1. مقدمه
در مدل‌های رشد درون‌زا، مفهوم «تعمیق سرمایه » نقش مهمی در تأثیرگذاری بر ظرفیت اشتغال و رشد اقتصادی دارد. تعمیق سرمایه (رشد موجودی سرمایه فیزیکی سرانه نیروی کار توأم با رشد خدمات سرمایه) یکی از جنبه‌های مهم اقتصاد توسعه است؛ زیرا به لحاظ توانایی جذب و پذیرش فناوری بهتر و افزایش بهره‌وری نیروی کار و نیز زمینه‌ساز افزایش تمایل بنگاه برای به‌کارگیری نیروی کار و ایجاد توان اشتغالزایی و رشد اقتصادی بالاتر بخش صنعت ساخت، بسیار مهم است. می‌توان گفت که مسئله بیکاری به‌صورت حادترین موضوع در کانون توجه برنامه‌ریزان و سیاست‌گذاران ملی و منطقه‌ای قرار گرفته و بدین‌سان، هرگونه پژوهش، برنامه‌ریزی و سیاست‌گذاری برای رفع این مشکل بیش از پیش ضرورت می‌یابد.
می‌توان گفت که تغییر ظرفیت اشتغالزایی عامل کار ناشی از تعمیق سرمایه فیزیکی به چگونگی ترکیب این عامل با عامل سرمایه، نوع تکنولوژی تولید، بازدهی نسبت به مقیاس، میزان کشش جانشینی نهاده‌ها، امکان ایجاد صنایع جدید، گسترش صنایع موجود و غیره بستگی دارد. انتظار می‌رود تعمیق سرمایه فیزیکی از طریق افزایش تولید، ارتقای بهره‌وری نیروی کار، ایجاد صنایع جدید، گسترش صنایع موجود، توأم با کمتر بودن کشش جانشینی نهاده‌ها، ظرفیت اشتغالزایی صنایع کارخانه‌ای ایران افزایش یابد.
هدف اصلی این مقاله، بررسی تأثیر تعمیق سرمایه (فزونی نرخ رشد عامل سرمایه فیزیکی نسبت به نرخ رشد عامل نیروی کار بدون احتساب خدمات سرمایه) و کشش جانشینی عوامل تولید بر ظرفیت اشتغالزایی بخش صنایع کارخانه‌ای ایران طی دوره سالیانه 1368-1398 است. در این پژوهش با معرفی عامل «کشش جانشینی» به‌عنوان یکی از مؤلفه‌های مهم و اثرگذار، توأم با اثر راهبرد «تعمیق سرمایه» به‌عنوان مبحثی نوین بر توان و ظرفیت اشتغالزایی صنایع کارخانه‌ای (صنعت ساخت) به‌عنوان یکی از مهم‌ترین بخش‌های مولد اقتصاد کشور برای دوره سالیانه 1368 - 1398 بررسی می‌شود.
از آنجاکه در بسیاری از مدل‌های اقتصادی و مالی، تأثیرگذاری متغیرهای توضیحی با تأخیر (وقفه)های قابل‌توجهی مواجه‌اند، در پژوهش حاضر با استفاده از رویکرد «خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL)» که مبتنی‌بر تفسیر سه معادله روابط پویای کوتاهمدت، روابط بلندمدت و الگوی تصحیحخطا (ECM) است، ابتدا فرایند ایستایی (مانایی) متغیرهای مدل به روش آزمون دیکی‌فولر تعمیم‌یافته، فروض کلاسیک و تصریح فرم تبعی درست مدل، مورد آزمون قرار‌گرفته و سپس، روابط کوتاهمدت و بلندمدت بین متغیرهای توضیحی و متغیر وابسته مدل و نیز وجود رابطه بلندمدت (هم‌جمعی) بین متغیرها با استفاده از آزمون هم‌جمعی کرانه‌ای پسران و دیگران مورد آزمون قرار گرفته و آنگاه، مدل تصحیح خطا برای محاسبه سرعت تعدیل عدم تعادل‌های کوتاهمدت در مسیر رسیدن به تعادل بلندمدت تشریح و تبیین گردیده و به دنبال آن، آزمون ثبات بلندمدت پارامترهای مدل، موسوم به ثبات ساختاری مدل، مورد بررسی قرار گرفته و سپس، به تجزیه و تحلیل نتایج حاصل از برآورد مدل و در پایان به نتیجه‌گیری و پیشنهادها پرداخته می‌شود.
2. مروری بر ادبیات
در تمام برنامه‌های پنج‌ساله توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی کشور، موضوع رفع معضل بیکاری و ایجاد اشتغال و به‌تبع آن، شناخت توان و قابلیت‌های بخش‌های اقتصادی در زمینه‌های شدت سرمایه، سرمایه‌پذیری، تعمیق سرمایه و به‌دنبال آن اشتغالزایی نیروی کار، یکی از مباحث و اهداف راهبردی بسیار مهم است که مورد توجه ویژه آحاد کارگزاران و برنامه‌ریزان اقتصادی است.
تعمیق سرمایه، از طریق بهبود بهره‌وری نیروی کار موجب رشد تولید و افزایش ظرفیت اشتغال بخش صنعت ساخت می‌شود؛ بهطوریکه اگر تعداد نیروی کار و حجم عامل‌سرمایه به یک نسبت افزایش یابد، نسبت سرمایه به نیروی کار بدون تغییر باقی می‌ماند و آنگاه این نمونه‌ای از «گسترش سرمایه» نه تعمیق سرمایه خواهد بود. مقوله تعمیق سرمایه با نوآوری فناوری متفاوت است؛ زیرا درواقع، تعمیق سرمایه به‌معنای سرمایهگذاری بیشتر در افزایش کارخانجات، ماشین‌آلات، ابزار و تجهیزات و درنتیجه، افزایش نسبت سرمایه به نیروی کار واحدهای صنعتی است که به افزایش کل محصول تولید‌شده توسط همان تعداد نیروی کار منجرمی‌شود. در مدل‌های رشد درون‌زا، تعمیق سرمایه نقش مهمی در تأثیرگذاری بر نرخ رشد اقتصادی دارد و یکی از جنبه‌های مهم اقتصاد توسعه است؛ زیرا در توانایی جذب و پذیرش فناوری بهتر و افزایش بهره‌وری نیروی کار درجهت افزایش ظرفیت اشتغال و ایجاد رشد اقتصادی بالاتر، بسیار مهم و اثرگذار است. همچنین، یکی از اساسی‌ترین مباحث اقتصاد خرد که رابطه (جانشینی، خنثی و مکملی) بین عوامل تولید در چارچوب آن مورد بحث و بررسی قرار می‌گیرد، کشش جانشینی بین عوامل تولید صنعت/بنگاه است.
در حالت کلی، رشد سرمایه فیزیکی توأم با رشد خدمات سرمایه وقتی از رشد نیروی کار بیشتر شود، تعمیق سرمایه ایجاد شده و یا در حال رخ دادن است (عجم‌اوغلو و همکاران، 2006). در این مقاله، تنها به رشد سرمایه فیزیکی و رشد نیروی کار توجه‌شده و رشد خدمات سرمایه نادیده گرفته شده است؛ بنابراین، تعمیق سرمایه در این مقاله به‌معنای رشد بیشتر سرمایه فیزیکی واقعی از رشد نیروی کار است.
بر طبق تعریف، «تعمیق سرمایه» در زمان t وجود خواهد داشت، اگر:
(1)
به‌بیان دیگر، با انتقال عبارت سمت راست نامساوی فوق به سمت چپ، می‌توان نوشت: که در آن، است.
که در آنها، متغیر K (با حرف بزرگ) معرف موجودی سرمایه خالص فیزیکی واقعی (به قیمت ثابت)، L معرف عامل نیروی کار و k (با حرف کوچک) معرف موجودی سرمایه خالص فیزیکی سرانه نیروی کار است و تعمیق سرمایه زمانی اتفاق می‌افتد که نرخ رشد موجودی سرمایه خالص فیزیکی سرانه نیروی کار مثبت شود.
بنابراین، پژوهش حاضر در پی آن است که با معرفی مؤلفه «کشش جانشینی کار ـ سرمایه» به‌عنوان یکی از عوامل و مؤلفه‌های مهم و اثرگذار بر توان و ظرفیت اشتغالزایی، راهبرد «تعمیق سرمایه فیزیکی» در سطح صنایع کارخانه‌ای (صنعت ساخت)، به‌عنوان یکی از مهم‌ترین بخش‌های مولد اقتصاد کشور برای دوره سالیانه 1368-1398 مورد بحث و بررسی قرار دهد و به تشریح و تفسیر نتایج حاصل از برآورد الگوهای کوتاهمدت و بلندمدت تقاضای نیروی کار صنایع کارخانه‌ای کشور با استفاده از رهیات مدل‌های پویای خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL) بپردازد. این‌که عامل «تعمیق سرمایه» تا چه اندازه قادر است از طریق کارکرد ضمنی خود به ایجاد فرصت‌های شغلی و حل معضل بیکاری منجرشود، به عوامل متعدد دیگری بستگی دارد که در این مطالعه بر دو عامل اساسی پیچیده و مرتبط، یکی عامل «تعمیق سرمایه» به‌عنوان عامل کلیدی اولیه و دیگری «کشش جانشینی عوامل تولید» به‌عنوان عامل مهم ثانویه تمرکز می‌شود. عامل اول، بهمیزان انگیزه بنگاه‌ها و واحدهای صنعتی متقاضی سرمایهگذاری در ایجاد و توسعه فعالیت‌های خود مربوط می‌شود و عامل دوم، به نوع تکنولوژی (کاربر، سرمایه‌بر یا خنثی) تولید بنگاه‌های اقتصادی و واحدهای صنعتی متقاضی تعمیق سرمایه و افزایش سرمایهگذاری اشاره دارد.
موضوع کشش جانشینی بین سرمایه و کار، «به‌عنوان موتور رشد اقتصادی» ، یکی از پارامترهای کلیدی و ساختاری در بسیاری از زمینه‌های اقتصاد محسوب می‌شود. سنجه و معیار این نیرو، «کشش جانشینی» است که پارامتر اصلی در توابع تولید و به‌ویژه، توابع تولید با کشش جانشینی ثابت (CES) به‌عنوان تابع تولید مرجع است. اگر ارزش افزوده واقعی بخش صنعت ساخت به‌عنوان تولید (محصول) نهایی، یعنی Y، با رویکرد کشش جانشینی ثابت و با ترکیب نهاده‌های L و K تولید شود، یعنی کالای نهایی منحصر به فرد (Y) با ترکیب عوامل تولید، با ضریب وزنی μ و پارامتر A که معرف سطح تکنولوژی و با کشش جانشینی عوامل ε∈[o ,∞) است، تولید می‌شود:
(2)
بهطوریکه کشش جانشینی عوامل تولید برای تابع تولید فوق، از رابطه (3) حاصل می‌شود:
(3)
که در آن، ε معرف کشش جانشینی عوامل تولید است. براساس رابطه (2) و نمودار (1)، هرگاه پارامتر ρ به‌سمت صفر میل کند (سناریوی تغییر ناهمسوی نهاده‌ها)، کشش جانشینی برابر واحد می‌شود و منحنی‌های تولید همسان به‌حالت هذلولی قائم (کاب ـ داگلاس ) درمی‌آیند. هرگاه پارامتر ρ به‌سمت بی‌نهایت میل کند (سناریوی ثبات یک نهاده و افزایش نهاده دیگر)، کشش‌جانشینی برابر صفر می‌شود و منحنی‌های تولید همسان به حالت زاویه قائمه (تابع تولید لئونتیف) درمی‌آیند. اگر پارامتر ρ به‌سمت منفی یک میل کند، کشش جانشینی برابر بی‌نهایت می‌شود و منحنی‌های تولید همسان به‌حالت خط راست با شیب منفی درمی‌آیند.
می‌توان گفت هر واحد صنعتی به‌منظور گسترش مقیاس تولید خود درخصوص چگونگی ترکیب و به‌کارگیری نهاده‌های تولید علاوهبر سناریوهای مزبور، سناریوی «تغییر همسوی نهاده‌ها، یعنی گسترش هر دو نهاده تولید» را در پیش‌روی دارد.
نمودار 1. صور مختلف منحنی‌های تولید همسان توابع تولید
منبع: کلامپ و همکاران ، 2011.
آنچه که در اینجا نیاز به تحلیل جدی‌تر دارد، شرایطی است که به شکل‌گیری رابطه مثبت بین نهاده‌های کار و سرمایه منجرمی‌شوند. براساس مطالب پیشگفته، استنباط می‌شود که وجود ارتباط مثبت بین دو نهاده کار و سرمایه در فرایند تولید بنگاه، بستگی به دو عامل اساسی «تصمیم و تمایل بنگاه تولیدی به گسترش مقیاس تولیدی» و «شدت و درجه جانشینی بین کار و سرمایه در فرایند گسترش مقیاس تولید» خواهد داشت. میزان تحقق شرط لازم (گسترش مقیاس تولید) به‌اندازه تقاضای مؤثر و وجود بازار مناسب برای محصول تولیدی بنگاه بستگی دارد. دسته دیگر از عوامل به شرایط و تکنولوژی تولید و عرضه محصول مربوط می‌شوند که به‌نوعی تعیین‌کننده نوع بازدهی نسبت به مقیاس‌اند. اگر تکنولوژی تولید به‌گونه‌ای باشد که منجر به بازدهی‌های فزاینده نسبت به مقیاس شود، تمایل بنگاه برای گسترش مقیاس تولید و ظرفیت اشتغالزایی افزایش می‌یابد و برعکس (عزیزمحمدلو، 1386).
براساس نتایج برخی مطالعاتی که به‌دنبال اندازه‌گیری دقیق کشش جانشینی بین عوامل تولید بوده‌اند، هرچه میزان تحرک‌پذیری و امکان جانشینی عوامل بیشتر باشد، روش تولید می‌توان دارای انعطاف‌پذیری بیشتری باشد. در ایران، در سطح بخش‌های مختلف اقتصادی، کشش جانشینی عوامل، معمولا پایین تخمین‌زده شده است. به‌عنوان مثال، خداداد کاشی و جانی (1390) بین دو نهاده سرمایه و انرژی در سطح کارگاه‌های صنعتی‌بزرگ، رابطه مکملی و بین نیروی کار و انرژی و نیز نیروی کار و عامل‌سرمایه، رابطه جانشینی ضعیف مشاهده نموده‌اند. بهطوریکه، کشش جانشینی بین نیروی کار و عامل سرمایه را 46/0 برآورد کرده‌اند. وجود رابطه جانشینی بین نهاده‌های تولید، در مطالعه شهیکی‌تاش، نوروزی و رحیمی (1392) نیز تأیید شده است. در مقابل، پژوهش‌هایی مانند مطالعه مقدم و همکاران (1392) رابطه‌ای از حیث جانشینی یا مکملی مشاهده نکرده‌اند و به عبارتی، کشش جانشینی را معادل صفر برآورد کرده‌اند. همچنین، در مطالعه کریمی راهجردی و نوفرستی (1395)، مقدار کشش جانشینی بین نیروی کار و عامل سرمایه، 295/0 برآورد شده است (کریمی راهجردی و نوفرستی، 1395).
- مطالعات تجربی
علاوهبر کارهایی که بهطور ضمنی در آنها نقش سرمایهگذاری در ایجاد اشتغال مورد بحث قرار گرفته است، مطالعاتی نیز انجام‌گرفته که بهطور مستقیم به این موضوع پرداخته‌اند. همچنین، در زمینه اثر مخارج‌سرمایه‌گذاری بر افزایش اشتغال در اقتصاد، پژوهش‌هایی در خارج و داخل کشور صورت گرفته که به نتایج متفاوتی دست یافته‌اند که بهطور مختصر، به موارد زیر اشاره می‌گردد:
در مطالعات خارجی، عجم‌اوغلو و گوئریری (2006 و 2008)، الگویی از رشد اقتصادی نامتوازن را پایه‌گذاری می‌کنند که در آن، عامل اصلی رشد اقتصادی، ترکیبی از اختلاف در نسبت‌های عوامل و تعمیق سرمایه است. تعمیق سرمایه گرایش و تمایل به افزایش تولید نسبی آن بخشی را دارد که سهم بیشتری از عامل‌سرمایه را داراست، اما بهطور هم‌زمان باعث یک تخصیص‌مجدد سرمایه و نیروی کار به دور از آن بخش می‌شود. آنها نشان دادند که یک دلیل طبیعی طرف عرضه (بامول ، 1967)، برای رشد اقتصادی نامتوازن وجود دارد و آن «تفاوت در نسبت‌های عوامل» در سطح بخش‌ها توأم با «تعمیق سرمایه» است که به رشد نامتوازن اقتصادی بخش‌ها منجرخواهدشد.
ریکاردو فاریا (2002) در تحقیقی با استفاده از یک مدل تعادل عمومی بهینه بین متغیرهای سرمایهگذاری با هزینه‌های تعدیل و جستجوی نیروی کار، به این نتیجه رسید که در بلندمدت، دو نهاده نیروی کار و موجودی سرمایه مکمل یکدیگر و در کوتاهمدت، جانشین هم می‌باشند.
فونکه و همکاران (1999) در پژوهشی به بررسی ساختار سرمایه و تقاضای نیروی کار برای دوره 1987-1994 در کشور آلمان پرداختند. نتایج نشان از تأثیر منفی ساختار سرمایه بر اشتغال داشت. آرستیس و همکاران (1998) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر کمبود سرمایه بر بیکاری کشور انگلستان پرداختند. آنها در تحقیق خود به این نتیجه رسیدند که موجودی سرمایه از مهم‌ترین عوامل تأثیرگذار بر بیکاری بوده و موجودی سرمایه در بلندمدت به طور معنادار و معکوس بر سطح اشتغال تأثیر دارد.
در مطالعات داخلی، مولایی و آشتیانی (1391) دو الگوی ایستا و پویا را برای برآورد تابع تقاضای نیروی کار در بخش صنعت ایران طی دوره 1358-1387 به‌کار گرفتند. نتایج نشان داد موجودی سرمایه با تقاضای نیروی کار طی دوره مورد بررسی، رابطه مستقیمی داشته است.
بازدار اردبیلی و ارجرودی (1387) به بررسی نقش سرمایه‌داری در ایجاد اشتغال بخش حمل‌و‌نقل برای دوره 1350-1383 پرداختند. آنها در مدل خود تعداد شاغلان در بخش حمل‌و‌نقل را تابعی از میزان موجودی سرمایه، ارزش افزوده و شاخص بهره‌وری نیروی کار لحاظ کردند. نتایج نشان داد که در بلندمدت، تغییرات موجودی سرمایه به افزایش تقاضای نیروی کار منج شده ولی در کوتاهمدت ارتباط معناداری بین آنها وجود ندارد.
سبحانی و عزیزمحمدلو (1384) تأثیر سرمایهگذاری بر اشتغال در تمامی زیر بخش‌های صنعت را برآورد و تحلیل کردند. نتایج نشان داد که بجز در زیر بخش‌های «صنایع کاغذی، مقوا، چاپ و صحافی»، «صنایع تولید فلزات اساسی» و «صنایع شیمیایی»، در سایر زیربخش‌های صنعت، عامل موجودی سرمایه تأثیر معناداری را بر سطح اشتغال آن بخش داشته‌است.
حمید بلایی (1382) نقش سرمایهگذاری را در ایجاد اشتغال در بخش کشاورزی مورد بررسی قرار داده است که در اغلب کارهای انجام‌شده در این حوزه، سعی شده است که میزان ارتباط سرمایهگذاری و اشتغال از منظر اقتصاد کلان مورد بررسی قرار گیرد. فرجادی و همکاران (1378) تقاضای نیروی کار بخش‌کشاورزی را تابعی از ارزش افزوده، موجودی سرمایه، نسبت نیروی کار به سرمایه، بهره‌وری سرمایه و دستمزد نیروی کار درنظر گرفتند. نتیجه تحقیق، بیانگر تأثیر مثبت (مستقیم) تأخیری معناداری موجودی سرمایه بر تقاضای نیروی کار در بخش کشاورزی بوده است.
3. روش پژوهش
در این بخش با تجزیه‌وتحلیل نوعی مدل تعادلی طرف عرضه یک اقتصاد بسته، مورد بررسی قرار می‌گیرد. بدین‌منظور، اقتصادی را در نظر بگیرید که مرکب از یک بخش و با اتخاذ رویکرد اقتصاد با تکنولوژی کشش جانشینی ثابت (CES) بین دو عامل نیروی کار و موجودی سرمایه،«ε» در ناحیه اقتصادی به تولید اقدام‌می‌کند و بدین‌جهت از یک مدل رقابتی یک‌بخشی با بازدهی نسبت به مقیاس معین براساس دو عامل تولید، یعنی موجودی سرمایه خالص فیزیکی واقعی (به قیمت ثابت)، K و عامل نیروی کار، L استفاده می‌گردد. فرض بر این است که بازارهای محصول و عوامل رقابتی هستند و قیمت (شاخص ضمنی تعدیل ارزش افزوده) کالای نهاییY را در هر دوره، با نماد P و نرخ دستمزد اسمی، نرخ اجاره سرمایه (بهره) اسمی و سطح تولید (ارزش افزوده) واقعی (به قیمت ثابت) به‌ترتیب، با نمادهای W، R و Y در بخش «صنعت ساخت» معرفی و بیان می‌شوند.
با استفاده از فرض عقلایی بودن رفتار تولید‌کننده مبنی‌بر حداکثرسازی سود بنگاه تولیدی و شرط مرتبه اول (F.O.C) تابع سود بخش صنایع کارخانه‌ای (صنعت ساخت) با تکنولوژی تابع تولید کاب ـ داگلاس به‌عنوان پرکاربردترین و حالت خاص از توابع تولید CES، می‌توان نوشت:
(4)
(5)
(6)
(7)
متغیر Y^((N)) در رابطه (5) معرف سطح تولید اسمی بوده که مقادیر K و L را با استفاده از معادلات (6) و (7)، به‌دست آورده که همان توابع تقاضای صنعت ساخت برای نهاده‌هاست:
(8)
(9)
از آنجاکه هدف بررسی ارتباط و تأثیر تعمیق سرمایه (تغییر نسبی موجودی سرمایه خالص فیزیکی سرانه نیروی کار) بر تقاضای صنعت ساخت برای عامل نیروی کار است، مقدار R را از رابطه (9) برحسب K , P , W به‌دست آورده و نتیجه را در رابطه (8) قرار داده و سپس با اعمال لگاریتم طبیعی از طرفین، خواهیم داشت:
(10)
که در این رابطه، متغیر LOGK_t (با حرف‌بزرگ K_t) معرف لگاریتم طبیعی موجودی سرمایه خالص فیزیکی است. حال، جهت دستیابی به مفهوم نظری تعمیق سرمایه، اگر با استفاده از رابطه (1)، از طرفین رابطه (10)، عبارت β_2 LOGL_t کسر گردد، خواهیم داشت:
(11)
که تفاوت عبارات سمت راست معادلات (10) و (11) با یکدیگر به‌ترتیب، در متغیر LOGK_t (با حرف بزرگ K_t) و متغیر LOGk_t (با حرف‌کوچک k_t) و نیز در ضرایب می‌باشد که در این رابطه اخیر، متغیر LOGk_t (با حرف کوچک k_t) معرف لگاریتم طبیعی موجودی سرمایه خالص فیزیکی سرانه نیروی کار است.
- تصریح مدل و معرفی متغیرها
از آنجاکه یک تحقیق با رویکرد اقتصادسنجی با تصریح مدل آن، در رابطه با پدیده‌های مشاهده‌شده و متغیرهای مورد نظر آغاز می‌شود، لازم است که محقق استدلال نماید و نشان دهد که مدل تحقیق دارای پایه نظری قوی و مرتبط با موضوع تحقیق است.
موضوع تصریح مدل به‌عنوان یکی از مسائل مهم در اقتصادسنجی کاربردی و انتخاب فرم تبعی درست، یکی از مشکل‌ترین مراحل در هر کار تجربی است. انتخاب فرم تبعی بستگی به ماهیت موضوع مطالعه دارد. با این‌حال، یکی از بهترین ملاک‌های تعیین مدل پژوهش، مبانی‌نظری قوی و مرتبط و استفاده از تجربیات گذشته است. بنابراین، بر اساس مبانی‌نظری و نتایج پژوهش‌های تجربی انجام‌شده قبلی، تقاضای نیروی کار در بخش صنایع کارخانه‌ای (صنعت ساخت) را می‌توان برمبنای رابطه (1) به‌صورت تابعی از عوامل زیر تبیین کرد:
(12)
(13)
که در آن:
LOGL_t : به‌عنوان متغیر وابسته و معرف لگاریتم طبیعی تقاضای (توان اشتغالزایی) نیروی کار (نفر)
ω_o : معرف جمله ثابت و u_t : معرف جمله اخلال
LOGW_t : معرف لگاریتم‌طبیعی متوسط جبران خدمات سرانه سالانه شاغلان (هزار ریال)
LOGk_t : با حرف کوچک k_t، معرف لگاریتم طبیعی موجودی سرمایه فیزیکی‌واقعی سرانه نیروی کار (میلیارد ریال به ازای هر نفر)
LOGP_t : معرف لگاریتم‌طبیعی شاخص ضمنی تعدیل ارزش افزوده
LOGY_t : معرف لگاریتم طبیعی ارزش افزوده (تولید برحسب میلیارد ریال - به‌عنوان متغیر کنترل)
〖ELA〗_t : معرف کشش جانشینی عوامل تولید (به‌عنوان متغیر کنترل)
لازم به یادآوری است، اطلاعات مربوط به متغیرهای مزبور از اطلاعات حساب‌های سالانه مرکز آمار ایران، اطلاعات سری‌های زمانی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و گزارش‌های سازمان برنامه و بودجه کشور به‌قیمت ثابت سال1390 برای بخش صنعت ساخت ایران طی سالهای 1368 - 1398 استفاده شده است.
- روش تخمین مدل و تحلیل داده‌ها
با توجه به هدف و ماهیت مطالعه حاضر که درصدد بررسی و ارزیابی توان تعمیق سرمایه و اثر کشش جانشینی عوامل تولید بر میزان اشتغالزایی صنایع کارخانه‌ای ایران، طی دوره زمانی سالهای 1368 - 1398 است، از مدل زیر با استفاده از تکنیک اقتصادسنجی یک الگوی خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی ARDL(p, q_1,q_2,…,q_k)، داده‌های سری‌زمانی و در محیط نرم‌افزار ایویوز استفاده می‌شود:
(14)
در بسیاری از مدل‌های اقتصادی و مالی، تأثیرگذاری متغیرهای توضیحی با تأخیرهای قابل‌توجهی مواجه‌اند. به‌عنوان‌مثال، اثر یک سیاست پولی انبساطی بر متغیرهای مورد نظر، با وقفه (وقفه در تشخیص، وقفه در تصمیم و وقفه در اجرا) ظاهر می‌شود و یا این‌که اثر سرمایه‌گذاری‌های جدید بر ایجاد ظرفیت و مقدار تولید، دارای تأخیرهایی است و یا این‌که اثر وقایع و اخبار بر قیمت‌سهام ممکن است دارای تأخیر باشد .این تأخیرها می‌توانند ناشی‌از ساختار اقتصادی و یا رفتار و واکنش احتیاط‌آمیز کارگزاران اقتصادی نسبت به سیاست‌ها و وقایع باشد که یکی از جدید‌ترین روشها برای بررسی اثرات‌تأخیری متغیرها، روش خودتوضیحی با وقفه‌های‌توزیعی یاARDL(p,q_i) است. در اینمدل، متغیر وابسته تحت تأثیر وقفههای همان‌متغیر وابسته و سایر متغیرهای توضیحی (مستقل) قرار می‌گیرد.
به‌منظور بررسی روابط بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیر وابسته و سایر متغیرهای توضیحی الگو، می‌توان از روش‌های هم‌جمعی مانند روش انگل ـ گرنجر و مدل‌های تصحیحخطا (ECM) استفاده کرد. استفاده از روش‌های انگل ـ گرنجر یا جوهانسون دارای محدودیت‌های زیادی است. ولی روش ARDL برای متغیرهایی با درجات انباشتگی متفاوت، قابل استفاده است. در تکنیک اقتصادسنجی ARDL، امکان لحاظ وقفههای بهینه متفاوت هر متغیر، در مراحل مختلف تخمین وجود دارد؛ درحالی‌که در رویکرد جوهانسون این امکان فراهم نیست. همچنین، برآوردگرهای رهیافتARDL به‌دلیل پرهیز از مشکلاتی همچون خود‌همبستگی و درونزایی، نااریب و کارا هستند. همچنین، این رویکرد، روابط بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیر وابسته و سایر متغیرهای توضیحی الگو را بهطور هم‌زمان تخمین می‌زند. اصولا، یکی از دلایل بسیار مهم استفاده از روش خودرگسیونی با وفقه‌های گسترده محدود بودن داده‌ها و مشاهدات است. از دیگر مزایای این روش آن است که تغییرات کوتاهمدت، بلندمدت و تصحیح خطا را یک‌جا در اختیار محقق قرار می‌دهد. در مدل خودرگرسیونی با وفقه‌های توزیعی، علاوهبر امکان محاسبه روابط بلندمدت بین متغیرها، امکان بررسی روابط پویای کوتاهمدت و نیز محاسبه سرعت تعدیل عدم‌تعادل‌های کوتاهمدت در مسیر رسیدن به تعادل بلندمدت وجود دارد. از طرفی، روش ARDL حتی در نمونه‌های کوچکتر نیز نتایج رضایت بخشی دارد؛ درحالی‌که، در سایر روشها مثل انگل ـ گرنجر و ... ، نتایج تورش‌دار خواهند بود.
تکنیک ARDL یا همان روش خودتوضیحی با وقفههای گسترده که روابط بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیر وابسته و سایر متغیرهای توضیحی الگو را بهطور هم‌زمان تخمین می‌زند، توسط پسران و شین (1999) و پسران و همکاران (2001) بسط داده شده است. به‌علت وجود محدودیت‌هایی در استفاده از روش‌های انگل ـ گرنجر، یوهانسن ـ جوسیلوس و مدل‌های تصحیح خطا (ECM)، این افراد در مطالعات خود کوشیده‌اند تا با غلبه بر نواقص روش‌های فوق درصدد دستیابی بهتر برای تحلیل روابط بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیرها هستند.
یکی از امکانات روش خود توضیحی با وقفه‌های‌گسترده ARDL، برآورد ضرایب مربوط به تعادل بلندمدت است. اما، لازم است کاذب بودن و نبودن ضرایب تعادل بلندمدت به‌دست آمده مورد بررسی قرار گیرد. بهعبارتدیگر، بررسی شود آیا رابطه پویای کوتاهمدت به‌سمت تعادل بلندمدت گرایش دارد یا خیر. بدین‌منظور، فرایند مدل ARDL با استفاده از روش آزمون‌کرانه (باند)ها مربوط به هم‌جمعی که توسط پسران و همکاران (2001) ارائه گردیده، آغاز می‌شود. بنابراین، با ترکیب مدل‌رگرسیونی وقفههای گسترده متغیرهای توضیحی و مدل رگرسیون خودتوضیحی (اتورگرسیون) متغیر وابسته، فرم عمومی مدل‌های ARDL(p,q) به‌صورت زیر توصیف و تبیین می‌شود:
(15)
معادله (15)، روابط‌پویای کوتاهمدت بین X وY نشان می‌دهد که بر طبق مطالب پیشگفته، در رویکرد ARDL ﺗﻌﺪاد وقفههای ﺑﻬﯿﻨﻪ از طریق ﯾﮑﯽ از ﻣﻌﯿﺎرﻫﺎی اﻃﻼﻋﺎﺗﯽ آﮐﺎئیک AIC، ﺷﻮارتز ـ ﺑﯿﺰین، SBIC ، هنان ـ کوئین، HQIC و یا R^2 (ضریب تعیین) تعدیل‌شده رگرسیون اﻧﺘﺨﺎب میﺷﻮد؛ زیرا تعداد (نوع) متغیرهای توضیحی مدل از یک‌گونه باشد. مدل پویای فوق، به مدل‌خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL) مشهور است. اما برای وقتی که تعداد متغیرهای توضیحی مدل بیش از یک‌گونه باشد، برای حالت کلی ARDL(p, q_1,q_2,…,q_k) خواهیم داشت:
(16)
در معادله (16)، متغیرw_t می‌تواند نماینده متغیرهای برون‌زا، مجازی و نیز روند باشد؛ از این‌رو، شرط وجود رابطه بلندمدت (هم‌انباشتگی)، به‌صورت زیر تعریف می‌شود:
(17)
یعنی، زمانی که مجموع جبری ضرایب متغیر وابسته وقفه‌دار، کوچکتر یا مساوی یک باشد؛ در این‌صورت، رابطه بین مدل‌پویای کوتاهمدت به‌سمت رابطه تعادلی بلندمدت حرکت خواهد کرد و بین متغیرهای مدل هم‌انباشتگی وجود دارد. الگوی مزبور ازجمله الگوهایی است که هم برای داده‌های سری‌زمانی و هم برای داده‌های پانل قابل استفاده است. همچنین، این الگو از جمله مدل‌هایی است که جهت آزمون هم‌گرایی (هم‌جمعی) تحت عنوان «رگرسیون‌های هم‌گرایی» کاربرد گسترده‌ای دارد. آمارههای توصیفی متغیرهای مدل‌تحقیق و نیز ماتریس همبستگی دو به دوی بین آنها، در جدول (1) ارائه گردیده است.
جدول 1. آمارههای توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرهای مدل تحقیق
متغیرها
شرح LOG(L) LOG(W) LOG(k) LOG(P) LOG(Y) ELA
مشاهدات 31 31 31 31 31 31
میانگین 89/14 99/6 02/1- 44/3 53/13 34/0-
حداکثر 2/15 44/7 62/0- 97/5 11/14 77/7
حداقل 35/14 42/6 35/1- 80/0 97/12 61/19-
انحراف معیار 23/0 23/0 22/0 55/1 36/0 92/3
ضریب چولگی 78/0 10/0- 25/0 01/0 08/0- 73/3-
ضریب کشیدگی 55/2 93/2 70/1 92/1 75/1 88/20
LOG(L) 1
LOG(W) 6865/0 1
LOG(k) 6188/0 5287/0 1
LOG(P) 9351/0 5338/0 7306/0 1
LOG(Y) 8410/0 8470/0 8180/0 7810/0 1
ELA 1285/0 0195/0 1490/0 1490/0 1896/0 1
منبع: یافته‌های تحقیق
4. برآورد مدل و تجزیه و تحلیل یافته‌ها
- آزمون مانایی و هم‌انباشتگی
قبل از بررسی و انجام آزمون‌های فروض‌کلاسیک، موضوع تصریح‌درست مدل، ثبات‌‌ساختاری مدل، هم‌جمعی و روابط‌بلندمدت، آزمون ریشه واحد برای بررسی مانایی تمام متغیرها جهت حصول اطمینان از عدم‌وجود رگرسیون کاذب و این‌که هیچ‌یک از متغیرهای مدل انباشته از مرتبه دو یعنیI(2) نیستند، انجام می‌شود که بر اساس نتایج مندرج در جدول (2)، همه متغیرهای مدل یا در سطح و یا حداکثر در اولین تفاضل ایستا هستند؛ زیرا یکی از خصوصیات الگوی ARDLاین است که متغیرهای دخیل در الگو، باید درجه انباشتگی صفر تا یک را دارا باشند تا بتوان از این روش برای تخمین روابط‌بلندمدت و کوتاهمدت استفاده کرد (گجراتی ، 1995). نتایج آزمون فرآیند مانایی (ریشه واحد) متغیرهای مدل‌تحقیق با استفاده از رهیافت دیکی فولر تعمیم‌یافته ، در جدول (2) ارائه گردیده است.
جدول 2. آزمون فرایند مانایی متغیرهای مدل‌تحقیق با استفاده از رهیافت دیکی فولر تعمیم‌یافته
عنوان متغیر آزمون مانایی ارزش احتمال
(p-value) مرتبه انباشتگی (مانایی)
در سطح با یک مرتبه تفاضل‌گیری آماره آزمون
LOG(L) (+)* (-)* 1342/3- 0346/0 I(o)
LOG(W) (-) (+) 0417/4- 0041/0 I(1)
LOG(k) (-) (+) 8506/3- 0066/0 I(1)
LOG(P) (-) (+) 7226/3- 0090/0 I(1)
LOG(Y) (-) (+) 1342/3- 0033/0 I(1)
ELA (+) (-) 7134/4- 0007/0 I(o)
*علائم (+) و (ـ)، به‌ترتیب، معرف مانا بودن و مانا نبودن متغیر در سطح/ تفاضل مرتبه اول است.
منبع: یافته‌های تحقیق
اگر رابطه (16) را اندکی تغییر دهیم، در حالت کلی خواهیم داشت:
(18)
فرضیه‌های این آزمون هم‌گرایی که به آزمون کرانه‌های «باند» نیز معروف است، به‌شکل زیر بیان می‌شود:
(19)
براساس این آزمون، زمانی رابطه بلندمدت (هم‌انباشتگی) بین متغیرهای مدل برقرار خواهد بود که ضرایب Y_(t-1) و X_(1,t-1) تا X_(k,t-1) به‌صورت هم‌زمان و توأمان در رابطه (18) معنادار باشد؛ یعنی، فرضیه صفر رد شود. مقادیر بحرانی (حد بالا و پایین) این‌آزمون که توسط پسران و همکاران (1997) محاسبه شده است، دارای یک حد (کرانه) بالا و یک حد پایین است. حد بالا بر این فرض استوار است که تمامی متغیرها انباشته از مرتبه یک هستند و حد پایین بر این فرض استوار است که تمامی متغیرها انباشته از مرتبه صفر هستند، محاسبه شده است.
بر اساس این‌که حجم نمونه در چه محدوده‌ای است، زمانی‌که آماره F این آزمون از حد بالا بیشتر باشد، فرضیه صفر مبنی بر عدم‌وجود رابطه‌بلندمدت رد می‌شود که در این‌صورت می‌توان وجود هم‌انباشتگی (وجود رابطه تعادلی بلندمدت) بین متغیرهای مدل را پذیرفت و اگر از حد پایین کمتر باشد، فرضیه صفر رد نمی‌شود. در نهایت، زمانی‌که مقدار آماره F بین مقادیر بحرانی قرار گیرد، هیچ استنتاجی نمی‌توان کرد.
برای بررسی وجود رابطه بلندمدت در رابطه (16) با استفاده از رابطه (18) می‌توان گفت که براساس نتایج جدول (3)، از آنجاکه آماره F از حد بالای ارزش بحرانی بیشتر بوده، وجود رابطه‌بلندمدت تأیید می‌شود و با سطح اطمینان (95) درصد می‌توان گفت که رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل وجود دارد. نتایج آزمون وجود رابطه بلندمدت (هم‌جمعی) بین متغیرهای مدل‌تحقیق با استفاده از رهیافت پسران و همکاران در جدول (3) ارائه گردیده است.
جدول 3. نتایج آزمون وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل تحقیق
متغیرهای توضیحی آزمون باندهای F
سطح خطای معنادار
(درصد) حد بالای ارزش بحرانی حد پائین ارزش بحرانی حداکثر تعداد وقفه مشاهدات آماره F نتیجه
D(LOG(L)), D(LOG(W)), D(LOG(k)), D(LOG(P)), D(LOG(Y)), D(ELA) 10 01/4 907/2 2 29 894/5 وجود هم‌جمعی
5 743/4 907/2
1 473/6 850/4
منبع: یافته‌های تحقیق
- برآورد مدل و تحلیل نتایج
در الگوی ARDL با توجه به حجم نمونه و داده‌های سری‌زمانی، طول وقفه بهینه بر اساس ارزش حداقل معیار اطلاعاتی شوارتز ـ بیزین SBIC با حداکثر وقفه2 جهت صرفه‌جویی از دست دادن درجه‌آزادی، تعیین می‌شود. نتایج حاصل از برآورد رابطه (16) و تحلیل مدل کوتاهمدت مندرج در جدول (4)، حاکی از تأثیر معنادار معکوس (منفی) آنی و مستقیم (مثبت) تأخیری عامل تعمیق سرمایه و نیز تأثیر معنادار مستقیم تأخیری عامل کشش جانشینی عوامل تولید بر توان و ظرفیت اشتغالزایی بخش صنعتساخت اقتصاد ایران، طی دوره سالیانه یادشده است.
جدول 4. نتایج برآورد مدل کوتاهمدت تحقیق با استفاده از رویکرد ARDL(1,1,1,1,0,2)
متغیرهای توضیحی متغیر وابسته = LOG(L)
ضرایب خطای استاندارد آماره t ارزش احتمال (p-value)
LOGL(-1) 7367/0 1796/0 1012/4 001/0
LOGW 1611/0- 0725/0 2228/2- 041/0
LOGW(-1) 1559/0 1110/0 4052/1 179/0
LOGk 3508/0- 0690/0 0870/5- 000/0
LOGk(-1) 2407/0 0780/0 0866/3 007/0
LOGP 0332/0- 0612/0 5426/0- 594/0
LOGP(-1) 1999/0 1010/0 9801/1 065/0
LOGY 1388/0 0772/0 7977/1 091/0
ELA 0005/0- 00047/0 1602/1- 263/0
ELA(-1) 0005/0- 00055/0 9277/0- 367/0
ELA(-2) 0025/0 0010/0 5843/2 020/0
عرض از مبدأ =C 8464/1 4424/1 2801/1 219/0
روند TREND 0263/0- 0112/0 3497/2- 032/0
منبع: یافته‌های تحقیق
نتایج بلندمدت رابطه (17) بر اساس معیار اطلاعاتی SBIC و مدل ARDL در جدول (5) ارائه شده است. نتایج نشان می‌دهد که ظرفیت اشتغالزایی صنعتساخت ایران طی دوره سالیانه 1368 - 1398با قیمت فروش محصول و میزان تولید محصول تولیدی رابطه معنادار مستقیمی و با عوامل تعمیق سرمایه و روند زمانی رابطه معنادار معکوسی داشته است، اما اثر بلندمدت متغیرهای دستمزد نیروی کار و کشش جانشینی عوامل بر ظرفیت اشتغالزایی صنعتساخت ایران طی دوره پیشگفته، فاقد تفسیر معنادار بوده است.
جدول 5. نتایج برآورد مدل بلندمدت متناظر با مدل (ARDL(1,1,1,1,0,2
متغیرهای توضیحی متغیر وابسته = LOG(L)
ضرایب خطای استاندارد آماره t ارزش احتمال (p-value)
LOG(W) 0194/0- 2186/0 0889/0- 930/0
LOG(k) 4181/0- 1546/0 7054/2- 016/0
LOG(P) 6335/0 1839/0 4447/3 003/0
LOG(Y) 5271/0 1540/0 4237/3 003/0
ELA 0053/0 0079/0 6676/0 514/0
روند TREND 0999/0- 0359/0 7801/2- 013/0
منبع: یافته‌های تحقیق
متناظر با هر رابطه بلندمدت، یک الگوی تصحیح‌خطای (ECM) وجود دارد که نوسانات کوتاهمدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آنها ارتباط می‌دهد. چارچوب کلی مدل تصحیح‌خطای الگوی‌بلندمدتARDL به‌صورت زیر پیکربندی می‌شود:
(20)
در حالت کلی، الگوی تصحیح خطا برای مدل فوق که در آن همX_t و هم Y_t به‌صورت تفاضلی، مانا (انباشته از درجه یک یعنی، (1)I) هستند، به‌صورت زیر است:
(21)
(22)
در رابطه (21) جمله خطا با یک وقفه‌زمانی به‌عنوان جمله تصحیح خطا حضور دارد که در این رابطه تمامی متغیرها مانا هستند. ضریب β_1 نشان‌دهنده اثر آنی روابط‌پویای کوتاهمدت بوده و ضریب β_2 نشان‌دهنده اثر تأخیری مقدار تعدیلی (اصلاحی) است که در هر دوره انجام می‌شود. هر چه مقدار این ضریب ـ در دامنه‌های مجاز ـ بیشتر باشد، سرعت‌تعدیل به‌سمت تعادل بلندمدت بیشتر خواهد بود. مدل تصحیح خطای متناظر با الگوی بلندمدت ARDL(1,1,1,1,0,2) به‌شرح زیر تبیین و فرمول‌بندی می‌شود:
(23)
که در رابطه (23)، ضریب λ معرف میزان سرعت‌تعدیل در هر دوره تا رسیدن به تعادل‌بلندمدت و یکی از مؤلفه‌های بسیار مهم در مدل تصحیح خطا، می‌باشد. همچنین، می‌توان گفت که اگر در این مدل، مجموع ضرایب متغیرهای وقفه‌دار متغیر وابسته، کمتر از یک باشد، این الگوی پویای کوتاهمدت به‌سمت الگوی تعادل بلندمدت هم‌گرایی خواهد داشت. نتایج نشان می‌دهد که حدود چهار دوره (سال) طول می‌کشد تا ظرفیت اشتغالزایی صنعتساخت ایران به روند بلندمدت خود بازگردد. بهعبارتدیگر، مطابق نتایج مندرج در جدول (6)، در هر دوره 26 درصد از عدم تعادل (شکاف) بین کوتاهمدت و بلندمدت به‌منظور رسیدن به تعادل‌بلندمدت، تعدیل و اصلاح می‌شود.
جدول 6. نتایج برآورد مدل تصحیح خطا (ECM) متناظر با الگوی تحقیق
متغیرهای توضیحی متغیر وابسته = D(LOG(L))
ضرایب خطای استاندارد آماره t ارزش احتمال (p-value)
عرض از مبدأ =C 8201/1 2393/0 6052/7 000/0
D(LOG(W)) 1611/0- 0528/0 0494/3- 008/0
D(LOG(k)) 3508/0- 0436/0 0542/8- 000/0
D(LOG(P)) 0332/0- 0504/0 6580/0- 520/0
D(ELA) 0005/0- 0006/0 9102/0- 376/0
D(ELA(-1)) 0024/0- 0006/0 9463/3- 001/0
CointEq(-1) 2633/0- 0350/0 5319/7 000/0
منبع: یافته‌های تحقیق
در حالت کلی، رشد سرمایه فیزیکی توأم با رشد خدمات سرمایه وقتی از رشد نیروی کار بیشتر شود، می‌گویند تعمیق سرمایه ایجادشده یا در حال رخ دادن است. در این مقاله، موضوع تعمیق سرمایه بدون احتساب خدمات سرمایه لحاظ شد. بنابراین، تعمیق سرمایه در این مقاله به‌معنای رشد بیشتر سرمایه فیزیکی از رشد نیروی کار است؛ بهطوریکه تغییر ظرفیت اشتغالزایی عامل کار ناشی از تعمیق سرمایه فیزیکی (فزونی نرخ رشد عامل سرمایه‌فیزیکی نسبت به نرخ رشد عامل نیروی کار) به چگونگی ترکیب این عامل با عامل سرمایه، نوع تکنولوژی تولید، بازدهی نسبت به مقیاس، میزان کشش جانشینی نهاده‌ها، امکان ایجاد صنایع جدید، گسترش صنایع موجود و غیره بستگی خواهد داشت. می‌توان گفت که مقوله «تعمیق سرمایه فیزیکی» از طریق افزایش تولید، ارتقای بهره‌وری نیروی کار، ایجاد صنایع جدید، گسترش صنایع موجود، توأم با کمتر بودن کشش جانشینی نهاده‌ها، به‌عنوان یکی از ابزارهای مهم سیاست‌گذاری توسط کارگزاران اقتصادی درجهت اتخاذ راهبردهای رشد و توسعه، ازجمله افزایش ظرفیت اشتغالزایی بخش‌های مختلف اقتصادی، بسیار مؤثر و خواهد بود؛ زیرا که این پژوهش به‌دنبال بررسی آن است که راهبرد تعمیق سرمایه توأم با عامل میزان کشش جانشینی نهاده‌ها (کار و سرمایه) چه تأثیری بر ظرفیت و توان اشتغالزایی نیروی کار در سطح صنعت ساخت ایران دارد.
از منظر اقتصاد کلان، تعمیق‌سرمایه نوعی سیاست مالی انبساطی (سرمایهگذاری) است که موجب افزایش سطح تقاضای کل، بالا رفتن سطح عمومی قیمت‌ها، افزایش تولید (از طریق افزایش تقاضای نیروی کار) و افزایش ظرفیت اشتغالزایی خواهد شد. ازسوی دیگر، از دیدگاه اقتصاد خرد و طبق مفهوم کشش جانشینی عوامل، به‌دنبال تغییر در قیمت‌های نسبی عوامل، تقاضا برای هریک از عوامل تغییر می‌کند. هر چه میزان کشش‌جانشینی بین دو نهاده کار و سرمایه کمتر باشد، آن دو نهاده مکمل و هرچه کشش بیشتر باشد، درجه جانشینی بین آنها بالاتر است؛ بنابراین، هر چه درجه مکمل بودن عوامل تولید بیشتر باشد، اتخاذ راهبردهای تعمیق سرمایه به‌منظور افزایش ظرفیت اشتغالزایی نیروی کار، کارا و مؤثرتر خواهد.
5. نتیجه‌گیری و پیشنهادها
نتایج حاصل از برآورد و تحلیل مدل حاکی از تأثیر کوتاهمدت معنادار معکوس (منفی) آنی عامل تعمیق سرمایه (با افزایش یک درصد تعمیق سرمایه فیزیکی، 35/0 درصد ظرفیت اشتغالزایی کاهش می‌یابد که با توجه به ضریب متغیر توضیحی سرمایه سرانه، تفسیر علامت منفی و مقدار کمتر از واحد این آماره، مبیین وجود بازده فزاینده نسبت به مقیاس تولید و کشش تولیدی بیشتر از واحد عامل سرمایه در صنعت ساخت ایران است) و تأثیر مستقیم (مثبت) تأخیری آن عامل (با افزایش یک درصد تعمیق سرمایه فیزیکی در سال قبل، 24/0 درصد ظرفیت اشتغالزایی سال جاری افزایش می‌یابد) و نیز تأثیر بلندمدت معنادار معکوس آنی عامل تعمیق سرمایه (با افزایش یک درصد تعمیق سرمایه فیزیکی، 42/0 درصد ظرفیت اشتغالزایی کاهش می‌یابد) و نیز تأثیر اندک کوتاهمدت معنادار مستقیم تأخیری عامل کشش جانشینی عوامل تولید که ناشی از تحرک‌ناپذیری و عدم‌امکان جانشینی آسان عوامل در بخش صنعت ایران می‌تواند باشد (با افزایش یک درصد کشش جانشینی عوامل تولید با دو وقفه زمانی، 0025/0 درصد ظرفیت اشتغالزایی آنی بخش صنعت ساخت اقتصاد ایران، طی دوره سالیانه 1368-1398 افزایش می‌یابد).
طبق مدل تصحیحخطا (ECM)، سرعت تعدیل عدم تعادل‌های کوتاهمدت جهت رسیدن به تعادل بلندمدت نیز بهمیزان (26/0-) در مدل تصحیحخطا برآورد شده که این ضریب معرف سرعت حرکت به‌سمت تعادل بلندمدت است و این‌که الگوی پویای کوتاهمدت به‌سمت الگوی تعادل بلندمدت، هم‌گرایی و گرایش دارد. این پارامتر نشان می‌دهد که اگر به‌هردلیل (شوک و نوسان) بازار اشتغال در بخش صنعت ساخت از تعادل خارج شود، ظرفیت اشتغالزایی در بخش صنعت ساخت ایران، هر دوره (سال)، حدود (26) درصد به روند بلندمدت خود نزدیک می‌شود. به‌بیان‌دیگر، قریب به چهار (قدر مطلق عکس ضریب یادشده) سال طول می‌کشد تا شکاف بین دوره‌های کوتاهمدت و بلندمدت تصحیح و برطرف شود و مجدداً به تعادل بلندمدت بازگردد. در این راستا، با توجه به نتایج می‌توان سیاست‌ها و پیشنهادهای زیر را توصیه کرد:
به‌دلیل نقش و اثر تأخیری معنی‌دار تعمیق‌سرمایه بر سطح تقاضای نیروی‌کار از طریق افزایش بهره‌وری عوامل در راستای همسو شدن گسترش دو نهاده سرمایه و نیروی کار و همچنین، اهمیت اشتغال در بخش صنعتساخت، باید تعمیق سرمایه در بخش مزبور از طریق اعمال سیاست‌های تشویقی و حمایتی گسترش‌یابد؛ بهطوریکه کاهش ریسک سرمایهگذاری و اعطای تسهیلات بیشتر به واحدهای تولیدی بخش صنعتساخت و هدایت آنها درجهت خرید تجهیزات نوین و پیشرفته‌تر و جذب سرمایهگذاری خارجی، تقویت رشد تولید، تحرک‌پذیری بیشتر عوامل و اشتغالزایی بیشتر در بخش صنعت ساخت کشور به‌همراه خواهد داشت.
بهره‌گیری بیشتر از تجارب بین‌المللی، بومی‌سازی دانش فنی و انتقال فن‌آوری‌های نوین از طریق تعمیق سرمایه (به‌کارگیری ماشن‌آلات مدرن و تجهیزات روز دنیا) درجهت افزایش سطح رقابت‌پذیری محصولات بخش صنعتساخت و ارتقای توان استفاده از دانش فنی در تولید محصولات صنعتی، همچنین گسترش ارتباطات‌علمی در سطوح مختلف ملی، منطقه‌ای و بین‌المللی و ارتقای سطح‌ک یفی نیروی انسانی تربیت‌شده و همچنین، ارائه آموزش‌های مستمر حرفه‌ای به آنان برای ارتقای بهره‌وری نیروی کار و سودآوری بیشتر سرمایهگذاری، زمینه‌ساز افزایش سطح تولید و ارتقای توان اشتغالزایی در بخش صنعتساخت کشور خواهد بود.
با توجه به اثر مثبت بلندمدت بهره‌وری نیروی کار بر توان اشتغالزایی بخش صنعتساخت، باید اقدامات و سیاست‌گذاری‌های لازم جهت ارتقای سطح بهره‌وری نیروی کار از طریق ارتقای سطح کیفی نیروی انسانی ماهر و تربیت‌شده و نیز ارائه آموزش‌های مستمر حرفه‌ای و کاربردی برای آنان صورت گیرد.
انتخاب تکنولوژی مناسب و سازگار در بخش صنعتساخت ایران در راستای امکان جانشینی آسان عوامل و تعمیق‌سرمایه، افزایش توان اشتغال‌پذیری تولید‌کنندگان آن بخش را می‌توان به‌همراه داشته باشد. با توجه به پائین بودن سطح انعطاف‌پذیری فرایند تولید و سهولت اندک امکان جانشینی نهاده‌ها در بخش صنعتساخت ایران، راهبرد تعمیق سرمایه باید درجهت افزایش یا حداقل حفظ اشتغال بخش، بهطور دقیق و مدبرانه اتخاذ گردد.
برای سهولت در تکامل ساختار بخش‌صنعت، مهم است که با طراحی سیاست‌هایی مانند تعمیق سرمایه و گسترش سرمایهگذاری در آموزش مستمر نیروی کار و توسعه یک سیستم تأمین مالی انعطاف‌پذیر، اطمینان حاصل شود که منابع سرمایه و نیروی کار بتوانند با سهولت نسبی در سراسر صنایع جریان و تحرک لازم را داشته باشند.
