي اقتصاد در زمينه محدوديت اقتصاد متكي بر دانش، و اقتصاد الكترونيكي، و نيز دستاوردهاي اقتصاد كشورهاي توسعه يافته، در زمينه ضرورت توجه به اقتصاد جديد تكيه دارد؛ اقتصادي كه با جهاني شدن و توسعه كاربرد فناوري اطلاعات، همگوني دارد.

لذا ايجاب مي‌كند، اين امر در فرايند تخصيص منابع نيز مورد توجه قرار گيرد. بدين صورت كه برنامه‌ريزان و سياست‌گذاران اقتصادي، در طراحي ساز و كار تخصيص منابع اهميت خاصي براي مولفه‌هاي دانش و پژوهش محور قائل شوند تا با شكوفايي علم و دانش، زمينه‌ شكل‌گيري و تقويت اقتصاد دانش محور شكل گيرد. بديهي است در اين صورت مي‌توان زمينه رشد دورنزا در ساير مولفه‌هاي موثر بر رشد را نيز فراهم كرد، اما چون آموزش و پژوهش مي‌توانند امكاناتي را در جذب، نگهداري و ارتقاء فناوري و نيز استفاده بهينه از منابع و عوامل رشد تجهيز كنند، تا در تعامل با هم، سرعت رشد اقتصادي افزايش يابد، بنابراين توجه خاص به آن سرعت دهنده رشد خواهد بود. البته بايد افزود كه در تداوم، توليد دانش و پژوهش، بايد با طراحي و اجراي ساز و كارهاي خاص، زمينه آرايش بهينه نيروي انساني در جهت بكارگيري متخصصين خود و متناسب با سطح مهارت مورد نياز و نيز بكارگيري يافته‌هاي پژوهشي در عمل با سرعت و دقت بيشتر را بگونه‌اي كارآ فراهم كرد.»

انجام پایان نامه

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

سفارش پایان نامه

نقشه