بررسی همگرایی بهره‌وری و توسعه مالی در صنایع کارخانه‌ای ایران ( رهیافت همگرایی سیگما)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری اقتصاد مالی- سنجی دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

2 عضو هیئت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

3 - عضو هیئت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

چکیده

سیاست‌گذاری برای گسترش صنایع کارخانه‌ای، یکی از مهم‌ترین ارکان سیاست‌گذاری‌های توسعه صنعتی کشور محسوب می‌شود؛ چراکه کشور در راستای توسعه صنعتی و افزایش بهره‌وری، به توسعه مالی و در نتیجه رشد اقتصادی خواهد رسید. به عبارت دیگر شاخص‌های توسعه مالی بر شاخص‌های بهره‌وری و تجمیع سرمایه اثر می‌گذارد و نتیجه رشد اقتصادی را متاثر می‌سازد. در این میان سوال اساسی چگونگی تحقق بهره‌وری در صنایع گوناگون است و اینکه آیا بهره‌وری در بین فعالیت‌های صنعتی به سوی همگرایی پیش می‌رود؟ سوال اصلی این مطالعه این است که آیا شکاف بین سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید، بهره‌وری سرمایه و نیروی کار در میان صنایع کارخانه‌ای ایران عاملی تعیین‌کننده برای همگرایی سیگما است یا خیر؟ به عبارت دیگر آیا پیشرفت یک صنعت کارخانه‌ای خاص عاملی در جهت پیشرفت سایر صنایع کارخانه‌ای، توسعه مالی و در نتیجه رشد و توسعه اقتصادی خواهد بود یا خیر؟ در این مطالعه بهره‌وری جزئی سرمایه و نیروی کار به صورت نسبت تولید به نهاده مورد نظر و بهره‌وری کل عوامل تولید با شاخص دیویژیا اندازه‌گیری شده و رابطه بین آنها و همگرایی سیگما در میان صنایع کارخانه‌ای ایران طی سال‌های 1386-1373مورد بررسی قرار گرفته است. برای پاسخ‌گویی به این سوال در صدد آزمون این فرضیه هستیم که «متوسط پراکندگی سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید، موجودی سرمایه و نیروی کار در صنایع کارخانه‌ای ایران از میانگین آن‌ها در کل صنایع در حال کاهش است» و  با استفاده از داده‌های تابلویی به آزمون فرضیه همگرایی سیگما پرداخته شده است. نتایج آزمون‌ها نشان می‌دهد در میان صنایع کارخانه‌ای ایران شواهدی دال بر همگرایی سیگما وجود ندارد.
Abstract
Expanding manufacturing industries is considered as one of the most important development policy. In the meantime, productivity variable is in lieu of cumulative index for most of the economic and social variables. As the country's industrial development and increase productivity, financial development and economic growth will be the result. In other words, indicators of financial development and capital accumulation affects the productivity indicators and thus affect economic growth. So, the main question is that how the productivity is reached in various industries or does this productivity go through the industrial activities to convergence. The main question of the debate is that does the split between total productivity levels of production factors, capital and labor force is a determinant factor for financial development and sigma convergence or not? In this debate, partial productivity of capital and labor force is being studied in form of production rate toward desired input, total productivity of production factors is measured by Divisia index and relation between them and sigma convergence among manufacturing industries has been investigated during 1994-2007. To answer this question, we test a hypothesis that the average of dispersion of total productivity level of production factors, capital stock and labor force in manufacturing industries of Iran are reducing from their average in total industries. By means of panel data, sigma convergence hypothesis test was used. The results of tests show that no evidence is seen to prove sigma convergence among manufacturing industries.

کلیدواژه‌ها


 

بررسی همگرایی بهره‌وری و توسعه مالی در صنایع کارخانه‌ای ایران

( رهیافت همگرایی سیگما)

 

محدثه سلیمانی

تاریخ دریافت: 25/07/1395           تاریخ پذیرش: 27/09/1395

[1]

حسن طائی[2]

تیمور محمدی[3]

 

چکیده

سیاست‌گذاری برای گسترش صنایع کارخانه‌ای، یکی از مهم‌ترین ارکان سیاست‌گذاری‌های توسعه صنعتی کشور محسوب می‌شود؛ چراکه کشور در راستای توسعه صنعتی و افزایش بهره‌وری، به توسعه مالی و در نتیجه رشد اقتصادی خواهد رسید. به عبارت دیگر شاخص‌های توسعه مالی بر شاخص‌های بهره‌وری و تجمیع سرمایه اثر می‌گذارد و نتیجه رشد اقتصادی را متاثر می‌سازد. در این میان سوال اساسی چگونگی تحقق بهره‌وری در صنایع گوناگون است و اینکه آیا بهره‌وری در بین فعالیت‌های صنعتی به سوی همگرایی پیش می‌رود؟ سوال اصلی این مطالعه این است که آیا شکاف بین سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید، بهره‌وری سرمایه و نیروی کار در میان صنایع کارخانه‌ای ایران عاملی تعیین‌کننده برای همگرایی سیگما است یا خیر؟ به عبارت دیگر آیا پیشرفت یک صنعت کارخانه‌ای خاص عاملی در جهت پیشرفت سایر صنایع کارخانه‌ای، توسعه مالی و در نتیجه رشد و توسعه اقتصادی خواهد بود یا خیر؟ در این مطالعه بهره‌وری جزئی سرمایه و نیروی کار به صورت نسبت تولید به نهاده مورد نظر و بهره‌وری کل عوامل تولید با شاخص دیویژیا اندازه‌گیری شده و رابطه بین آنها و همگرایی سیگما در میان صنایع کارخانه‌ای ایران طی سال‌های 1386-1373مورد بررسی قرار گرفته است. برای پاسخ‌گویی به این سوال در صدد آزمون این فرضیه هستیم که «متوسط پراکندگی سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید، موجودی سرمایه و نیروی کار در صنایع کارخانه‌ای ایران از میانگین آن‌ها در کل صنایع در حال کاهش است» و  با استفاده از داده‌های تابلویی به آزمون فرضیه همگرایی سیگما پرداخته شده است. نتایج آزمون‌ها نشان می‌دهد در میان صنایع کارخانه‌ای ایران شواهدی دال بر همگرایی سیگما وجود ندارد.

 

واژه‌های کلیدی: رشد اقتصادی، بهره‌وری جزئی، بهره‌وری کل عوامل تولید،TFP، شاخص دیویژیا، همگرایی سیگما، توسعه مالی.

طبقه بندی JEL: J24, D21, O47

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

امروزه صنایع کارخانه‌ای به دلیل توانمندی در تولید، صادرات و اشتغال‌زایی از یک سو و تأمین ماشین‌آلات، تجهیزات و نیازهای سایر بخش‌های تولیدی و خدماتی از سوی دیگر‌، از اهمیت بسیار بالایی در رشد و شکوفایی اقتصاد جوامع برخوردار است. بدونتردید دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی در میان کشورها همراه با برنامه‌ریزی‌های صنعتی و سیاست‌هایمبتنی بر توان کشور در تولیدات صنعتی صورت پذیرفته است.( قویدل،1391)تجربه کشورهای در حال توسعه حاکی از آن است که رشد بخش صنعت و زیر بخش‌های آن تاثیر بسزایی در رشد سایر بخش‌های اقتصاد دارد. از اینرو در اکثر مطالعات مربوط به رشد اقتصادی، بخش صنعت جایگاه برجسته‌ای داشته و مورد توجه محققان بوده است. یکی از موضوعاتی که همواره در بخش صنعت مطرح بوده و به جرأت می‌توان گفت یکی از معیارهای کلیدی عملکرد اقتصادی است، موضوع بهره‌وری و تغییرات آن است. به عبارت دیگر توسعه همه جانبه بدون استفاده بهینه از هر یک از عوامل تولید امکان‌پذیر نخواهد بود. در این راستا شناخت وضعیت متغیرهای تولید، سرمایه‌گذاری، اشتغال و بهره‌وری از جایگاه مهمی برخوردار است. شناخت وضعیت همگرایی و بهره‌وری صنایع کارخانه‌ای نقش موثری در افزایش کارایی، توسعه مالی و درنتیجه رشد اقتصادی کشور ایفا می‌کند.

افشاری به نقل از دلار و کری[i](2002) منشاء اصلی رشد در بیشتر کشورها را رشد بهره‌وری اقتصاد دانسته است. برای مثال شواهد نشان می‌دهد که رشد بهره‌وری نیروی کار در آمریکا بسیار سریع‌تر از کشورهای اتحادیه اروپایی است و به همین دلیل رشد محصول ناخالص داخلی سرانه در آمریکا بیش از اتحادیه اروپا بوده است (افشاری،1388). همچنین رحمانی به نقل از راجرز[ii] پیرامون جذب تکنولوژی و همگرایی بهره‌وری بیان می‌کند  که اقتصادها یا مناطق عقب‌مانده از ذخیره دانش تولید شده موجود در جهان نفع برده و به سطوح اقتصادها و مناطق پیشرفته نزدیک می‌شوند (رحمانی،شفیعی 1389).

خاطر نشان می‌شود کشورهایی که توسعه اقتصادی را هدف قرار داده‌اند، لزوما از مسیر توسعه مالی[iii] نیز عبور کرده‌اند.  زیرا ویژگی مشترک همۀ کشورهایی که به بهره‌وری کل عوامل بالا و پایدار دست یافته‌اند، وجود بخش خصوصی توانمند و قابل اعتناست. در تمام این کشورها بخش خصوصی بدون همراهی و همگامی بازارهای مالی، توان ظاهر شدن ندارند. زیرا از آغاز، اقتصاددانان توسعه،  انباشت سرمایه را شرط لازم اما نه کافی برای رسیدن به اهداف رشد و توسعه‌ای می‌دانند و بر فقدان انباشت سرمایه فیزیکی به عنوان یکی از علت‌های توسعه‌نیافتگی تأکید می‌کنند (شاه آبادی، فعلی، 1391).

در این مطالعه صنایع کارخانه‌ای به عنوان مناطق اقتصادی در نظر گرفته شده‌اند و تمرکز بر روی بررسی همگرایی بهره‌وری در صنایع کارخانه‌ای ایران است. از آنجایی که ایران یک کشور در حال توسعه است، بخش صنعت و پیشرفت‌های تکنولوژیکی دارای اهمیت هر چه بیشتر بوده و همگرایی یا واگرایی صنایع چه در سرمایه‌گذاری و توسعه مالی و چه در سیاست‌گذاری‌های دولت نقشی کلیدی دارد.

سوال اصلی این تحقیق آن است که آیا اختلاف در سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید(TFP)، نیروی کار و موجودی سرمایه، در صنایع کارخانه‌ای ایران، عاملی در جهت همگرایی هر چه سریع‌تر صنایع عقب‌مانده به صنایع پیشرو تکنولوژی با سطح بهره‌وری بالاتر خواهد بود؟ به عبارت دیگر آیا پیشرفت یک صنعت کارخانه‌ای خاص عاملی در جهت پیشرفت سایر صنایع کارخانه‌ای و در نتیجه رشد اقتصادی خواهد بود یا خیر؟ برای پاسخ‌گویی به این سوال در صدد آزمون این فرضیه هستیم که متوسط پراکندگی سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید، موجودی سرمایه و نیروی کار در صنایع کارخانه‌ای ایران از میانگین آن‌ها در کل صنایع در حال کاهش است (همگرایی سیگما).

به منظور آزمون فرضیه فوق از داده‌های صنایع کارخانه‌ای ایران در دوره ی 86- 1373 استفاده نموده و با روش داده‌های تابلویی به تخمین الگو خواهیم پرداخت. در ادامه ابتدا به بیان مبانی نظری همگرایی و بهره‌وری پرداخته و سپس مروری بر مطالعات انجام شده در این زمینه خواهیم داشت. در نهایت آزمون تجربی و نتیجه‌گیری ارائه خواهد شد.

 

2- ادبیات تحقیق

در این بخش ابتدا مفهوم همگرایی به صورت تفصیلی بیان خواهد شد و پس از آن مفهوم بهره‌وری مورد بررسی قرار خواهد گرفت.

2-1- مفهوم همگرایی

مهم‌ترین مقاله در مورد نظریه  رشد اقتصادی که مورد قبول همگان واقع شد، مقاله نئوکلاسیک سولو‌ و سوان[iv] (1956)‌ بود که پایه‌ی اصلی نظریه‌های رشد اقتصادی در دهه‌های بعدی قرار گرفت. دلیل پذیرش الگوی سولوـ سوان استفاده از تابع نئوکلاسیکی،‌ فرض بازدة ثابت نسبت به مقیاس، قانون بازدة‌ نزولی در داده و وجود کشش جانشینی مثبت بین داده‌ها بود. این تابع تولید، با قانون نرخ ثابت پس‌انداز برای ایجاد الگوی تعادل عمومی بسیار ساده، در اقتصاد ترکیب شده است.

از سوی دیگر مدل سولو و سوان به دلیل ساده‌سازی مفهوم رشد، بسیاری از مشخصه‌های مشهود دنیای واقعی را که قطعا برخی از آنها برای رشد مهم هستند، در نظر نگرفته است. مواردی همچون نادیده گرفتن دولت، در نظر نگرفتن نوسانات اشتغال، فرض دنیای تک کالایی، تابع تولید سه نهاده‌ای و همچنین ثابت انگاشتن نرخ‌های پس‌انداز، استهلاک، رشد جمعیت و پیشرفت تکنولوژی از جمله کاستی‌های این مدل هستند. با این وجود هدف یک مدل، فراهم آوردن زمینه‌هایی برای شناخت مشخصه‌های خاصی از دنیای واقعی است و مسلما تمامی فروض آن بر اساس واقعیت نخواهد بود.(Romer , 2001:5)

یکی از نتایج تئوری‌های رشد که با داده‌های تجربی اخیر نیز تایید شد فرضیه‌ی همگرایی است. بارو و سالای مارتین[v](1991)، مفهوم همگرایی را به همگرایی σ و همگرایی β تقسیم کرده اند. همگرایی β و همگرایی σ ،دو مفهوم اصلی همگرایی بوده و با معیارهای متفاوتی اندازه‌گیری می‌شوند. همگرایی بتا چگونگی رسیدن مناطق فقیر به ثروتمند را بررسی می‌کند  و این مساله را مورد بررسی قرار می‌دهد که آیا برای کشورها یا مناطق مختلف رابطه‌ی منفی بین نرخ رشد درآمد سرانه و مقدار اولیه آن در طی زمان در روند تابع رشد آن مناطق مشاهده می شود یا نه؟(فروغی پور،1385)

این نوع همگرایی اشاره بر تمایل درآمد سرانه‌ی واقعی (در اینجا بهره‌وری کل عوامل تولید، موجودی سرمایه و نیروی کار) به سمت یک تعادل بلند‌مدت دارد و بر اساس آن دو نظریه مطرح می‌شود. اول فرضیه  همگرایی مطلق[vi]، که مطابق آن اقتصادها به سمت یک حالت پایا همگرا هستند و در این حالت تفاوت آنها به شرایط اولیه‌ آنها بستگی دارد، و نوع دوم حالتی است که ساختار اقتصاد کشورها (در اینجا صنایع کارخانه‌ای) متفاوت است و در نتیجه حالت پایای آنها سطوح متفاوتی دارد که در این شرایط فرضیه ی همگرایی مشروط[vii] مطرح می‌شود. یعنی هر اقتصاد به سمت حالت پایای خود میل می‌کند  و هر چه فاصله از حالت پایا بیشتر باشد نرخ رشد بالاتر است.(دائی کریم زاده و همکاران،1392)

به طور تجربی همگرایی بتا را می‌توان با استفاده ازتابع روند[viii] به شکل زیر تخمین زد:

                                 (1)                                            

 

که در این تابع اگر ارتباط منفی بین و  وجود داشته باشد، همگرایی بتا وجود خواهد داشت. در عین حال  نشانگر سرعت همگرایی نیز می‌باشد.(فلاحی و همکاران،1390)

همگرایی σ، به عنوان روش دیگر بررسی همگرایی که توسط فریدمن و لیتچنبرگ[ix](1992)معرفی شده است  به دنبال پاسخ به این سوال است که آیا تفاوت‌هایی بین‌بخشی در سطوح بهره‌وری کل عوامل تولید، موجودی سرمایه و نیروی کار، در طول زمان کاهش می‌یابد؟ برای پاسخ به این سوال در طول زمان، انحراف معیار لگاریتم بهره‌وری کل عوامل تولید، بهره‌وری موجودی سرمایه و بهره‌وری نیروی کار، بین بخش‌ها از لحاظ کاهش یا افزایش مورد بررسی قرار می‌گیرد که کاهش آن بیان کننده همگرایی است. در این مطالعه برای بررسی همگرایی بهره‌وری نوع سیگما از واریانس بهره‌وری کل عوامل تولید، واریانس بهره‌وری موجودی سرمایه و واریانس بهره‌وری نیروی کار استفاده می‌شود:

                      (2)                                

 

در اینجا Dtواریانس بهره‌وری کل عوامل تولید (موجودی سرمایه و نیروی کار) در میان صنایع کارخانه‌ای ایران در زمان t، ditبهره‌وری کل عوامل تولید (موجودی سرمایه و نیروی کار) صنعت i ام در زمان t و پارامتر  میانگین بهره‌وری کل عوامل تولید (موجودی سرمایه و نیروی کار) صنایع کارخانه‌ای در زمان t  است. برای بررسی همگرایی پس از محاسبه واریانس بهره‌وری کل عوامل تولید (موجودی سرمایه و نیروی کار) در یک دوره زمانی، اگر واریانس در طول زمان در حال کاهش باشد، بیانگر همگرایی و اگر در حال افزایش باشد بیانگر واگرایی است.(دائی کریم زاده،1392)

 

2-2- مفهوم بهره وری

برای محاسبه همگرایی بهره‌وری صنایع کارخانه‌ای، ابتدا باید بهره‌وری را اندازه‌گیری نمود. نوع اندازه‌گیری بهره‌وری بیشتر از آنکه متأثر از سطوح مختلف بهره‌وری باشد از نوعنگرش به بهره‌وری متأثر شده است و به طور عمده به چهار دسته یعنی روش اقتصاددانان، مهندسین، حسابداران و مدیران تقسیم می‌شود. به دلیل اینکه در سطح بخش‌ها و فعالیت‌های اقتصادی و ملی، دیدگاه اقتصاددانان معمول می‌باشد در این تحقیق نیز از روش اقتصاددانان استفادهخواهد شد. این روش نه تنها سطح تغییرات بهره‌وری را در طول زمان محاسبه می‌کند بلکه سعیمی‌کند که اثرات تمام عوامل شناخته شده را بر روی بهره‌وری نمایان کند. اقتصاددانان برای محاسبه بهره‌وری از روش‌هایی نظیر روش شاخص[x] ،روش تابع تولید[xi]و روش داده - ستانده[xii] استفاده می‌کنند(عسگری و همکاران 1383). از آن‌جا که روش به کار گرفته شده در این تحقیق روش شاخص می‌باشد، بنابراین به بررسی اجمالی آن می‌پردازیم.

در روش شاخص، بهره‌وری از سه طریق قابل محاسبه است. بهره‌وری جزئی، بهره‌وری نهایی و بهره‌وری کل عوامل تولید. بهره‌وری جزیی، به دلیل محاسبه آسان آن یکی از متداول‌ترین روش‌های محاسبه بهره‌وری است و کاربرد فراوانی دارد. در واقع بهره‌وری جزیی به مفهوم تولید متوسط نهاده است و بنا به تعریف از نسبت کل ستانده به میزان یک نهاده خاص به دست می آید. بهره‌وری جزئی در کنار سایر شاخص‌ها، علی‌الخصوص شاخص بهره‌وری کل عوامل تولید، می‌تواند معیار خوبی برای اندازه‌گیری بهره‌وری باشد. بهره‌وری جزئی نیروی کار و سرمایه به صورت زیر محاسبه می‌شود:

 

                                                                (3)

 

                                                                  (4)

 

PKt و PLt  به ترتیب بهره‌وری سرمایه و بهره‌وری نیروی کار در زمان t، Vt ارزش تولید یا ارزش‌افزوده در زمان t، Ktموجودی سرمایه در زمان t  و Lt نیروی کار در زمان t است.

 بهره‌وری کل عوامل تولید در مقایسه با سایر شاخص‌ها از مزیت بالایی برخورداراست. این شاخص بیانگر خصوصیات کلی بنگاه است و ارتقای سطح بهره‌وری را فقط منحصر به یک نهاده خاص تعریف نمی‌کند. از این شاخص بیشتر در تجزیه و تحلیل بنگاه تولیدی و مقایسه آن با معیار قابل قبول مانند بهره‌وری متوسط صنعت استفاده می‌کنند. از آنجا که این شاخص تمام ستاده‌ها و نهاده‌های قابل سنجش را در نظر می‌گیرد، بنابراین نماینده دقیقتری از تصویر واقعی و عملکرد اقتصادی یک بنگاه است.

برای محاسبه بهره‌وری کل عوامل تولید[xiii] شاخص‌های مختلفی وجود دارد که مهم‌ترین آنها عبارتند از شاخص ابتدایی[xiv]، شاخص سولو[xv]، کندریک[xvi]، دیویژیا[xvii]، هاینس[xviii] و ترنویست[xix]. هر یک از این شاخص‌ها در جای خود دارای اهمیت است[xx] اما در این مطالعه به پیروی از چن[xxi] و همکاران (1988) از شاخص مقداری دیویژیا استفاده خواهیم کرد. در این روش، شاخص بهره‌وری کل از نسبت شاخص تولید به شاخص نهاده‌ها به دست می‌آید. شاخص نهاده‌ها نیز به وسیله شاخص مقداری دیویژیا که فرمول آن به صورت زیر است محاسبه می‌شود:

                                                                     (5)
   و  و j

 

 به ترتیب کشش‌های تولید سرمایه، نیروی کار و مواد است که با استفاده از تابع تولید کاب – داگلاس برآورد می‌شوند:

                                                    (6)  

 

که در آن  شاخص بهره‌وری کل دیویژیا در زمان t و Vt ارزش تولید یا ارزش‌افزوده در زمان t و Dt شاخص نهاده‌ها در زمان t  است.

همانطور که ملاحظه شد برای اندازه‌گیری بهره‌وری کل عوامل تولید TFP، به تخمین تابع تولید نیاز است. یکی از متداول‌ترین توابع تولید، تابع تولید کاب-داگلاس است که دارای کاربرد فراوان درتحقیقات اقتصادی است. این تابع با در نظر گرفتن دو عامل مهم تولیدی نیروی کار و سرمایه به شکل زیر نوشته می‌شود:

 

                                                                    (7)


که Qt ارزش‌افزوده یا ارزش تولید حجم سرمایه و Ltمیزان نیروی کار به کار گرفته شده در تولید است. همچنین α وβ به ترتیب کشش‌های تولید نسبت به سرمایه و نیروی کار و A ضریب تکنولوژی و بازدهی تولید است. برای تخمین تابع کاب-داگلاس ابتدا آن را به فرم لگاریتمی نوشته

 

                                  (8)                                     LnQ=LnA + αLnK +βLn L

 

و سپس با استفاده ازروش داده‌های تابلویی[xxii]، ضرایب تخمین زده خواهند شد.

 

3- مروری بر مطالعات پیشین

یکی از مشخصات کلیدی الگوی رشد نئوکلاسیک‌ها، فرضیه همگرایی است. در این مدل اگر مناطق تنها در سطح اولیه درآمد سرانه و سرمایه از یکدیگر تفاوت داشته باشند در نهایت به یک سطح تعادلی خواهند رسید، یعنی به علت بازدهی نزولی سرمایه، در مناطق ثروتمند، به دلیل وفور سرمایه، بازدهی سرمایه کاهش یافته  و در نتیجه، نرخ رشد آن مناطق سیر نزولی خواهند داشت. در مقابل، مناطق فقیر به علت کمبود سرمایه و بازدهی بیشتر آن، نرخ رشد آن مناطق سیر صعودی به خود می‌گیرند و در نهایت به یک سمت همگرا می‌شوند و در نتیجه شکاف درآمدی بین این مناطق رخ خواهد داد. ولی اگر نرخ رشد مناطق ثروتمند، سریع‌تر از نرخ رشد مناطق فقیر باشد، شکاف درآمدی این مناطق در طی زمان افزایش می‌یابد، در این حالت است که گفته می‌شود مناطق نسبت به یکدیگر واگرا شده‌اند.( فلاحی1390)

با بروز مشکلاتی در زمینه توضیح علل بروز نرخ‌های رشد درآمدی متفاوت بین مناطق و کشورها مباحث مربوط به حسابداری رشد و بهره‌وری شکل گرفتند. فرضیه همگرایی و نیل اقتصادی بهره‌وری بیان می‌کند  که هنگامی که سطح بهره‌وری در یک یا مجموعه‌ای از مناطق به طور بنیادی بالاتر از شماری دیگر از مناطق است آنگاه این امکان برای مناطق دارای سطح پایین‌‌تر بهره‌وری وجود دارد که از طریق جذب و اتحاد فناوری پیشرفته تولید از مناطق توسعه یافته‌‌تر، فرآیند نیل به سطح آنها را آغاز کند.(رحمانی1388)

بامول[xxiii](1986)، با استفاده از داده‌های تولید ناخالص داخلی سرانه و بهره‌وری واحدهای صنعتی برخی کشورهای توسعه یافته طی دوره 1870-1979 به بررسی تجربی همگرایی پرداخت. نتایج بامول نشان داد که بین سطوح بهره‌وری کشورهای صنعتی همگرایی وجود دارد. دلونگ[xxiv] در سال 1988 این نتیجه را مورد انتقاد قرار داد و دلیل همگرایی را تشابه کشورهای منتخب در ثروتمندی آنها دانست. چرا که اگر کشورهای مورد مطالعه شامل کشورهای در حال توسعه و توسعه‌یافته و یا به عبارتی دیگر فقیر و ثروتمند می‌بود نتایج دال بر همگرایی از میان می‌رفت، بامول خود نیز این انتقاد را پذیرفت.

رحمانی و فریدریچ اکی[xxv](2004)، به بررسی بهره‌وری منطقه‌ای اقتصاد ایران پرداختند. از آنجایی که داده‌های منطقه‌ای GNP ایران وجود ندارد، به آزمون همگرایی سپرده‌های دیداری سرانه به جای آزمون همگرایی GNP سرانه استان‌ها در سال‌های 1369-1379 پرداختند. نتایج نشان دهنده آن بود که میان استان‌های کشور همگرایی وجود ندارد و همچنین با استفاده از روند انحراف معیار سپرده‌های دیداری سرانه اسمی و حقیقی استان‌ها در سال‌های مورد بررسی، شواهد حاکی از عدم وجود همگرایی سیگما است.

اکبری و مویدفر(1383)، روند نرخ رشد واقعی درآمد سرانه در ایران را با رویکرد منطقه‌ای بررسی و شکاف رشد اقتصادی در استان‌های ایران را در سال‌های 1370-1380 اندازه‌گیری نموده اند.در این مطالعه فرضیه وجود همگرایی مطلق بین استان‌های ایران بر پایه ی الگوی رشد (سولو-سوان) با استفاده از روش‌های اقتصاد سنجی آزمون شده است و نتایج به دست آمده نمایانگر وجود همگرایی در درآمد سرانه در بین استان‌های ایران است و تخمین ضریب همگرایی نشان می‌دهد که در هر سال 31% از شکاف موجود در رشد اقتصادی مناطق ایران کاهش می‌یابد.

فلاحی و همکاران(1390)، همگرایی درآمد سرانه بین کشورهای اسلامی را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج برآوردی آنها حاکی از وجود همگرایی بتا در اکثر کشورهای اسلامی به سمت مقدار متوسط درآمد سرانه این گروه از کشورها می‌باشد.

شکیبایی(1390) به بررسی همگرایی تجاری بین ایران و کشورهای عضو شانگهای، در دوره زمانی 2009-1996 پرداخته است و نتایج وی نشان دهنده عدم وجود همگرایی تجاری بین این کشورها است، همچنین بین همزمانی چرخه‌های تجاری و همگرایی (واگرایی) این کشورها رابطه منفی و معنی داری وجود دارد.

آذربایجانی و همکاران(1392) به بررسی وجود همگرایی درآمدی بین کشورهای دی هشت طی دوره 2009-1965 پرداختند. برای این منظور از سه رهیافت به نام‌های آزمون همگرایی سیگما، آزمون‌های تایل و آزمون‌های ریشه واحد داده‌های تابلویی استفاده نموده‌اند. نتایج آنها همگی از واگرایی درآمدی بین کشورهای عضو این گروه حکایت دارد.

کروگر و تنسر[xxvi](1982) رشد بهره‌وری در صنایع تولیدی ترکیه را بر حسب بخش‌های خصوصی و دولتی بررسی کردند. بر اساس نتایج این تحقیق کاهش رشد بهره‌وری در صنایع این کشور ناشی از محدودیت‌های تجاری بوده است. نتایج مطالعه همچنین نشان داد که رشد بهره‌وری کل در صنایع خصوصی و دولتی ترکیه تقریباً یکسان بوده است، اما مقدار استفاده از منابع و عوامل تولید در صنایع دولتی به مراتب بیشتر از صنایع خصوصی بوده است.

لیو [xxvii] و همکاران ( 1998 ) در تحقیق خود، بهره‌وری نهایی نیروی کار و سرمایه را در سال‌های 1989 و 1990 با استفاده از تخمین تابع تولید کاب- داگلاس به وسیله داده‌های خرد 140 بنگاه صنعتی محاسبه کردند. بر اساس نتایج تحقیق میزان آموزش نیروی کار تأثیر بسیار زیادی بر بهره‌وری نهایی نیروی کار داشته است. در بنگاه‌های صنعتی مورد بررسی، با وجود بهره‌وری بالای سرمایه، بهره‌وری نیروی کار از چنین وضعیتی برخوردار نبوده است.

از معدود مطالعات همگرایی بهره‌وری در ایران، مطالعه زهرا افشاری(1389) است که ابتدا به تحلیل ساختار بهره‌وری نیروی کار در ایران می‌پردازد و سپس با محاسبه ی آنتروپی (شاخص تایل)، روند همگرایی بهره‌وری در بخش‌های اقتصاد ایران را بررسی می‌کند. نتایج نمایانگر فرآیند کند همگرایی و در نتیجه طولانی بودن همگرایی بهره‌وری نیروی کار در بخش‌های اقتصاد ایران است.

همچنین اثر توسعه مالی روی رشد اقتصادی و  بهره‌وری از سوی کینگ و لوین[xxviii] در سال (1993)  مطالعه شد. این مدل را گرین وود و جوانویک[xxix] (1990) و بنچیوا و اسمیت[xxx] (1991) بسط دادند.  نتایج مطالعات بیان‌گر آن است که سازمان‌های مالی از طریق تحریک پس‌اندازکنندگان برای نگهداری دارایی‌هایشان به صورت دارایی‌های مولد و  همچنین تأمین  وجوه  مالی  برای افراد خطرپذیر و  به‌خصوص ایجاد  فن‌آوری‌های مولد می‌توانند بهره‌وری کل عوامل و  بهره‌وری نهایی  سرمایه  را  افزایش دهند. همچنین نتایج نشان می‌دهد که توسعه مالی می‌تواند اثر دایمی و پیوسته‌ای از کانال رشد بهره‌وری بر رشد  مستمر اقتصادی داشته باشد.

میزان تاثیرگذاری توسعه مالی بر بهره‌وری کل عوامل 38 کشور دنیا در دوره زمانی 1995-1980 در مطالعه تیدس[xxxi] (2005) انجام گرفته و بیان می‌دارد توسعه مالی از طریق نوآوری‌های فنی و کاهش هزینه‌های تولید می‌تواند موجب بهبود بهره‌وری شود و همچنین توسعه بازارهای سرمایه از طریق کاهش خطر نقدینگی سرمایه‌گذاران باعث بهبود فن‌آوری‌های تولیدی می‌شود.

گرینجر[xxxii] (2013) و لوین[xxxiii] (1997) در مطالعات خود به بررسی ادبیات موجود در مورد اثرات مالی بر رشد بهره‌وری پرداخته است. در بررسی کانال‌های اثر گذار بر رشد و توسعه اقتصادی مشاهده می‌شود که میان توسعه مالی و رشد اقتصادی رابطه مثبت معنی‌داری وجود دارد. لیانگ[xxxiv] و همکاران (2005) نیز به بررسی تاثیر توسعه مالی بر رشد بهره‌وری در چین  پرداخته‌اند. نتایج تجربی نشان می‌دهد، در طول دوره 1993-2001 که مطالعات بر اساس آن‌ها انجام شده است، توسعه مالی به طور قابل توجهی بر بهره‌وری اثر گذاشته است و این اثر مطلوب رشد بهره‌وری و در نتیجه رشد اقتصادی را نتیجه داده است.

 

4-آمارها و نتایج تجربی

برای بررسی همگرایی بهره‌وری از نوع سیگما، داده‌های مربوط به بهره‌وری کل عوامل تولید، سرمایه و نیروی کار به تفکیک صنایع کارخانه‌ای ایران مورد نیاز می‌باشد. همانطور که گفتیم بهره‌وری جزئی، نسبت کل ستانده به یک نهاده خاص است بنابراین با توجه به رابطه 3 و 4 برای محاسبه بهره‌وری جزئی سرمایه و نیروی کار، به آمارهای مربوط به موجودی سرمایه فیزیکی، نیروی کار و تولید یا ارزش‌افزوده به تفکیک صنایع نیاز داریم. همچنین روشی که ما در این تحقیق برای محاسبه بهره‌وری کل عوامل تولید استفاده می‌کنیم به پیروی از چن روش شاخص دیویژیا است. همانطور که در رابطه 6 مشاهده کردیم برای به دست آوردن این شاخص باید کشش‌های تولیدی نیروی کار و سرمایه را محاسبه نماییم که بدین منظور از تخمین تابع تولید کاب-داگلاس استفاده خواهیم کرد. برای تخمین تابع تولید کاب- داگلاس آمارهای نیروی کار،  ارزش‌افزوده و موجودی سرمایه صنایع کارخانه‌ای از اطلاعات مربوط به مرکز آمار ایران طی سال‌های 1373-1386 به دست آمد. در جدول (1) صنایع کارخانه‌ای به تفکیک کد ISIC آورده  شده اند.

 

جدول1- زیر بخش‌های صنایع کارخانه‌ای ایران به تفکیک ISIC دو رقمی طی دوره زمانی 86-1373

عنوان صنایع کارخانه ای

کدISIC

عنوان صنایع کارخانه ای

کد ISIC

صنایع مواد غذایی و آشامیدنی

15

تولید فلزات اساسی

27

تولید منسوجات

17

تولید محصولات فلزی فابریکی

28

تولید پوشاک- عمل آوردن و رنگ کردن

18

تولید ماشین آلات و تجهیزات طبقه بندی نشده

29

دباغی و عمل آوردن چرم و ...

19

تولید ماشین آلات اداری و حسابگر و محاسباتی

30

تولید چوب و محصولات چوبی و ...

20

تولید ماشین آلات مولد و انتقال برق

31

تولید کاغذ و محصولات کاغذی

21

تولید رادیو و تلویزیون و ...

32

انتشار و چاپ و تکثیر رسانه‌های ضبط شده

22

تولید ابزار پزشکی و ابزار اپتیکی و ...

33

صنایع تولید زغال کک-پالایشگاه‌های نفت و ...

23

تولید وسایل نقلیه موتوری و تریلر و ...

34

صنایع تولید مواد و محصولات شیمیایی

24

تولید سایر وسایل حمل و نقل

35

تولید محصولات لاستیکی و پلاستیکی

25

تولید مبلمان و مصنوعات طبقه بندی نشده

36

تولید سایر محصولات کانی غیر فلزی

26

منبع: مرکز آمار ایران

4-1- تخمین موجودی سرمایه

از آنجایی که در سالنامه آماری کشور تنها اطلاعات مربوط به میزان سرمایه گذاری زیر بخش‌های صنایع مختلف وجود دارد لذا باید بر اساس اطلاعات موجود میزان موجودی سرمایه برآورد گردد. روش‌های مختلفی برای محاسبه  موجودی سرمایه وجود دارد، در این تحقیق روش زیر مورد استفاده قرار گرفته است.

 

                                                            (9)

 

در این رابطه Ktموجودی سرمایه فیزیکی در دوره ی t، Kt-1 موجودی سرمایه فیزیکی در دوره t-1، It  ارزش سرمایه گذاری در دوره ی t و σ نرخ استهلاک است. اما برای استفاده از این رابطه به محاسبه ی موجودی سرمایه فیزیکی در ابتدای دوره و همچنین در اختیار داشتن نرخ استهلاک نیاز است. نرخ استهلاک سرمایه‌های ثابت در صنایع ایران به تفکیک گروه‌های صنایع از پژوهش انجام شده توسط توکلی و آذربایجانی(1379) به دست آمده است.

برای محاسبه ی موجودی سرمایه فیزیکی در ابتدای دوره، با استفاده از سری زمانی تشکیل شده سرمایه‌گذاری، مراحل روش نمایی زیر دنبال شده است. در روش نمایی ابتدا باید موجودی سرمایه از طریق تخمین تابع نمایی زیر برآورد شود: (زراء نژاد و قنادی،1384)

                                                                     (10)


در رابطه بالا  بیانگر سرمایه‌گذاری انجام شده در سال t و  سرمایه‌گذاری انجام شده در سال پایه است. تبدیل لگاریتمی رابطه بالا به صورت زیر است:

                                                           (11)

 

که بیانگر نرخ رشد سرمایه‌گذاری می‌باشد. پس از تخمین رابطه فوق با روش ols، برای تعیین موجودی سرمایه  داریم: 

                                                            (12)  

 

در این رابطه K0 بیانگر موجودی سرمایه فیزیکی در ابتدای دوره می‌باشد. بنابراین با وجود این روش و آمارهای موجود امکان محاسبه موجودی سرمایه برای سال‌ها و صنایع مختلف فراهم گردید. بر این اساس و با اطلاعات مربوط به نیروی کار، موجودی سرمایه و ارزش‌افزوده با استفاده از تخمین تابع کاب-داگلاس، به تخمین کشش‌های عوامل تولید نیروی کار و موجودی سرمایه خواهیم پرداخت. نتایج تخمین ضرایب در جدول (2) آورده شده است. برای تخمین‌ها از روش داده‌های تابلویی استفاده شده است.

جدول2- نتایج تخمین کشش‌های تولیدی نیروی کار و سرمایه

Dependent Variable: Y?

 

 

Method: Pooled EGLS (Period SUR)

 

Date: 01/12/14   Time: 17:15

 

 

Sample: 1 14

 

 

 

Included observations: 14

 

 

Cross-sections included: 21

 

 

Total pool (balanced) observations: 294

 

Linear estimation after one-step weighting matrix

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

K?

0.002547

5.21E-05

48.86712

0.0000

L?

0.322299

0.011781

27.35797

0.0000

C

3000.257

914.1914

3.281869

0.0012

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Weighted Statistics

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

R-squared

0.915751

Mean dependent var

1.103870

Adjusted R-squared

0.915172

S.D. dependent var

3.638094

S.E. of regression

1.000549

Sum squared resid

291.3194

F-statistic

1581.527

Durbin-Watson stat

2.009133

Prob(F-statistic)

0.000000

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Unweighted Statistics

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

R-squared

0.446611

Mean dependent var

25471.53

Sum squared resid

1.79E+11

Durbin-Watson stat

0.114829

 

 

 

 

 

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

 با توجه به نتایج موجود در جدول 2 می‌توان مشاهده کرد که در میان صنایع کارخانه‌ای ایران کشش عامل نیروی کار مقدار بالایی بوده و کشش عامل سرمایه مقدار پایینی است. علت این موضوع را می‌توان به کارگیری روزافزون سرمایه به نسبت نیروی کار دانست. به عبارت دیگر در صنایع کارخانه‌ای با پیشرفت تکنولوژی تمایل برای جایگزینی سرمایه به جای نیروی کار وجود دارد.

بعد از تخمین کشش‌های تولیدی نیروی کار و سرمایه، با استفاده از شاخص دیویژیا که در روابط 5  و 6  ذکر شد و با جایگذاری موجودی سرمایه، نیروی کار و ارزش‌افزوده به محاسبه بهره‌وری کل عوامل تولید (TFP) به تفکیک صنایع می‌پردازیم که نتایج آن در جدول3 آورده شده است.

 

 

جدول3- نتایج بهره‌وری کل عوامل تولید به تفکیک صنایع در دوره 1373-1386

کد ISIC

73

74

75

76

77

78

79

80

81

82

83

84

85

86

15

1011

848

808

914

944

996

958

973

1242

1239

1208

1426

1492

1431

17

656

602

554

601

504

500

496

498

541

578

581

616

682

655

18

112

86

75

61

51

61

38

48

77

74

73

91

80

91

19

160

131

122

138

112

95

84

109

133

129

119

121

149

128

20

97

102

95

127

121

118

99

101

123

132

123

128

180

179

21

317

244

228

189

179

230

279

236

227

283

308

340

308

321

22

140

141

139

203

204

145

136

137

286

189

142

184

192

178

23

653

229

254

1255

1882

2727

1764

2027

2151

2987

3255

3185

4291

4292

24

1337

1324

1475

1503

1265

1444

2234

2227

2531

2287

2906

2622

3398

4415

25

377

286

340

415

383

390

399

382

533

493

557

692

711

712

26

769

653

665

758

740

771

885

1011

1209

1420

1508

1581

1588

1755

27

1278

1046

1547

1324

1249

1241

1657

1460

1672

2237

3297

3372

3913

4745

28

409

348

492

438

407

466

455

626

641

666

391

722

776

1097

29

625

476

522

693

621

593

601

599

720

763

813

868

979

1104

30

94

38

46

65

54

54

71

74

74

53

94

102

81

81

31

258

302

306

425

377

348

395

532

596

604

649

811

753

740

32

134

127

199

287

250

287

303

255

295

279

377

283

237

252

33

88

94

101

110

106

115

103

139

132

169

200

187

192

195

34

591

690

684

1058

858

1046

1489

2184

1816

2580

2330

2801

3507

2950

35

133

112

129

176

155

153

175

285

357

756

766

613

617

339

36

103

93

90

113

91

98

89

104

147

190

198

245

227

215

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همانطور که مشاهده می‌کنیم بیشترین بهره‌وری کل عوامل تولید مربوط به صنایع پالایشگاه نفت، تولید مواد و محصولات شیمیایی و تولید فلزات اساسی است و کمترین بهره‌وری مربوط به صنایع تولید پوشاک، عمل آوردن و رنگ کردن و صنایع تولید ماشین‌آلات اداری و محاسباتی است.

همچنین با استفاده از روابط 3 و 4 بهره‌وری سرمایه و نیروی کار را محاسبه می‌نماییم. نتایج در جدول 4 و 5 آورده شده است.

 

 

 

 

جدول4- نتایج بهره‌وری جزئی سرمایه به تفکیک صنایع در دوره 1373-1386(درصد)

کد ISIC

73

74

75

76

77

78

79

80

81

82

83

84

85

86

15

1.0

1.0

1.1

1.2

1.1

1.2

1.2

1.1

1.6

1.4

1.3

1.3

1.2

1.0

17

0.5

0.6

0.6

0.7

0.6

0.6

0.7

0.6

0.7

0.7

0.7

0.7

0.7

0.6

18

1.3

1.1

1.2

1.0

0.8

1.0

0.7

0.9

2.0

1.7

1.6

2.0

1.6

1.8

19

1.0

1.0

1.1

1.4

1.1

1.0

1.0

1.2

1.7

1.4

1.3

1.2

1.6

1.4

20

0.3

0.3

0.4

0.6

0.6

0.6

0.6

0.6

0.9

1.0

0.9

1.0

1.3

1.4

21

0.8

0.6

0.7

0.6

0.7

0.8

1.1

0.8

0.9

1.1

1.1

1.1

0.9

0.9

22

0.1

0.2

0.2

0.4

0.4

0.3

0.4

0.3

1.0

0.7

0.5

0.7

0.7

0.7

23

1.5

0.6

0.7

3.0

4.4

7.3

5.4

5.5

6.7

7.4

8.0

7.0

9.5

7.4

24

0.4

0.4

0.6

0.6

0.4

0.6

1.1

1.0

1.4

1.3

1.4

1.2

1.6

1.6

25

0.4

0.4

0.4

0.4

0.4

0.5

0.5

0.4

0.7

0.6

0.8

0.9

0.9

0.9

26

0.7

0.8

0.9

0.9

0.9

1.0

1.1

1.0

1.5

1.6

1.6

1.4

1.3

1.2

27

0.1

0.1

0.2

0.2

0.2

0.3

0.4

0.4

0.5

0.8

1.1

1.1

1.2

1.5

28

0.8

0.8

1.3

1.2

1.1

1.3

1.3

1.5

1.9

1.9

1.1

1.8

1.7

2.1

29

0.7

0.6

0.8

1.2

1.0

1.0

1.1

1.0

1.4

1.4

1.5

1.4

1.5

1.8

30

14.7

4.6

5.1

7.1

3.8

3.6

1.5

1.5

2.1

1.2

2.3

2.2

1.6

0.5

31

0.4

0.6

0.7

1.1

1.0

1.0

1.2

1.5

1.9

1.9

1.8

1.9

1.6

1.7

32

1.2

1.3

2.2

3.4

2.0

2.3

2.5

1.8

2.1

1.8

2.4

1.6

1.3

1.3

33

0.8

0.9

1.1

1.2

1.0

1.3

1.2

1.5

1.4

1.8

2.0

1.6

1.2

1.3

34

0.6

1.0

1.2

1.9

1.5

2.0

3.0

3.6

3.4

3.5

2.6

2.4

2.6

2.1

35

1.1

1.1

1.5

1.9

1.4

1.5

1.7

2.6

3.4

7.5

8.0

3.8

3.3

1.4

36

2.3

2.0

1.7

1.8

1.3

1.4

1.3

1.1

2.0

2.3

2.4

2.8

2.1

1.4

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

بالا‌‌ترین مقدار بهره‌وری جزئی سرمایه مربوط به صنایع پالایشگاه‌های نفت و تولید ماشین‌آلات اداری و محاسباتی بوده و کمترین مقدار بهره‌وری سرمایه مربوط به صنعت انتشارو چاپ و تکثیر رسانه‌های ضبط شده می‌باشد.

 

 

 

 

 

 

جدول5- نتایج بهره‌وری نیروی کار به تفکیک صنایع در دوره 1373-1386(درصد)

کد ISIC

73

74

75

76

77

78

79

80

81

82

83

84

85

86

15

41

33

30

34

35

36

34

35

40

38

37

43

45

43

17

20

20

18

19

16

17

16

17

20

22

23

25

29

29

18

19

17

15

13

12

19

12

15

17

17

18

24

22

24

19

20

18

17

19

16

16

14

18

22

26

27

29

33

29

20

16

20

18

25

24

26

22

22

24

28

29

31

46

44

21

46

39

35

31

27

35

43

35

30

38

41

48

43

43

22

24

29

28

37

38

29

27

28

41

27

24

31

33

31

23

87

34

37

177

261

387

251

282

295

428

467

487

640

593

24

84

85

91

90

74

84

128

125

136

121

156

137

174

219

25

38

29

34

38

34

34

34

32

40

34

40

49

48

47

26

29

23

23

27

26

28

32

36

39

45

48

51

51

55

27

68

61

88

75

70

68

89

79

87

116

170

175

203

237

28

30

28

37

32

29

33

31

43

36

36

21

39

42

58

29

33

28

29

38

34

32

32

31

33

36

39

41

48

54

30

105

42

46

40

40

44

49

52

37

26

44

47

42

40

31

29

35

34

40

34

31

35

44

44

44

46

58

54

51

32

28

30

47

63

68

55

60

51

55

54

76

61

53

58

33

22

22

25

26

25

26

21

26

24

28

33

33

36

34

34

60

69

60

84

63

70

90

121

85

108

94

111

133

106

35

27

24

25

34

30

28

30

41

42

82

84

69

73

46

36

19

18

17

21

17

20

18

20

20

26

28

33

31

29

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج نشان می‌دهد بیشترین بهره‌وری نیروی کار مربوط به صنایع پالایشگاه‌های نفت، صنایع تولید مواد و محصولات شیمیایی و صنایع تولید فلزات اساسی بوده و کمترین بهره‌وری نیروی کار مربوط به صنایع تولید منسوجات، تولید پوشاک-عمل آوردن و رنگ کردن است.

با توجه به داده‌های مربوط به بهره‌وری کل عوامل تولید، بهره‌وری سرمایه فیزیکی و بهره‌وری نیروی کار، به بررسی همگرایی سیگما می‌پردازیم.

 

4-2- محاسبه ی همگرایی سیگما

با استفاده از رابطه 2 و داده‌های به دست آمده واریانس بهره‌وری کل عوامل تولید، سرمایه و نیروی کار را محاسبه می‌نماییم. نتایج در جدول 4 آورده شده است.

                                      جدول4-همگرایی سیگما بین صنایع کارخانه ای                                     

واریانس بهره وری

سال

کل عوامل تولید

نیروی کار

سرمایه

1373

146702.29

0.06246

0.00090

1374

120943.67

0.03034

0.00008

1375

174091.79

0.04216

0.00010

1376

197803.55

0.12930

0.00022

1377

232554.29

0.26199

0.00010

1378

397658.84

0.58862

0.00022

1379

402914.52

0.27961

0.00012

1380

490663.87

0.34427

0.00014

1381

522702.16

0.36030

0.00017

1382

789982.77

0.75089

0.00035

1383

1098666.96

0.93848

0.00039

1384

1111029.17

0.98092

0.00018

1385

1804716.08

1.73221

0.00033

1386

2225551.74

1.58552

0.00019

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور آزمون فرضیه همگرایی سیگما در میان صنایع کارخانه‌ای ایران از نمودار‌های مربوط به انحراف معیار کمک گرفته می‌شود. نمودار 1 روند انحراف معیار بهره‌وری کل عوامل تولید صنایع کارخانه ای(TFP) در طول سال‌های 1386-1373و نمودار 2 روند انحراف معیار بهره‌وری نیروی کار صنایع کارخانه‌ای را نشان می‌دهد. روند صعودی انحراف معیار حاکی از عدم همگرایی سیگما و یا به عبارتی دیگر واگرایی است. نمودار 3 روند انحراف معیار بهره‌وری سرمایه را در میان صنایع کارخانه‌ای نمایش می‌دهد که نشان دهنده رد فرضیه وجود همگرایی سیگما می‌باشد.

 

 

نمودار1- روند انحراف معیار بهره‌وری کل عوامل تولید صنایع کارخانه ای(1386-1373)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نمودار2- روند انحراف معیار بهره‌وری نیروی کار صنایع کارخانه ای(1386-1373)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

نمودار3- روند انحراف معیار بهره‌وری سرمایه  صنایع کارخانه ای(1386-1373)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به طور کلی نتایج نشان داد طی سال‌های مورد بررسی واریانس بهره‌وری کل عوامل تولید و نیروی کار در میان صنایع کارخانه‌ای روند صعودی دارد و واریانس بهره‌وری سرمایه به صورت نوسانی افزایش و کاهش یافته است که این خود دلیلی بر عدم همگرایی سیگما و به عبارتی نوعی واگرایی است.

 

 5- نتیجه گیری

در این مطالعه به بررسی بهره‌وری جزئی نهاده سرمایه و نیروی کار، بهره‌وری کل عوامل تولید(TFP) و همگرایی سیگما بین صنایع کارخانه‌ای ایران در دوره 1386-1373 پرداخته شد و در پی پاسخ به این سوال بودیم که آیا پیشرفت یک صنعت کارخانه‌ای خاص عاملی در جهت پیشرفت سایر صنایع کارخانه‌ای و در نتیجه رشد اقتصادی خواهد بود یا خیر؟ نتایج نشان می‌دهد که:

  • از نظر شاخص بهره‌وری جزئی نهاده سرمایه، صنایع تولید زغال کک-پالایشگاه‌های نفت (23) با رتبه اول و صنایع تولید ماشین آلات اداری و حسابگر و محاسباتی (30) و تولید سایر وسایل حمل و نقل (35) دارای بالاترین سطح بهره‌وری بوده و همچنین صنایع تولید منسوجات (17)، تولید چوب و محصولات چوبی (20)، انتشار و چاپ و تکثیر رسانه‌های ضبط شده (22)، تولید محصولات لاستیکی و پلاستیکی (25)، تولید فلزات اساسی (27) دارای کمترین سطوح بهره‌وری هستند.
  • از نظر شاخص بهره‌وری جزئی نهاده نیروی کار، صنایع کارخانه‌ای صنایع تولید زغال کک-پالایشگاه‌های نفت (23) با رتبه اول و صنایع تولید مواد و محصولات شیمیایی (24)و تولید فلزات اساسی (27) دارای بالاترین سطوح بهره‌وری بوده و صنایع تولید منسوجات (17)، تولید پوشاک- عمل آوردن و رنگ کردن (18)،دباغی و عمل آوردن چرم (19)، تولید مبلمان و مصنوعات طبقه بندی نشده (36) دارای کمترین سطوح بهره‌وری هستند.
  • از نظر شاخص بهره‌وری کل عوامل تولید صنایع کارخانه‌ای صنایع تولید زغال کک-پالایشگاه‌های نفت (23) و صنایع تولید مواد و محصولات شیمیایی (24) با رتبه اول و تولید فلزات اساسی (27) دارای بالاترین سطح بهره‌وری و  صنایع  تولید پوشاک- عمل آوردن و رنگ کردن (18) و تولید ماشین آلات اداری و حسابگر و محاسباتی (30) دارای کمترین سطح بهره‌وری هستند.
  • کشش تولیدی صنایع کارخانه‌ای کشور نسبت به نهاده نیروی کار بیشتر از سرمایه بوده است. که نشان می‌دهد  در صنایع کارخانه‌ای با پیشرفت تکنولوژی تمایل برای جایگزینی سرمایه به جای نیروی کار وجود دارد.
  • نتایج به دست آمده از تخمین توابع تولید نشان می‌دهد که صنایع کارخانه‌ای از صرفه‌های اقتصادی ناشی از مقیاس برخوردار نیستند. این امر بیان‌کننده این است که افزایش نهاده‌های تولید در صنایع کارخانه‌ای موجب می‌شود تولید با نسبت کمتری از افزایش نهاده‌ها افزایش یابد.
  • انحراف معیار بهره‌وری کل عوامل تولید و نیروی کار طی سال‌های مورد بررسی به شدت در حال افزایش بوده که نشان‌دهنده عدم همگرایی سیگما و یا واگرایی است. همچنین انحراف معیار بهره‌وری سرمایه به صورت نوسانی تغییر کرده و شاهد افزایش اندکی نیز می‌باشیم که در هر صورت نشان‌دهنده رد فرضیه وجود همگرایی سیگما است.

 

 

 

 

 

 

 



1- دانشجوی دکتری اقتصاد مالی- سنجی دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران   soleimani1014@gmail.com   

2- عضو هیئت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران (نویسنده مسئول)      taee@atu.ac.ir        

3- عضو هیئت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران     mohammadi@atu.ac.ir     



  1. Dollar & Kraay
  2. Rogers
  3. توسعه مالی فرآیندی است که طی آن افراد جامعه قابلیت دسترسی ارزان‌قیمت به ابزارها، خدمات، بازارها و واسطه‌های مالی را پیدا می‌کنند و در یک بازار مالی توسعه یافته، اصول آزادی انتخاب و شفافیت اطلاعات به درستی رعایت می‌شود و عرضه‌کنندگان و تقاضاکنندگان خدمات مالی، می‌توانند در کمال آزادی و آگاهی خدمت مورد نظر خود را بخرند و یا بفروشند.
    1. Solow - Swan
    2. Barro & Salai-Martin,1991
    3. Beta Absolute Convergence
    4. Beta Conditional Convergence
    5. trend function
    6. Ftidman & Litchenberg(1992)
    7. Index Approach.
    8. Function Approach
    9. Input - Output Approach
    10. Total Productivity
    11. Elementary Index of Productivity
    12. Solow Index of Productivity
    13. Kendrick Index of Productivity
    14. Divisia Index of Productivity
    15. Hines,s Model
    16. Tornvist Index of Productivity
    17. به منظور پرهیز از طولانی شدن موضوع از بیان جزئیات روش‌ها خودداری شده است. برای مطالعه و آشنایی بیشتر با انواع شاخص‌های اندازه‌گیری بهره‌وری کل عوامل تولید به فصل سوم (عسگری و همکاران،1382 :22-45) رجوع شود.
      1. Chen
      2. Panel data approach
      3. Baumol
      4. Delong
      5. Fiedrich Eckey
      6. Krueger and Tancer
      7. Liu
      8. King and Levine
      9. Greenwood and Jovanovic
      10. Bencivenga and Smith
      11. Tadesse
      12. Agnieszka Gehringer
      13. Levine
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 

34. Liang

فهرست منابع

1)     افشاری، زهرا(1389)،همگرایی بهره‌وری نیروی کار بخشی در ایران(آزمون نظریه ی لوئیس)،مجله تحقیقات اقتصادی، شماره91، تابستان، صفحات219-

2)     اکبری نعمت الله، رزیتا موید فرد(1383)بررسی همگرایی درآمد سرانه بین استان‌های کشور(یک رهیافت اقتصاد سنجی فضایی)، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی، شماره سیزدهم، پاییز، صفحات1-13

3)     توکلی،اکبر و آذربایجانی،کریم(1379)، اندازه‌گیری و تجزیه و تحلیل بهره‌وری عوامل تولید در گروه‌های صنایع ایران، مجله ی برنامه و بودجه شماره 52-53.

4)     دائی کریم‌زاده سعید، کریم آذربایجانی، محمد جوانمردی(1392) آزمون همگرایی درآمدی در کشورهای در هشت(رهیافت همگرایی سیگما،شاخص‌های تایل و آزمون ریشه واحد در داده‌های تابلویی)، فصلنامه پژوهش‌های رشد و توسعه اقتصادی، سال سوم، شماره دهم، بهار، صفحات59-72

5)     دائی کریم زاده سعید، کریمیان غلامحسین (1392) تحلیل تاثیر سیاست مالی بر همگرایی بهره‌وری نیروی کار،فصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی ،شماره نهم، بهار، صفحات 57-72

6)     رحمانی تیمور، شهرام شفیعی(1388) بررسی همگرایی بهره‌وری کل عوامل تولید(TFP) بخش صنعت در استان‌های ایران، مجله ی تحقیقات اقتصادی شماره 91، تابستان، صفحات-219

7)     زراءنژاد، منصور و بهروز قنادی ( 1384 )، تخمین تابع بهره‌وری نیروی کار در بخش صنایع استان خوزستان، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران ،سال هفتم، شماره 24، پاییز،ص 52-33

8)     شاه آبادی ابوالفضل، پریسا فعلی (1391)، تاثیر توسعه مالی بر بهره‌وری کل عوامل در ایران، فصلنامه اقتصاد و تجارت نوین، شماره های 23 و 24، زمستان 1389 و بهار 1390،صفحات 111- 133

9)     شکیبایی علیرضا، حسن شاه سنایی(1390) بررسی همگرایی اقتصادی و همزمانی چرخه‌های تجاری در گروه شانگهای، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی، سال دوازدهم، شماره سوم، پاییز، صفحات 89-105

10)  عسگری علی، حاجی نژاد علی، اصغرپور حسین، محمدزاده پرویز(1383)، بهره‌وری صنایع روستایی در ایران،فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی،شماره14، زمستان ،صفحات33-56

11)  فروغی پور،الهام (1385) بررسی همگرایی سیگما و بتا بین کشورهای عضو اپک طی سال‌های  1970-2004; فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی،شماره 39، تابستان، صفحات 35- 156

12)  فلاحی فیروز، بهزاد سلمانی، سیمین کیانی (1390) بررسی همگرایی نوع بتا بین ایران و کشورهای منتخب اسلامی، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی( رشد و توسعه پایدار)، سال دوازدهم، شماره چهارم، زمستان، صفحات 171-194

13)  قویدل، صالح(1391)،بررسی تحلیلی ساختار و مزیت نسبی صنایع کارخانه‌ای ایران(با تاکید بر رهیافت انتقال سهم (shift-share analysis،فصلنامه اقتصاد توسعه و برنامه ریزی،سال اول، شماره اول،بهار و تابستان،127-144

14)   Baumol, W. (1986)." Productivity Growth, Convergence and Welfare: What the Long-Run Data show; American Economic Review”, V .76, PP. 1072-1085

15)   De long, B. (1988)." Productivity Growth, Convergence and Welfare: A Comment; American Economic Review”, V.78, PP.1138-1154.

16)   Rahmani, Teymur & Eckey, Hans –Fiedrich (2004)-"Testing Regional Convergence in Iran Economy”, Iranian Economic Review Vol9, No.10

17)   Romer, D. (2001) Advanced Macroeconomic; McGraw-Hill, New York.Wei, C. (2004) Economic Growth and Convergence Across Canada; M. A. (Economic) Thesis, Simon Fraser University.

18)   Barro, R. J., Salai-Martin, x. (1991) Convergence Across States and Regions; Brookings Papers on Economic Activity, V.2, PP.107-158.

19)   Barro, R. J., & Sala i – Martin. X., (1995), Technological Diffusion, Convergence, and Growth, Nber Working Paper, No5151

20)   Chen, K. H.C. Wangh, Y.X Zheng (1988), Productivity change in Chinese industry 1953-85, journal of Comparative Economics, 12, pp 570-91

21)   Krueger, A. & B. Tancer. (1982). Growth of Factor Productivity in, Turkish -Manufacturing Industries. Journal of Development Economics II (3): 307- 325.

22)   Liu, Y., C. Beng & L. Wenzhi. (1998). Education, Experience and Productivity of Labor in China's Township and Village Enterprises: The Case of Jiangsu Province. China Economic Review, 9 (1): 47- 58.

23)   Tadesse, S. (2005). Financial development and technology. William Davidson Institute Working Papers Series WP879, Working Paper Number 749.

24)   Agnieszka Gehringer (2013). Financial Liberalization, Financial Development and Productivity Growth – An Overview, NO 46

25)   Sylviane Guillaumont Jeanneney, Ping Hua, and Zhicheng Liang (2006), Financial Development, Economic Efficiency, and Productivity Growth: Evidence from China, The Developing Economies, XLIV-1 27–52

26)   ROSS LEVINE, Financial Development and economic Growth: Views and Agenda, Journal of Economic Literature. Vol. XXXV (June 1997), pp. 688–726

27)   Vogel sang, T. J. (1998) Trend Function Hypotheses Testing in the Presence of Serial Correlation; Econometrics, V.66, PP.123-148.

 

 

یادداشت‌ها