اثر مهاجرت و شهرنشینی بر اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف ایران (روش شاخص های چندگانه-علل چندگانه (MIMIC))

اقتصاد مالی

مقاله 3، دوره 8، شماره 29، اسفند 1393، صفحه 49-70   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

محمد ستاری فر^{* 1}؛ حمیدرضا زارعی²؛ نوشین شکری³

¹عضو هئیت علمی دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران

²کارشناس ارشد علوم اقتصادی، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.

³کارشناس ارشد علوم اقتصادی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان،ایران.

چکیده

در طول دهه­های اخیر اشتغال غیررسمی در کشور، با نسبت متفاوت در مناطق مختلف گسترش یافته است. در راستای تبیین بخشی از این گستردگی، این تحقیق در صدد آن است که با استفاده از نظریات مهاجرت، به بررسی نقش مهاجرت و شهرنشینی به کلان‌شهرهای توسعه‌یافته‌تر ایران در گسترش اشتغال غیررسمی در آن ها، از طریق روش شاخص های چندگانه-علل چندگانه در رویکرد مدل‌سازی معادلات ساختاری بپردازد. همچنین در مدل‌سازی اشتغال غیررسمی، از برخی ویژگی­های جمعیتی شاغلین غیررسمی شامل، نسبت افراد با تحصیلات پایین، سن بالا، روستایی بودن و جزء شاغلین زن بودن در یک منطقه نسبت به سایر مناطق که یک منطقه را مستعد حجم اشتغال غیر­رسمی بالاتر می­کند، استفاده نموده‌ایم. با توجه به در دسترس بودن اطلاعات آمارنامه­­های استانی و کشوری و سر شماری­های عمومی نفوس و مسکن و طرح­های آماری و پژوهشی مختلف تا سال ۱۳۸۵، از داده‌ها در دوره ۱۳۸۵-۱۳۵۵ استفاده گردیده است. نتایج حاصل از آزمون مدل بیانگر آن است که مهاجرت و شهرنشینی به کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر باعث گسترش اشتغال غیررسمی در این مناطق گردیده است. همچنین نتایج حاکی از آن است که هرچه نسبت جمعیت با ویژگی­های مذکور در یک منطقه بالاتر باشد، اشتغال غیر­رسمی در آن منطقه بیشتر است

کلیدواژه‌ها

اشتغال غیر‌رسمی؛ نابرابری‌های منطقه‌ای؛ توسعه نامتعادل؛ مهاجرت و شهرنشینی؛ روش شاخص های چندگانه-علل چندگانه

اصل مقاله

 

 

اثر مهاجرت و شهرنشینی بر اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف ایران

(روش شاخص های چندگانه-علل چندگانه (MIMIC))

 

محمد ستاری فر

تاریخ دریافت: 8/7/1393                                تاریخ پذیرش: 11/9/1393

[1]

حمیدرضا زارعی[2]

نوشین شکری[3]

 

چکیده

در طول دهه­های اخیر اشتغال غیررسمی در کشور، با نسبت متفاوت در مناطق مختلف گسترش یافته است. در راستای تبیین بخشی از این گستردگی، این تحقیق در صدد آن است که با استفاده از نظریات مهاجرت، به بررسی نقش مهاجرت و شهرنشینی به کلان‌شهرهای توسعه‌یافته‌تر ایران در گسترش اشتغال غیررسمی در آن ها، از طریق روش شاخص های چندگانه-علل چندگانه در رویکرد مدل‌سازی معادلات ساختاری بپردازد. همچنین در مدل‌سازی اشتغال غیررسمی، از برخی ویژگی­های جمعیتی شاغلین غیررسمی شامل، نسبت افراد با تحصیلات پایین، سن بالا، روستایی بودن و جزء شاغلین زن بودن در یک منطقه نسبت به سایر مناطق که یک منطقه را مستعد حجم اشتغال غیر­رسمی بالاتر می­کند، استفاده نموده‌ایم. با توجه به در دسترس بودن اطلاعات آمارنامه­­های استانی و کشوری و سر شماری­های عمومی نفوس و مسکن و طرح­های آماری و پژوهشی مختلف تا سال ۱۳۸۵، از داده‌ها در دوره ۱۳۸۵-۱۳۵۵ استفاده گردیده است. نتایج حاصل از آزمون مدل بیانگر آن است که مهاجرت و شهرنشینی به کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر باعث گسترش اشتغال غیررسمی در این مناطق گردیده است. همچنین نتایج حاکی از آن است که هرچه نسبت جمعیت با ویژگی­های مذکور در یک منطقه بالاتر باشد، اشتغال غیر­رسمی در آن منطقه بیشتر است.

واژه‌های کلیدی: اشتغال غیر­رسمی، نابرابری­های منطقه­ای، توسعه نامتعادل، مهاجرت و شهرنشینی، روش شاخص های چندگانه-علل چندگانه.

طبقه بندی JEL : J11, J61, C3, O1, O15

1- مقدمه

آنچه تحت عنوان «اقتصاد غیر­رسمی»^[i] از آن نام برده می­شود برای نشان دادن مفهومی کلی از رسمیت نیافتن به‌کار می­رود که به عدم پیروی کارفرمایان و کارگران از تمام یا تعدادی از قواعد و مقررات در مجموعه قوانین ملی یا محلی، جاری و یا قوانین کار مربوط می­شود و از دو منظر تولید و اشتغال قابل بررسی است. از منظر اشتغال، مطابق توافق به عمل‌آمده در هفدهمین کنفرانس آمارشناسان کار در سال ٢٠٠۳، اشتغال غیر­رسمی^[ii] شامل­، نیروی کار غیر­رسمی در بنگاه­های رسمی، اشتغال در بخش غیر­رسمی^[iii](به‌استثنای کارگر رسمی در بنگاه­ غیر­رسمی) و خویش‌فرما‌ها و کارگران در واحد خانوار می­شود.^[iv] زمانی اقتصاددانان توجهی به فعالیت­های اقتصادی خارج از چارچوب اقتصاد رسمی نمی­کردند و این بخش بیشتر مورد توجه جامعه‌شناسان بود. در دهه­های ١٩٥٠و ١٩٦٠ابعاد فعالیت های غیررسمی به طور گسترده‌ای افزایش یافت.^[v]از طرفی، مناطق مختلف یک کشور تجربه متفاوتی از این رشد در دهه‌های گذشته داشته‌اند. در این راستا، هدف اصلی این تحقیق ارتقای سطح آگاهی از ساز و کارها، علل ایجاد و گسترش اشتغال غیر­رسمی، از طریق تلاش برای تبیین بخشی از این تجربه متفاوت از گسترش اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف می‌باشد. در این تحقیق به بررسی تأثیر مهاجرت و شهرنشینی در گسترش اشتغال غیر­رسمی در مناطق مختلف پرداخته و در کنار آن برخی ویژگی های جمعیتی مناطق در توضیح اشتغال غیر­رسمی در آن ها لحاظ خواهد گردید. سؤالات اصلی که این تحقیق در تلاش است به آن ها پاسخ دهد، عبارت‌اند از:

1)       آیا مهاجرت و شهرنشینی در طول دهه‌های گذشته به کلان‌شهرهای توسعه‌یافته تر ایران باعث گسترش اشتغال غیر­رسمی در آنها شده است؟

2)       ویژگی­های جمعیتی تحصیلات پایین، سن بالا، روستایی بودن و جزء فعالین زن بودن چه نقشی در گسترش اشتغال غیر­رسمی در مناطق مختلف کشور دارند؟

با توجه به تلفیق نظریه های مهاجرت که تبیین مناسبی از تأثیر مهاجرت و شهرنشینی بر اشتغال غیر­رسمی ارائه می‌دهند و نیز نتایج مطالعات گوناگون در بیان تأثیرات ویژگی­های جمعیتی در اشتغال غیر­رسمی، فرضیه­های زیر متناسب با سؤال های تحقیق مطرح و مورد ارزیابی قرار خواهند گرفت:

• گسترش مهاجرت و شهرنشینی به کلان‌شهرهای توسعه‌یافته تر ایران، منجر به گسترش اشتغال غیر­رسمی در این مناطق شده است.
• ویژگی های جمعیتی تحصیلات پایین، مسن بودن، روستایی و جزء فعالین زن بودن تبیین مناسبی از گستردگی اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف ارائه می‌دهند.

این مقاله در مجموع از پنج بخش تشکیل شده است. در ابتدا، در مبحث ادبیات تحقیق، به گردآوری نظریات حول مسئله تحقیق پرداخته، سپس نتایج پژوهش­های مختلف مرور خواهد گردید. بخش بعد، به معرفی و تدوین روش تجزیه تحلیل داده‌ها و بررسی خصوصیات داده‌ها و آزمون مدل و تفسیر نتایج اختصاص یافته است. در بخش پایانی نیز، به جمع­بندی یافته­های تحقیق و بیان چند پیشنهاد خواهیم پرداخت.

٢- ادبیات تحقیق

با استفاده از برخی نظریات مهاجرت و واکاوی آن ها در کشور می توان تبیین مناسبی از چگونگی تأثیر مهاجرت و شهرنشینی در گسترش اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف کشور ارائه نمود. عواملی که در تصمیم­گیری درباره مهاجرت نقش دارند مختلف و پیچیده هستند. ازآنجاکه مهاجرت فرایندی انتخابی است نفوذ نسبی عوامل اقتصادی و غیراقتصادی در تصمیم­گیری برای مهاجرت بین کشورها و مناطق نه تنها ممکن است، بلکه حتی در داخل مناطق و حتی در میان یک جمعیت می‌تواند متفاوت باشد.^[vi]

نظریه کارکرد باوری مهاجرت، بر این عقیده­ است که هنگامی که در یک نظام، تعادل بر هم می­خورد، مهاجرت یک عنصر الزامی جهت برقراری تعادل مجدد در جامعه است. نفوذ ارزش­های غربی و اشکال مصرف در کشورهای عقب‌ مانده، در میان بخش­های پویای جامعه ایجاد آرمان‌ها و آرزوهای جدید می­کند. این تغییر اجتماعی تعادل را در این جوامع برهم می­زند. لذا مهاجرت به شهرهای بزرگ برای نیل به این اهداف و آرزوها نتیجه منطقی شکاف در ارزش‌ها در جامعه است.^[vii]

نظریه وابستگی مهاجرت، در ریشه‌یابی مهاجرت، بیان می­کند مهاجرت حرکت اجباری نیروی کار به مکان­های معین در اثر انباشت سرمایه در برخی مناطق و تغییر الگوهای تولید حاصل از نفوذ سرمایه­داری وابسته می­باشد. مهاجرت از یک سو عامل تقویت توسعه و از سوی دیگر عامل ایجاد و تشدید نارسایی در منطقه مهاجرپذیر است.^[viii]

نظریه اقتصادی مهاجرت از روستا به شهر ،تودارو فرض می­کند که مهاجرت بیشتر واکنشی است نسبت به تفاوت درآمد مورد انتظار تا درآمد واقعی در شهر و روستا. فرض او بر آن است که مهاجران فرصت­های متعدد بازار کار را در بخش­های شهری و روستایی در نظر می­گیرند و چنانچه منفعت مورد انتظار آن ها، به‌وسیله تفاوت درآمد­های واقعی بین کار در شهر و روستا و احتمال به‌دست آوردن شغلی بیشتر باشد، وجود نرخ­های مهاجرت مازاد بر نرخ­های رشد امکانات شهری، نه تنها ممکن است بلکه منطقی و محتمل است؛ بنابراین نرخ های بالای بیکاری شهری نتیجه اجتناب‌ناپذیر عدم تعادل فرصت­های اقتصادی بین مناطق روستایی و شهری در اکثر کشورهای در حال توسعه است.^[ix]

در مجموع مرور این نظریه­ها بیانگر آن است که مهاجرت نتیجه غلبه جاذبه­های مقصد بر مبدأ و نیز غلبه دافعه‌های مبدأ بر مقصد است. اختلافات میان مناطق توسعه‌یافته و مناطق توسعه‌نیافته و روستایی منجر به شکل‌گیری توده مهاجرین و رشد فزاینده شهرنشینی می­شود. هر آنچه شکاف میان حوزه­های مختلف جغرافیایی را در یک کشور افزایش دهد موجب گسترش مهاجرت داخلی خواهد شد. در این راستا، دکترین رشد نامتعادل، طی دهه­های گذشته، در ایجاد و گسترش دوگانگی‌ها و نابرابری­های بین مناطق در کشورهای در حال توسعه و در نتیجه رشد فزاینده مهاجرت و شهرنشینی نقش اساسی داشته است.

حال از یک‌ طرف، ویژگی­های مهاجرین همچون سطح تحصیلات، تخصص، مهارت و سرمایه به گونه­ای نبود که همه آن ها بتوانند برای خود شغل ایجاد کنند. از طرف دیگر، ظرفیت مراکز صنعتی شهری در جذب مهاجرین و ایجاد اشتغال برای آنان در کشورهای در حال توسعه ناتوان بود. در نتیجه به ناچار بسیاری از مهاجرین یا به خیل شاغلین غیر­رسمی و یا شاغلین بخش خدمات می‌پیوستند یا به‌صورت بیکاران آشکار و پنهان، قشر فقیری را در حاشیه شهرها تشکیل می­دادند.^[x] مهاجرین قشر خاصی از طبقه کارگر را به وجود می­آورند که از امتیازات کارگران شهری محروم است. در واقع محیط توسعه‌یافته شهری پذیرای سیل مهاجرین نبوده و در نهایت آنها به خیل بیکاران یا شاغلان غیر­رسمی می­پیوندند و در حاشیه شهرها اسکان می­یابند.^[xi]نتیجه آنکه، با نبود ظرفیت کار لازم شهری در بخش صنایع، این جمعیت عظیم یا جذب فعالیت­های خدماتی می­شدند، یا به خیل فعالان بخش غیر­رسمی برای امرارمعاش می­پیوستند.^[xii]

در ایران، در دوره حکومت رضاشاه، بیشتر جمعیت کشور در روستاها ساکن بودند. ترکیب تولیدات کشور با غلبه تولیدات کشاورزی (حدود ۸۰ درصد) بود. تا سال ۱۳۲۰، مهاجرت به مناطق شهری محدود بوده و تنها حدود یک سوم جمعیت کشور در نقاط شهری ساکن بودند.

 

جدول ۱- جمعیت کشور، تغییرات و توزیع آن بین سال‌های ۱۳۲۰-۱۲۶۰

شرح	متوسط رشد سالانه		نرخ مهاجرت
	1260	1300	1320	1300-1260	1320-1300	1300-1260	1320-1300
شهر	1964	2718	3850	0.816	1.756	0.293+	0.478+
روستا	5690	6989	8983	0.515	1.262	0.008-	0.16-

منبع: مرکز آمار ایران

 

پس از کودتای ۱۳۳۲، صنعتی شدن با پیگیری مدرنیزه شدن، بسط روابط اقتصادی و ادغام هرچه بیشتر اقتصاد ایران در نظام سرمایه­داری، با اتکای به درآمدهای روزافزون نفت و با دخالت بیشتر دولت در برنامه­ریزی اقتصادی ابعاد گسترده‌ای به خود گرفت. اصلاحات ارضی در دهه ۱۳۴۰ که با رواج پول و مبادله های نقدی در روستاها همراه بود نیز به جدایی نیروی کشاورزی در روستاها انجامید. گسترش زیرساخت‌های ارتباطی، تأسیساتی و تجهیزاتی، باعث رونق شهرها شد و کیفیت زندگی شهری را ارتقا بخشید؛ بنابراین بستر مناسبی برای رشد شهرنشینی و مهاجرت از روستاها به شهرها پدید آمد.^[xiii]

از سال ۱۳۵۳، بالا رفتن سریع قیمت­های نفت از یک‌ طرف و عدم برنامه­ریزی صحیح درآمدهای نفتی از طرف دیگر، باعث شد روند اقتصادی کشور به نفع تجارت خارجی و واردات انبوه تغییر یابد و لذا سیل عظیمی از مصنوعات خارجی وارد کشور شد. بخش تولید داخلی به دلیل افزایش قیمت مواد اولیه و نیروی کار، قابلیت رقابت با واردات انبوه را از دست داد و در مقابل گرایش به خدمات و ساختمان‌سازی بیشتر شد و سهم این بخش در تولید ناخالص داخلی به ضرر سهم بخش­های کشاورزی و صنعت افزایش یافت.^[xiv] نمودار (۳-۱) بیانگر رشد سریع بخش خدمات نسبت به بخش­های دیگر همزمان با افزایش سریع قیمت­های نفت در دهه ۵۰ و پس از آن است.

 

 

 

نمودار ۱- تولید ناخالص ملی به قیمت ثابت ۱۳۷۶، برحسب فعالیت‌های اقتصادی به میلیارد ریال (۸۵-۱۳۴۰)

منبع: بانک مرکزی ایران

 

تمرکز فزاینده منابع در بخش خدمات، خود به شکل مستقیم به تشدید تمرکز منطقه­ای فعالیت­های صنعتی و تولیدی دامن زد. (اسدی ،1369) . بنابراین تکیه بر منابع حاصل از صدور نفت منجر به تشدید نابرابری­های منطقه­ای گردید که این خود موجب مهاجرت خیل عظیمی از نیروی کار به شهرهای بزرگ و مراکز صنعتی کشور در طول دهه­های گذشته شده است. برای نشان دادن این نابرابری‌ها و تفاوت­های منطقه­ای، می­توان از در جات مختلف توسعه­یافتگی و توسعه­نیافتگی استفاده نمود. بر اساس اینکه تعریف از توسعه چه باشد و چه زمینه‌هایی را محور توسعه بدانیم، معیارهای متفاوتی می­توان برای بیان تفاوت­های منطقه­ای در نظر گرفت. (زیاری و جلالیان ، 1387) شاخص توسعه انسانی (HDI)^[xv] سنجه­ای مناسب و یکدست برای مقایسه توسعه‌یافتگی مناطق مختلف و نشان دادن نابرابری‌ها و تفاوت­های منطقه­ای بین آن ها است. (عباسی­نژاد و رفیعی ،1385) بر اساس تعریف برنامه توسعه ملل متحد (UNDP)^[xvi] در سال ١٩٩٠، «فرایند گسترش انتخاب­های انسانی»، به‌عنوان تعریف توسعه انسانی ارائه شده است. مفهوم توسعه انسانی به کمیت و کیفیت رشد اشاره دارد. این شاخص، میانگین ساده­ای است از سه شاخص امید به زندگی، آموزش و تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت. ارزش هر شاخص مطابق با گزارش توسعه انسانی سازمان ملل متحد (٢٠٠۳) از رابطه زیر محاسبه می‌شود:

 

ارزش شاخص=حداقل مقدار شاخص –مقدار شاخص در منطقه (حداقل مقدار شاخص- حداکثر مقدار شاخص)  (١)

 

 وجود تفاوت بالا بین مقادیر شاخص توسعه انسانی مناطق مختلف نشان­دهنده نابرابری بالا بین مناطق می­باشد. (عباسی­نژاد و رفیعی ،1385). با استفاده از آمار و اطلاعات استخراج‌شده از منابع موجود در مرکز آمار ایران و نیز استخراج اطلاعات از پژوهش­های موردی که در محاسبه این شاخص و ابعاد آن صورت گرفته، این شاخص برای مناطق مختلف ایران در طول دهه‌های گذشته محاسبه‌شده و نتایج در جدول ۵ آمده است.بر اساس ارقام جدول پنج، نابرابری در سال ۱۳۵۵ بین مناطق، قابل‌ملاحظه بوده است به‌طوری‌که دامنه تغییرات شاخص توسعه‌یافتگی 37/ 0است. هرچند پس از انقلاب دامنه نابرابری بین مناطق و انحراف شاخص توسعه­یافتگی انسانی در کشور کاهش یافته است، اما همچنان شکاف نابرابری بین مناطق توسعه‌یافته و توسعه‌نیافته در ایران بالاست و همان طور که بیان شد وجود نابرابری­های منطقه­ای، خود سبب گسترش مهاجرت­های داخلی دسته‌جمعی و تحرکات سرمایه به مناطق توسعه‌یافته‌تر شهری می‌شود. سهم جمعیت شهری ایران مطابق با آمار در طول دهه­های گذشته به طور سریع افزایش یافته است. متوسط رشد جمعیت شهری کشور در طول چهار دهه گذشته حدود 4.2 درصد در سال بوده است که تقریباً 7/1 برابر متوسط رشد جمعیت کشور است چرا که نرخ روستانشینی در دهه­های ۱۳۷۰ و ۱۳۸۰ منفی بوده است. همچنین نگاهی به آمار مهاجرین به کلان‌شهرهای ایران نشان می­دهد که به طور متوسط بیش از دو سوم مهاجرت­ها در طی سه دهه گذشته به کلان‌شهرهای ایران بوده است (جدول ۲). همان طور که ارقام جدول ۲ نشان می‌دهد، استان تهران به تنهایی در طول دهه­های گذشته، پذیرای حدود یک سوم از مهاجرین بوده است.

 

جدول ۲- نسبت مهاجرت به کلان‌شهرهای ایران به درصد (۱۳۸۵-۱۳۵۵)

نسبت مهاجرت به کلان‌شهرهای ایران	۶۵-۱۳۵۵	۷۵-۱۳۶۵	۸۵-۱۳۷۵
تهران	39.63	28.48	24.56
خراسان رضوی	5.04	5.84	7.61
اصفهان	8.72	8.08	6.49
فارس	6.30	4.12	5.38
خوزستان	4.35	1.02	4.84
مازندران	4.15	4.64	4.20
گیلان	2.62	3.49	4
آذربایجان شرقی	2.08	4.31	3.73
آذربایجان غربی	1.65	3.23	3.67
کرمان	1.57	1.89	3.01
متوسط در دهه	76.11	64.92	67.49

منبع: مرکز آمار ایران

 

منظور از خراسان رضوی در دهه­های پیش از ۱۳۸۵، خراسان می­باشد که مجموع استان­های خراسان رضوی، شمالی و جنوبی را در ۱۳۸۵ در بر می­گیرد.

از آنجاکه در کشورهای نفتی چون ایران صنایع بیشتر وارداتی و سرمایه­بر است اشتغال­زایی ناچیزی دارد؛ بنابراین مهاجرین یا جذب خدمات می­شوند، یا در فعالیت­هایی که نیاز به مهارت و سرمایه اندک دارد وارد می­شوند و یا به جمع بیکاران آشکار و پنهان می­پیوندند. (اسدی،1369)

 

 

نمودار ۲- سهم شاغلان بخش های مختلف کشور (۱۳۸۵-۱۳۴۵)

منبع: مرکز آمار ایران

 

نمودار ۲ بیانگر آن است که در نیمه دهه ۴۰، حدود نیمی از شاغلان کشور در فعالیت­های کشاورزی مشغول به فعالیت بوده­اند، درحالی‌که ۱۹ درصد از شاغلان در صنعت و ۳۵ درصد در خدمات و ساختمان مشغول به فعالیت بوده­اند. طی دهه­های بعدی برخلاف رشد صنعتی کشور، درحالی‌که صنعت تنها جوابگوی ایجاد اشتغال برای حدود همان ۱۹ درصد از جمعیت شاغلین بوده است بخش خدمات طی سال­های مختلف نسبت خود را در جذب افراد جویای کار به ضرر بخش کشاورزی افزایش قابل‌ملاحظه‌ای داد. این به معنای ناتوانی صنعت برای جذب سیل عظیم مهاجران به مراکز صنعتی شهرهای بزرگ و در نتیجه اشتغال آن ها در فعالیت­های خدماتی و غیر­رسمی است. برای این قشر فقیر که توانایی تأمین هزینه­های اسکان در کلان‌شهرها را نداشتند، حاشیه شهرها مبدل به مکان اسکان آنها گشت؛ بنابراین رشد شهرنشینی در ایران همراه با رشد حاشیه‌نشینی در اطراف کلان‌شهرها بوده است. زاهدانی، (1369).

لذا بر این اساس، انتظار بر این است که وجود نابرابری بالا بین کلان‌شهرها که بیشتر توسعه‌یافته‌اند و سایر مناطق توسعه­نیافته و یا کمتر توسعه‌یافته در طی دهه­های گذشته، منجر به مهاجرت توده داخلی به مناطق توسعه‌یافته‌تر و کلان‌شهرهای ایران گشته و اشتغال غیر­رسمی را در این مناطق افزایش داده باشد.

 

۳- پیشینه تحقیق

با توجه به اینکه در این مطالعه از ویژگی های جمعیتی شاغلین غیررسمی نیز، در مدل‌سازی اشتغال غیررسمی استفاده شده است، در ابتدا به‌مرور برخی مطالعات ازاین‌دست پرداخته و سپس نتایج برخی مطالعات که توسط رویکرد مورد نظر تحقیق به‌اندازه گیری اشتغال غیررسمی و یا مفاهیم نزدیک به آن پرداخته‌اند مورد بررسی قرار می‌گیرد.

 

۳-١- مطالعات دسته اول: ویژگی­های جمعیتی شاغلان غیررسمی

جانسن^[xvii] (2011)، در مطالعه خود به بررسی نقش تفاوت های منطقه‌ای از منظر کیفیت حکمرانی در گسترش اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف برزیل( از 20درصد تا 80درصد) با استفاده از مدل لوجیت می‌پردازد. بررسی 5507 خانوار شهری در بین سال‌های 2006-2000 نشان داد، کیفیت حکمرانی و کارایی دولت در مناطق مختلف، به طور منفی اشتغال غیررسمی را متأثر می‌کند. در نتایج تحقیق سطح تحصیلات پایین در اشتغال غیررسمی نیز موثر دانسته شده است.

هندلی و اربشیبانی^[xviii] (2009)، با استفاده از تحلیل پرسشنامه‌های گردآوری‌شده از خانوارهای برزیلی در دوره 2004-1992 و تحلیل رگرسیونی حجم اشتغال غیررسمی این کشور را 63درصد برآورد کردند. در این تحقیق، عوامل سطح سواد پایین افراد و گرایش زنان به فعالیت به شکل غیررسمی به دلیل ضعف سیستم های حمایتی اجتماعی و امنیت شغلی برای آنان، در گسترش اشتغال غیررسمی موثر و معنی‌دار دانسته شده است.

نتایج مطالعه بلوتی و تیستی^[xix])٢٠٠٤(با استفاده از مدل حداقل مربعات معمولی برای سال ٢٠٠٠ در ترکیه نشان می­دهد که نرخ رشد جمعیت بالا در مناطق روستایی، پدیده شهرنشینی و مهاجرت و تحصیلات پایین در گسترش اشتغال در بخش غیر­رسمی معنی­دار می‌باشد.

فانخوسر^[xx] (١٩٩٦)، با استفاده از نتایج آمارگیری خانوارها در ٥ کشور آمریکای لاتین ^[xxi]  با انجام رگرسیون چند متغیره  نشان داد، میانگین سال­های تحصیلات در بخش رسمی بیشتر از کارکنان غیر­رسمی است و با افزایش سطح تحصیلات، اشتغال در بخش غیر­رسمی کاهش می­یابد. نتیجه دیگر کار او این است که احتمال اشتغال افراد در سنین بالا و همچنین زنان در بخش غیر­رسمی به‌ویژه زنان مجرد بیشتر می­باشد. به لحاظ در آمد نیز شاغلین بخش رسمی دارای درآمدی بیش از شاغلین غیر­رسمی بوده­اند.

در مطالعه رنانی و همکاران (١۳٨٤) و نیز مطالعه‌ای دیگر (١۳٨٢)، تأثیر سطح تحصیلات پایین، زن بودن شاغلان و نیز روستایی بودن، در احتمال ورود افراد در اشتغال غیر­رسمی معنی­دار دانسته شده است.

 

۳-٢- مطالعات دسته دوم: اندازه­گیری اشتغال غیر­رسمی

گولزر و همکاران^[xxii] (2012)، به‌اندازه گیری و بررسی علل و آثار گسترش اشتغال غیررسمی و پنهان‌بین سال‌های 2010-1973 در پاکستان با استفاده از پنج روش پولی ساده، OLS پویا، مصرف الکتریسیته، تحقیق پیمایشی و رویکرد شاخص­های چندگانه علل چندگانه (MIMIC)^[xxiii] که یک حالت خاص مدل­سازی معادلات ساختاری^[xxiv]است پرداختند. در مجموع نتایج مطالعه ایشان بیانگر حجم 50%-30% تولید ناخالص داخلی، برای اشتغال پنهان و غیررسمی است که از موانع فرهنگی، سواد پایین، درآمد سرانه پایین، موانع نهادی ورود به بازار، رشد پایین و نابرابر خدمات عمومی و کاهش قدرت خرید مردم نشأت می‌گیرد.

اشنایدر و دلانو (2006)، در بررسی اقتصاد غیررسمی ایتالیا و سایر کشورهای OECD از 1962 تا 2000 با استفاده از مدل پولی ساده، OLS پویا، مصرف الکتریسیته، تحقیق پیمایشی، حجم آن را به طور متوسط 25% تولید ناخالص داخلی برآورد کردند.

Macias (2008)، با تکیه بر رویکرد نهادگرا، از روش شاخص­های چندگانه علل چندگانه که یک حالت خاص مدل­سازی معادلات ساختاری است برای بررسی حجم اقتصاد غیر­رسمی در دوره 2006-1970 در مکزیک استفاده کرده و اقتصاد غیر­رسمی را به‌عنوان متغیر پنهان مورد برآورد قرار داده‌اند.

باباحیدری (۱۳۸۰)، با رویکرد نهادگرا به بررسی علل ایجاد و گسترش بخش غیر­رسمی و تخمین آن با مدل MIMIC پرداخته است. بر آورد­های او نشان می‌دهد سهم شاغلین این بخش از متوسط ۲۱ درصد در ۵۸-۵۱ به متوسط ۳۷ درصد در ۷۷- ۶۹ در کشور رسیده است. او نتیجه می­گیرد که درصد بالایی از تغییرات سهم شاغلین بخش غیر­رسمی متأثر از هزینه­های مبادله، عدم یکپارچگی بازارهای مالی، ناکارآمدی و بوروکراسی است.

در مجموع، ویژگی­های عمومی شاغلین غیررسمی در این مطالعات، نشان­ می‌دهد، پایین بودن سطح تحصیلات، روستایی بودن، جزء شاغلان زن بودن و در سنین بالا قرار داشتن احتمال ورود افراد به اشتغال غیررسمی را بالا می‌برد. دیگر اینکه رویکرد شاخص‌های چندگانه علل چندگانه در سنجش اشتغال غیررسمی و ارزیابی علل موثر در گسترش آن توسط رویکردهای مختلف نظری، متداول و مناسب می‌باشد. لذا در ادامه به معرفی دقیق تر این رویکرد پرداخته می‌شود.

 

۴- تجزیه و تحلیل داده‌ها

۴-1- روش تحلیل: رویکرد شاخص های چندگانه-علل چندگانه در مدل‌سازی معادلات ساختاری

ازآنجاکه اشتغال غیررسمی در کل از دید آمار پنهان است از روش غیرمستقیم برای اندازه‌گیری آن استفاده می‌نماییم. روش­های غیرمستقیم اساساً بر این ایده استوار هستند که بر خلاف پنهان بودن فعالیت­های غیررسمی و پنهان از دید نظام آمار و اطلاعات، علل توضیح‌دهنده روند تحول های این بخش از اقتصاد و نیز آثار آن بر حیطه­های مختلف پنهان نیستند. این روش­ها را می­توان به سه دسته روش­های مبتنی بر علل، روش­های مبتنی بر آثار و روش­های مبتنی بر علل و آثار دسته­بندی کرد (عرب مازار، ۱۳۸۴، ص ۵۷). روش شاخص های چندگانه علل چندگانه (MIMIC)^[xxv] در مدل‌سازی معادلهای ساختاری، رویکردی است غیرمستقیم مبتنی بر علل و آثار که در مطالعه حاضر برای نشان دادن اینکه مدل نظری مان تا چه حد به‌وسیله داده­های نمونه­ای حمایت می­شود به کار گرفته می‌شود. متغیرها در این رویکرد شامل متغیرهای قابل‌مشاهده^[xxvi] و پنهان^[xxvii] می­باشند. در این روش از علل و آثار قابل‌مشاهده برای استخراج اطلاعات در مورد متغیر پنهان (اشتغال غیر­رسمی) استفاده می‌شود. این روش این امکان را برای پژوهشگر فراهم می­آورد که ساخت ذهنی خود را در رابطه با یک مسئله تحقیق، به آزمون گذارد. ساختی که برگرفته از نظریه های علمی، مطالعه های پیشین تجربی، ایده­ها و باورها در رابطه با یک مسئله پژوهشی است که در قالب فرضیه بیان شده است.^[xxviii]

هدف مدل­سازی معادله ساختاری برآورد کلیه پارامترها در مدل کلی و آزمون کلی مدل با داده‌های واریانس-کوواریانس نمونه­ای است. سپس شاخص­های برازش مدل، سطح برازش میان دو ماتریس نمونه­ای و ماتریس باز تولیدشده توسط مدل را تعیین می­کنند. رویکردهای متفاوتی برای مدل­سازی معادله های ساختاری صورت پذیرفته است و چارچوب­های متفاوتی برای ارائه این مدل­ها طراحی شده است. مطالعات بسیاری از حالت خاص مدل­سازی معادلات ساختاری، به نام مدل شاخص­های چندگانه-علل چندگانه، با تنها یک متغیر پنهان استفاده کرده­اند که به‌مرور برخی از آن ها پرداختیم. در این روش از تأثیر متغیر­های علل که به نوعی علت ایجاد تغییر در متغیر قابل‌مشاهده هستند و نیز متغیرهای آثار قابل‌مشاهده که به نوعی نشان‌دهنده اثرات تغییر در متغیر پنهان هستند، برای استخراج اطلاعات در مورد ارتباط بین آن ها و متغیر غیرقابل مشاهده­ استفاده می‌شود. روابط میان متغیرها در این مدل توسط همبستگی گشتاوری پیرسون و گزارش یک ضریب رگرسیون جزئی استاندارد به‌دست می­آیند.^[xxix]

 

4-2- داده‌های تحقیق

برای استخراج داده‌ها، از آمارنامه­­های استانی و کشوری و سر شماری­های عمومی نفوس و مسکن و طرح­های آماری و پژوهشی مختلف در دوره ١٣٥٥ تا ١٣۸٥ با توجه به در دسترس بودن داده، در این دوره استفاده شده است. منطقه را در این مطالعه استان تعریف می­کنیم که با توجه به تقسیمات اداری سیاسی استان­ها در دهه­های مختلف از آمار مربوط به‌تمامی استان­ها استفاده می­کنیم.

از دو دسته متغیر در جهت مدل‌سازی اشتغال غیر­رسمی استفاده می­کنیم. یک دسته متغیر­های آشکاری که به‌عنوان علل گسترش اشتغال غیر­رسمی در مناطق کشور وارد مدل می­شوند و یک دسته متغیرهایی که منعکس‌کننده آثار تغییرهای اشتغال غیر­رسمی در مناطق کشور هستند.

• متغیرهایی که به‌عنوان علل وارد مدل می‌شوند:
• نسبت جمعیت زیر دیپلم، نسبت جمعیت بالای ٦٠ سال، نسبت جمعیت روستایی و نسبت جمعیت فعالان زن در یک منطقه به کل کشور:

همان طور که بیان شد؛ هرچه نسبت جمعیت زیر دیپلم در یک منطقه بیشتر باشد، نسبت جمعیت روستایی بالاتر باشد نسبت جمعیت بالای ٦٠ سال و یا نسبت فعالین زن در یک منطقه بیشتر از مناطق دیگر باشد، احتمال وجود نرخ­های بالاتری از اشتغال غیر­رسمی در آن منطقه بیشتر است. بر اساس آمارهای مذکور می­توان بیان داشت که در دهه­های گذشته، استان­های تهران، خراسان، اصفهان، مازندران، خوزستان، فارس، گیلان، آذربایجان شرقی، آذربایجان غربی، کرمان و زنجان بیشترین نسبت جمعیت با خصوصیات مطرح‌شده را دارا می­باشند. همان طور که بیان شد این خصوصیاتی است که افراد را مستعد حضور در اشتغال غیررسمی می­کند؛ بنابراین انتظار بر این است، این استان­ها که بالاترین نسبت جمعیت زیر دیپلم، جمعیت روستایی، جمعیت بالای ۶۰ سال و جمعیت فعال زن را در خود جای‌داده‌اند، رتبه‌های بالاتری از اشتغال زیرزمینی و غیررسمی را نشان دهند.

• درصد مهاجرت: که به‌صورت درصد مهاجران واردشده به هر استان نسبت به کل کشور در ۱۰ سال گذشته مورد محاسبه قرار می‌گیرد.
• متغیرهایی که به‌عنوان آثار وارد مدل می‌شوند:

 

تغییرات در میزان اشتغال غیر­رسمی بر متغیرهای طرف تقاضا و عرضه اقتصاد اثر می­گذارد. متغیرهای انتخاب‌شده در مدل به نحوی منعکس‌کننده اثرهای مربوط به پدیده مورد بررسی (اشتغال غیر­رسمی) هستند؛ اما این بدان معنا نیست که متغیر انتخاب‌شده باید مستقیم از تحولات این پدیده متأثر شود. لذا هرچه تغییر پدیده مورد بررسی توانایی بیشتری در توضیح تحولات شاخص منتخب داشته باشد، الگوی طراحی‌شده به هنگام آزمون نتایج بهتری را نشان خواهد داد.^[xxx] با توجه به نقص و محدودیت های نظام آماری کشور تنها توانستیم در این تحقیق از متغیرهای نسبت مصرف و نسبت اشتغال به‌عنوان شاخص­های منعکس‌کننده آثار نوسانات اشتغال غیر­رسمی استفاده نماییم:

• نسبت مصرف: برای نشان دادن آثار اشتغال غیر­رسمی بر مصرف ما از نسبت متوسط مصرف در استان به متوسط مصرف کل کشور استفاده کرده­ایم. مصرف تابعی است از درآمد قابل تصرف. هرگونه افزایش در درآمد و کاهش مالیات با افزایش تقاضای مصرفی همراه خواهد بود. افزایش اشتغال غیر­رسمی درآمد جدیدی برای نیروی کار ایجاد می­کند که منجر به افزایش تقاضای مصرفی می­شود. همچنین از آنجایی که اغلب نیروی کار این بخش از افراد کم درآمد و فقیر جامعه می­باشند، لذا میل نهایی به مصرف بیشتری دارند؛ بنابراین افزایش اشتغال غیررسمی، با توجه به میل بالای مصرفی در این گروه، به معنای تأثیر مثبت در مصرف است.^[xxxi]

• نسبت اشتغال: در مورد اشتغال نیز می­توان گفت، اشتغال غیر­رسمی بخشی از اشتغال کل کشور را تشکیل می­دهد؛ بنابراین افزایش آن با در نظر داشتن نرخ بیکاری بالا در مناطق مختلف کشور به معنای تأثیر مثبت در اشتغال کل است که ما برای نشان دادن چنین اثری از نسبت شاغلین در استان به کل کشور استفاده کرده­ایم.^[xxxii]

 

4-3- تدوین مدل کامل لیزرل

 تدوین مدل شامل به‌کارگیری کلیه نظریه­های مرتبط، پژوهش­ها و اطلاعات در دسترس و طرح مدل نظری است. بر اساس رویکرد نظری تحقیق، همین‌طور نتایج مطالعه های تجربی مختلف مبنی بر ویژگی­های شاغلان غیر­رسمی که به آن ها پرداخته شد، مدل MIMIC به‌صورت زیر تدوین گردیده است:

 

 

 

نسبت جمعیت بالای٦٠ سال (X₂)

نسبت جمعیت فعال زن  (X₄)

نسبت جمعیت روستایی (X₃)

 

مصرف (Y₁)

اشتغال  (Y₂)

درصد مهاجرت (X₅)

نسبت جمعیت  زیر دیپلم (X₁)

اشتغال         غیر رسمی (𝜂)

شکل ١- مدل شاخص های چندگانه-علل چندگانه برای مدل‌سازی اشتغال غیررسمی

 

بدین ترتیب شکل ماتریسی معادله های مدل پیشنهادی به‌صورت زیر خواهد بود:

Y_2×1=𝛬_y×𝜂+𝜀_2×1         (2)

X_5×1= 𝛬_x×ξ_2×1+δ_6×1    (3)

 

𝜂، متغیر غیر­قابل مشاهده (اشتغال غیر­رسمی)،بردار شاخص­های مشاهده‌شده، بردار متغیرهای مستقل آشکار،𝛬_{y (2×1)}، ماتریس ضریب های متغیر پنهان و شاخص­های مشاهده‌شده، 𝛬_{x (5×2)،} ماتریس ضرایب متغیر­ پنهان و علل مشاهده‌شده و δ بردارهای خطاهای تصادفی در مدل می‌باشند.

 

4-4-آزمون مدل و تفسیر نتایج

پیش از آنکه آزمون مدل توسط نرم‌افزار لیزرل انجام شود باید خصوصیات آماری داده­ها، مسئله تشخیص مدل و انتخاب روش برآورد مناسب مورد بررسی قرار گیرد تا نتایج حاصله مورد اطمینان باشند. آمار استنباطی اغلب بر پایه این مفروضه قرار دارد که داده­ها به‌صورت نرمال توزیع شده­اند. داده­های غیر نرمال واریانس-کواریانس میان متغیر­ها را تحت تأثیر قرار می­دهند و آماره­ها را نیز متأثر می­کنند. چندین راه حل برای رفع مفروضه نرمال بودن در لیزرل وجود دارد، مانند انجام نمونه­گیری بیشتر از موارد یا اجرای یک تبدیل خطی مجاز یا استفاده از ماتریس واریانس-کوواریانس مجانبی به‌عنوان ورودی در کنار ماتریس واریانس-کوواریانس نمونه­ای به‌عنوان ماتریس وزنی مبتنی بر نظریه نرمال برای تصحیح اریب ایجادشده در خطاهای استاندارد و آماره­های برازش.^[xxxiii] ما برای رفع این مسئله برای متغیرها، از تبدیل خطی نرمال و ماتریس واریانس-کوواریانس جانبی استفاده می کنیم به‌عنوان ورودی در کنار ماتریس واریانس-کوواریانس ،نمونه­ای که امکان آن در نرم‌افزار فراهم است.

نکته دیگر این است که پژوهشگر مسئله تشخیص را قبل از برآورد پارامترها حل کند. در مسئله تشخیص این سؤال مطرح است که آیا بر اساس ماتریس کوواریانس نمونه­ای و مدل نظری تعریف‌شده به‌وسیله کوواریانس جامعه، می­توان مجموعه منحصر به فردی از پارامتر­ها یافت؟ اگر مدلی فرا مشخص باشد برآورد پارامترها قابل‌اعتماد نبوده و در چنین حالتی درجه های آزادی صفر یا منفی می­شود. اگر مدل فرا مشخص یک راه حل باشد، مقید کردن مقادیر پارامترها به عددی ثابت است تا جایی که تعداد پارامترهای آزاد کوچک‌تر مساوی تعداد مقادیر مجزا در ماتریس نمونه­ای باشد. گزینه دیگر به کار بردن مقادیر آغازین متفاوت در تحلیل­های مجزا است. اگر مدل مشخص باشد برآوردها باید یکسان باشد.^[xxxiv] ما از هر دو این روش­ها در حل مسئله تشخیص مدل استفاده نموده‌ایم و با مقید نمودن ضریب متغیر نسبت اشتغال به عدد یک و آزمون مدل برای مقادیر آغازین متفاوت صحت نتایج آزمون را مورد بررسی قرار داده‌ایم. برای برآورد مدل، از برآوردگر حداکثر درستنمایی (ML)^[xxxv]استفاده گردیده که مستقل از مقیاس است، دارای ویژگی­های مطلوب مجانبی، از جمله حداقل واریانس و بدون اریب بودن است^[xxxvi]

در آزمون مدل پژوهشگر باید تعیین کند که داده­ها تا چه حد با مدل برازش دارند، به بیان دیگر تا چه اندازه مدل نظری به‌وسیله داده­های نمونه­ای گردآوری‌شده حمایت می­شود. به طور کلی سه معیار ارزیابی برازش مدل وجود دارد. ِاول: ملاحظه برخی آزمون­های عمومیت یافته برای برازش کل مدل، دوم: بررسی برازش پارامترهای منفرد در هر یک از اجزای مدل و سومین معیار، بررسی اینکه آیا شدت و جهت پارامترهای برآورد شده دارای معنا و مفهوم نظری باشد.^[xxxvii]. تفسیر برازش قابل‌قبول، به همراه نتایج آزمون مدل در جدول ۳ خلاصه نمود.

 

جدول ۳- معیارهای برازش و تفسیر برازش قابل‌قبول^* و نتایج آزمون مدل

معیار برازش مدل	تفسیر	نتایج آزمون مدل
کای اسکوئر Chi-Square	عدم معنی‌داری کای اسکوئر در سطح معنی‌داری مشخص	2.67 با درجه آزادی ۴ و معنی‌داری 0.85
نیکویی برازش (GFI)	مقدار نزدیک به ٩٥/٠ منعکس کننده یک برازش مطلوب است.	0.99
نیکویی برازش اصلاح‌شده (AGFI)	مقدار نزدیک ب٩٥/٠ منعکس‌کننده یک برازش مطلوب است.	0.94
ریشه میانگین مربعات باقیمانده (RMR)	مقدار کمتر یک برازش خوب را نشان می‌دهد.	0.0
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA)	مقدار کمتر از ٠٥/٠ یک برازش خوب را نشان می‌دهد.	0.0

منبع: شوماخر (١۳۸۸)،١٠٤.

اساس این معیارها تفاوت میان ماتریس مشاهده‌شده نمونه­ای و ماتریس باز تولیدشده واریانس-کوواریانس حاصل از تخمین است. یک برازش خوب نشان می­دهد که دو ماتریس مشابه هستند و این بدان معناست که مدل نظری برآورد شده به طور معناداری روابط واریانس-کوواریانس نمونه را باز تولید می­کند.^[xxxviii]

با بررسی معیارهای برازش عمومی مدل می­توان گفت: که مدل نظری به خوبی توسط داده­های نمونه­ای حمایت می­شود یا به عبارتی دیگر ماتریش واریانس-کوواریانس نمونه­ای به خوبی توسط مدل نظری قابل باز تولید شدن است.

حال که معیارهای عمومی برازش مدل، حاکی از قابل قبول بودن آن دارد، به بررسی نتایج تخمین پارامترها در مدل می­پردازیم. برآوردهای استاندارد حداکثر درستنمایی در شکل ۲ پیوست (ضمیمه ۱) و جدول ۴ آمده است. ضرایب استاندارد در تعیین اهمیت نسبی هر متغیر در مقایسه با متغیر­های دیگر مفید است.^[xxxix] این ضرایب بیان می­دارند که چنانچه متغیر مستقل، یک انحراف معیار از میانگین فاصله بگیرد، متغیر وابسته چند انحراف معیار از میانگین خود دور خواهد شد.^[xl]

 

جدول ۴- برآوردهای حداکثر درستنمایی برای مدل شاخص های چندگانه-علل چندگان

مقدار آماره t	برآورد ضرایب استاندارد
٥/٤	0.56	ضریب نسبت جمعیت زیر دیپلم به کل بر اشتغال غیررسمی
٩٧/٩	0.33	ضریب نسبت جمعیت روستایی به کل بر اشتغال غیررسمی
٦٥/٨	0.26	ضریب نسبت جمعیت بالای ٦٠ سال به کل بر اشتغال غیررسمی
٢/٦	0.15	ضریب نسبت فعالین زن به کل بر اشتغال غیررسمی
٣	0.48	ضریب مهاجرت بر اشتغال غیررسمی
8٦/2	0.41	ضریب اشتغال غیررسمی بر نسبت مصرف به کل
-	٩۸/٠	ضریب اشتغال غیررسمی بر نسبت شاغلان به کل

منبع: نتایج آزمون مدل

 

اول، برای متغیرها مقدار آماره t حاکی از معنی­داری برآورد پارامترها در سطح اطمینان٩٥در صد است. دوم، برآورد ضرایب به لحاظ شدت و جهت، مطابق انتظار رویکرد نظری هستند. ضریب 48/0 مهاجرت بر اشتغال غیررسمی نشان‌دهنده تأثیر مثبت این متغیر در گسترش اشتغال غیر­رسمی است. ازآنجاکه نرخ های بالای مهاجرت، به کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر شهری صورت گرفته، بنابراین مطابق نتایج این ضریب در مدل می‌توان بیان داشت، کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر شهری از این منظر، شاغلان غیررسمی بیشتری را در خود جای‌داده‌اند.

در میان ویژگی­های جمعیتی به کار رفته در مدل برای سنجش جمعیت مستعد فعالیت غیررسمی نیز، کم سواد بودن با ضریب تأثیر 56/0 بیشترین اثر را در توضیح دهندگی اشتغال غیررسمی در یک منطقه داشته و پس از آن، روستایی بودن، در سنین بالای ۶۰ سال بودن و جزو فعالان زن بودن، به ترتیب اثر با ضریب ها 33/0، 26/0، 15/0  ویژگی­هایی هستند که بر اساس نتایج مدل به‌عنوان علل گسترش اشتغال غیررسمی شناخته‌شده‌اند و مثبت و معنی‌دار بودن این ضریب نشان می­دهد هرچه منطقه­ای بیشتر دارای جمعیتی با این ویژگی­ها باشد، اشتغال غیر­رسمی در آنجا بیشتر است. ضریب مثبت و معنی‌دار اشتغال غیررسمی بر نسبت مصرف و اشتغال بیانگر تأثیر مثبت اشتغال غیر­رسمی در مصرف و اشتغال است. بدین معنی که با افزایش اشتغال غیر­رسمی، مصرف و اشتغال افزایش می­یابند. ازآنجاکه ضرایب به‌صورت استاندارد می‌باشند، بزرگی و کوچکی آن ها، اهمیت نسبی آن ها را در برابر یکدیگر، در توضیح دهندگی متغیر وابسته نشان می‌دهد.

پس از تفسیر برآوردهای استاندارد حداکثر درست نمایی برای متغیرها حال نوبت به تخمین نمره اشتغال غیر­رسمی می­رسد که نتایج آن در پیوست جدول ۵ آورده شده است. نمره­های متغیر پنهان با داشتن پارامترهای مدل که از تخمین مدل حاصل گشته و نیز روابط میان متغیرهای آشکار و پنهان، قابل حصول در نرم‌افزار لیزرل می­باشد (حیدر علی، ۱۳۸۷، ص ۲۶۹). بر اساس این نتایج می‌توان رتبه استان­ها را به لحاظ اشتغال غیر­رسمی از منظر رویکرد بررسی‌شده مشخص نمود که نتایج در جدول ۵ آورده شده است.

 

جدول ۵-شاخص توسعه انسانی، نمره و رتبه اشتغال غیررسمی در استان های کشور (۱۳۸۵-۱۳۵۵)

سال
HDI	رتبه	نمره	HDI	رتبه	نمره	HDI	رتبه	نمره	HDI	رتبه	نمره	استان
٧٣٥/٠	5	0.124	0.576	5	0.132	٥٢٣/٠	3	0.152	٤١٢/٠	3	0.156	آذربایجان شرقی
٧٢٨/٠	9	0.102	0.523	9	0.102	0.503	10	0.099	0.393	9	0.099	آذربایجان غربی
٧٣١/٠	17	0.081	0.551	15	0.08	-	-	0.1	-	-	0.1	اردبیل
٧۸٣/٠	3	0.142	0.617	3	0.142	٦٠٩/٠	4	0.142	٥٣٧/٠	4	0.139	اصفهان
0.709	30	0.065	0.518	26	0.063	٥٠٩/٠	22	0.072	٣٤٠/٠	22	0.061	ایلام
٧٤١/٠	25	0.071	٥٤٩/٠	24	0.07	٥٦١/٠	21	0.073	٤٥٣/٠	20	0.073	بوشهر
٨٤٦/٠	1	0.282	٧٣٥/٠	1	0.274	٧١٧/٠	1	0.265	-	-	-	تهران
0.723	26	0.07	٥٢٧/٠	23	0.071	٥۳٤/٠	23	0.088	0.304	21	0.071	چهارمحال و بختیاری
٦٧٨/٠	29	0.066	-	-	-	-	-	-	-	-	-	خراسان جنوبی
٧٢٤/٠	2	0.145	0.543	2	0.176	٥٥٦/٠	2	0.184	٤٤٧/٠	2	0.174	خراسان رضوی
٦٩٤/٠	28	0.067	-	-	-	-	-	-	-	-	-	خراسان شمالی
٧٤٥/٠	8	0.111	٥۸٠/٠	8	0.115	٥٧٥/٠	8	0.113	٥٤٥/٠	7	0.124	خوزستان
0.728	22	0.076	٥۳٠/٠	18	0.078	٥١٥/٠	11	0.094	۳٩٩/٠	19	0.076	زنجان
٧٤٩/٠	27	0.07	٥٧٠/٠	22	0.071	0.598	19	0.075	٥٢٧/٠	13	0.087	سمنان
٦٦٦/٠	24	0.072	٤٥٩/٠	21	0.076	٤٥٧/٠	18	0.076	٤٢٧/٠	16	0.083	سیستان و بلوچستان
٧۸١/٠	4	0.13	٦٠٩/٠	6	0.132	٥٧٠/٠	6	0.132	٥٠١/٠	6	0.127	فارس
٧٩٠/٠	15	0.081	-	-	-	-	-	-	-	-	-	قزوین
٧٢٤/٠	23	0.073	٥٩٤/٠	19	0.076	-	-	-	-	-	-	قم
0.708	19	0.078	٤۸٠/٠	17	0.078	٤٢٥/٠	20	0.074	0.373	17	0.081	کردستان
0.718	10	0.095	٥٤٧/٠	10	0.094	0.568	9	0.1	0.428	10	0.097	کرمان
0.723	11	0.087	٥٠٤/٠	13	0.087	٥٥٧/٠	13	0.088	0.443	11	0.093	کرمانشاه
٧٠٩/٠	21	0.077	٥١٩/٠	25	0.065	0.508	24	0.064	۳١٢/٠	23	0.057	کهکیلویه و بویراحمد
٧٢٤/٠	14	0.082	-	-	-	-	-	-	-	-	-	گلستان
0.773	7	0.112	٥٩٧/٠	7	0.117	٦٠٩/٠	7	0.123	٤٦٠/٠	8	0.114	گیلان
٧٠٩/٠	16	0.081	٥١٦/٠	14	0.082	٥٠٢/٠	15	0.085	۳٦١/٠	15	0.083	لرستان
۸٠٩/٠	6	0.118	٥٧٧/٠	4	0.137	٥٩٤/٠	5	0.139	٤٥٧/٠	5	0.135	مازندران
٧٤٢/٠	13	0.084	0.568	12	0.088	0.548	14	0.085	٦۸٤/٠	1	0.309	مرکزی
٧٥١/٠	20	0.078	٥٤٦/٠	20	0.076	٥٦٧/٠	17	0.079	٤٥٢/٠	18	0.079	هرمزگان
٧٠٩/٠	12	0.086	0.558	11	0.093	٥٢٦/٠	12	0.093	٤٠٦/٠	14	0.086	همدان
٧۸٤/٠	18	0.079	0.588	16	0.078	٥٩٧/٠	16	0.079	٥۳٢/٠	12	0.09	یزد

منبع: نتایج آزمون مدل و محاسبات پژوهشگران

⋇ استان مرکزی در سال ۱۳۵۵ مجموع استان­های تهران، مرکزی، قم و قزوین را در بر می­گیرد.

⋇⋇ منظور از خراسان رضوی در دهه­های پیش از ۱۳۸۵، خراسان می­باشد که مجموع استان­های خراسان رضوی، شمالی و جنوبی را در ۱۳۸۵ در بر می­گیرد.

 

با توجه به رتبه‌های ارائه‌شده از اشتغال غیررسمی در دهه­های گذشته در استان­های کشور، می­توان بیان داشت که در مجموع استان­های تهران، خراسان رضوی، اصفهان، فارس، آذربایجان شرقی، مازندران، گیلان، خوزستان، آذربایجان غربی و کرمان، بیشترین میزان اشتغال غیررسمی را در طول سه دهه گذشته در ایران داشته­اند. این رتبه­بندی­ها بر اساس نمره­­ی محاسبه‌شده برای اشتغال غیررسمی در مدل به‌دست آمده­اند. مرور شاخص توسعه­یافتگی انسانی این استان­ها که بیشترین نسبت اشتغال غیررسمی را در خود جای‌داده‌اند، نشان می­دهد که مقدار مطلق این شاخص در این استان­ها در طول دهه­های مختلف بالای متوسط قرار داشته و تفاوت ارقام توسعه­یافتگی انسانی آنها از مناطق کمتر توسعه­یافته و توسعه­نیافته، محسوس می­باشد و با توجه به آمار مهاجران به این استان­ها از مناطق دیگر در جدول ۲، در مجموع این استان­ها پذیرای حدود ۷۰ در صد از کل مهاجرین می­باشند.

بنابراین در پاسخ به سؤال ها و ارزیابی فرضیه های تحقیق با توجه به نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل داده­ها و آزمون مدل، می‌توان بیان داشت:

برای فرضیه اول، ضریب مثبت و معنی‌دار مهاجرت بر اشتغال غیررسمی در مدل بیانگر آن است که مهاجرت و شهرنشینی بر اشتغال غیر­رسمی تأثیر مثبت و معنی­­داری داشته و با افزایش مهاجرت به کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر، اشتغال غیررسمی در این مناطق افزایش می‌یابد.

همچنین بر اساس ضرایب مثبت و معنی‌دار ویژگی های جمعیتی بر اشتغال غیررسمی می‌توان بیان داشت، ویژگی های جمعیتی تحصیلات پایین، مسن بودن، روستایی و جزء فعالان زن بودن تبیین مناسبی از گستردگی اشتغال غیررسمی در مناطق مختلف ارائه می‌دهند.

 

۵- جمع‌بندی و ارائه راهکار (توصیه سیاستی)

در مجموع، در این مطالعه سعی بر آن بود، توسط برخی نظریات مهاجرت به بررسی اثر مهاجرت و شهرنشینی بر اشتغال غیر­رسمی بپردازیم. مطابق این رویکرد، نابرابری های بین مناطق کشور، انگیزه مهاجرت به کلان‌شهرها و مراکز توسعه‌یافته شهری را بالا برده است. به دلیل ضعف صنایع نوپای شهری در جذب نیروی کار غیر ماهر مهاجرت ازیک‌طرف و پایین بودن سطح تحصیلات و مهارت های مهاجرین از طرف دیگر، اشتغال غیر­رسمی با رشد بی‌سابقه‌ای در این مناطق روبرو شد. نتایج مدل شاخص های چندگانه حاکی از آن است که مهاجرت و شهرنشینی بر اشتغال غیر­رسمی تأثیر مثبت و معنی­­داری داشته و با افزایش مهاجرت به کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر، اشتغال غیررسمی در این مناطق افزایش می‌یابد. دیگر اینکه، ویژگی­های جمعیتی تحصیلات پایین، سن بالا، روستایی بودن و جزء شاغلین زن در توضیح حجم اشتغال غیر­رسمی در مناطق مختلف، تبیین مناسبی ارائه می‌دهند.

با توجه به آنچه مورد ملاحظه قرار گرفت و همچنین نتایج حاصل از این مطالعه پیشنهاد‌هایی به این شرح ارائه می­گردد:

1)    رشد فزاینده اشتغال غیر­رسمی در مناطق مختلف بویژه کلان‌شهرها و مناطق توسعه‌یافته تر، مطابق نتایج این تحقیق، یکی از مصادیق بارز تشدید مهاجرت و شهرنشینی در کشور، در اثر به‌کارگیری سیاست­ها و استراتژی­های نامناسب توسعه در طی دهه­های گذشته بوده است. بنابر- این، لازم است در اتخاذ الگوها و استراتژی­های توسعه، دقت بیشتری مبذول شده و آثار آن بر حیطه­های مختلف از جمله مهاجرت، شهرنشینی و اشتغال غیررسمی مورد بررسی دقیق قرار گیرد. نتایج نشان می­دهد حدود نیمی از شاغلان غیر­رسمی در استان­های توسعه‌یافته و کلان‌شهرها مشغول به فعالیت هستند. این به آن معنی است که سیاست­گذاری­ها بر این مبنا می­بایست در کلان‌شهرهای ایران که بیشترین حجم شاغلان غیر­رسمی را در خود جای‌داده‌اند ضروری ست با توجه به حجم بالای شاغلان غیر­رسمی و ساز و کارهای آن ها انجام گیرد.

2)    دیگر آنکه، با رشد روزافزون اشتغال غیر­رسمی و حجم بالای کنونی آن، سیاست­گذاران و محققین می­بایست در تحقیق ها، معادله ها و تصمیم­گیری­های اقتصادی، سیاسی و اجتماعی به حجم بالای این بخش از جامعه و ساز و کارهای آن توجه داشته و در صورت نیاز تحقیق ها و تصمیم ها جداگانه­ای در برخورد با شاغلان غیر­رسمی اتخاذ نمایند.

3)    همچنین، گرایش فعالان زن و افراد در سنین بالا به اشتغال غیررسمی خود نشان‌دهنده فراهم نبودن نهادهای حمایتی و اجتماعی و نیز فرصت های محدود اشتغال رسمی برای ایشان است. لذا با تغییر نگرش در این زمینه‌ها می‌توان به ابعاد فعالیت غیررسمی و پنهان این قشر از شاغلان «رسمیت» بخشید. بعلاوه با توجه با سطح سواد پایین شاغلان غیررسمی، با فراهم آوردن توزیع عادلانه و مناسب امکانات تحصیل می‌توان از گسترش فعالیت به شکل غیررسمی کاست. ازآنجاکه مطابق نتایج، روستاییان مستعد حضور در بخش غیررسمی‌اند، می‌بایست تمهیداتی را برای رسمیت بخشی به فعالیت آنان در نظر گرفت به‌عنوان مثال توزیع ناعادلانه درآمد بین شهر و روستا، روستاییان را وادار به فعالیت به‌صورت غیررسمی جهت کاهش هزینه‌ی فعالیت های خود می‌کنند. درحالی‌که با فراهم آوردن اشتغال مناسب و امکانات آن می‌توان فعالیت آن ها را به سمت رسمی بودن سوق داد.

4)    در انتها با توجه به قلمرو گسترده علل و آثار گسترش اقتصاد و اشتغال غیررسمی پیشنهاد‌هایی برای مطالعه های آینده ارائه می‌گردد: بررسی آثار مثبت و منفی اشتغال غیررسمی بر توزیع منابع و نقش های مختلف توزیعی شاغلان غیررسمی، بر تولید و اشتغال، بر نرخ بهره بازار غیر متشکل پول و در پی سرمایه­گذاری بر مصرف، در برطرف کردن نیازهای جامعه و ... . بررسی نقش قاچاق در توضیح اشتغال غیررسمی. مدل‌سازی همچنین می‌توان به تبیین پویایی های اشتغال و اقتصاد غیررسمی از طریق به‌کارگیری رویکردهای مختلف نهادگرا، توسعه و سایر رویکردها پرداخت.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1- عضو هئیت علمی دانشگاه علامه طباطبایی،تهران،ایران (نویسنده مسئول).       [e-mail]

2- کارشناس ارشد علوم اقتصادی، دانشگاه علامه طباطبایی.تهران،ایران

3- کارشناس ارشد علوم اقتصادی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان،ایران(مسئول مکاتبات).  [e-mail]

---

[i]. Informal economy

[ii]. Informal employment

[iii]. Informal sector                                                                                                           

[iv]. Hassmanns (2004), 12.

[v]. باقری و دیگران (١۳٨١)، ٨.

[vi]. حبیبی، قرخلو (١٣۸١)، ٤٧.

[vii]. لهسایی زاده (١٣٦٨)، ٢١.

[viii]. لهسائی زاده، (١٣٦۸)، ١٤.

[ix]. تودارو، (١٣٨٣)، ٢٩٠.

[x]. اسدی (١۳٦٩)،١٢٦.

[xi]. زاهدانی (١۳٦٩)،٤٠.

[xii]. باقری و دیگران (١۳٨١)

[xiii]. فرهمند، (1386)،

[xiv]. اسدی، (1369)

[xv]. Human Development Index

[xvi]. United Nation Development Programme

[xvii]. Jonasson

[xviii]. Henley and Arabsheibani

[xix]. Bulutay and Tasty

[xx]. Funkhouser

[xxi]. گواتمالا، السالوادور ، نیکاراگوئه ، کاستاریکا ، هندوراس.

[xxii]. Ahmed Gulzar et al.

[xxiii]. Multiple Indicator Multiple Causes

[xxiv]. Structural Equation Modeling(SEM)

[xxv]. Multi Indicator Multi Causes

[xxvi]. Observed variables

[xxvii]. Latent variables

[xxviii]. شوماخر (١٣۸۸)، ١٧.

[xxix]. شوماخر (١٣۸۸)، ١٣٧.

[xxx]. عرب مازار یزدی (١٣٨٠)، ٤۸.

[xxxi]. نائب (١٣٧۸)،١٣٩ ; باباحیدری (١٣۸٠)، ١٥٠.

[xxxii]. باباحیدری (١٣۸٠)، ١٤٥.

[xxxiii]. شوماخر (١٣۸۸) ،٤٦.

[xxxiv]. شوماخر (١٣۸۸)، ٥۸.

[xxxv]. Maximum Likelihood

[xxxvi]. شوماخر (١٣۸۸) ، ۸۸.

[xxxvii]. شوماخر، لومکس،(١٣۸۸) ،٤٦.

[xxxviii]. شوماخر، لومکس،(١٣۸۸)، ١٠٤.

[xxxix]. شوماخر، لومکس،(١٣۸۸)، ١٢٨

[xl]. صابری، (١۳۸٩)،٦٧..

 

مراجع

1)      اسدی، مرتضی. (١٣٦٩). رشد نامتوازن و دوگانگی در اقتصاد ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، (٤٢).

2)      باباحیدری، ساغر. (١٣٨٠). اندازه­گیری و بررسی عوامل موثر بر اشتغال در بخش غیر­رسمی ایران. پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه اصفهان.

3)      باقری، فریده، عرب مازیار یزدی، علی، بانویی، علی‌اصغر، ورمزیار، حسن. (١٣٨١). روش اندازه­گیری بخش غیر­رسمی در ایران. طرح مطالعاتی، پژوهشکده آمار، مرکز آمار ایران.

4)      پناهی، حسن. (١٣٧٠). توسعه اقتصادی ایران تحت شرایط دوگانگی. پایان‌نامه، دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی، تهران.

5)      حبیبی، کیومرث، قرخلو، مهدی. (١٣٨١). تحلیل مهاجرت در ارتباط با سطح توسعه­یافتگی استان­های کشور با استفاده از تکنیک برنامه­ریزی. فصلنامه تحقیقات جغرافیایی، (۸١).

6)      رنانی، محسن، اکبری، الهه. (١۳۸٤). بررسی بخش غیر­رسمی قابل ارتقاء در ایران. طرح تحقیق، معاونت اقتصادی وزارت امور اقتصادی و دارایی، تهران.

7)      رنانی، محسن و همکاران. (١۳٨٢). بررسی ساختار اشتغال در بخش غیر­رسمی استان اصفهان. طرح پژوهشی، سازمان مدیریت و برنامه­ریزی استان اصفهان.

8)      زاهدانی زاهد، سعید. (١٣٦٩). حاشیه‌نشینی، دانشگاه شیراز، شیراز.

9)      زیاری، کرامت الله، جلالیان، اسحاق. (١۳۸٧). مقایسه شهرستان­های استان فارس بر اساس شاخص­های توسعه ١٣٧٥-١٣٥٥. جغرافیا و توسعه، (١١).

10)   ۱۰.شکیبایی، علیرضا، رئیس پور، علی. (١۳۸٦). بررسی روند تحولات اقتصاد سیاه در ایران: رویکرد پویا. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی شش(٣).

11)   شوماخر، لومکس. (١٣٨٨). مدل­سازی معادلات ساختاری. ترجمه­ی قاسمی، وحید. انتشارات جامعه‌شناسان، تهران.

12)   صابری، علی. (١٣٨٩). پیش­بینی نرخ تورم با استفاده از نماگرهای پیشرو. پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه علامه طباطبایی، دانشکده اقتصاد، تهران.

13)   تودارو، مایکل. (١٣٨٣). توسعه اقتصادی در جهان سوم. ترجمه فرهادی غلامعلی. انتشارات کوهسار، تهران.

14)   فرهمند شکوفه، (۱۳۸۶). تحلیل فضایی توسعه شهری در ایران (تعامل شهر و اقتصاد). پایان­نامه دکتری، دانشگاه اصفهان.

15)   قره‌باغیان، مرتضی. (١٣٧١). رشد و توسعه جلد اول. انتشارات نی، تهران.

16)   عباسی نژاد، حسین، رفیعی امام، علی‌نقی. (١٣٨٥). ارزیابی شاخص توسعه انسانی در مناطق روستایی ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، (٧٢).

17)   عرب مازیار یزدی، علی. (١٣٨٤). اقتصاد سیاه در ایران. انتشارات موسسه تحقیقات و توسعه علوم انسانی، تهران.

18)   گزارش توسعه انسانی سازمان ملل متحد. (٢٠٠٣)، سازمان برنامه‌وبودجه، مرکز مدارک اقتصادی-اجتماعی و انتشارات، تهران.

19)   لهسایی زاده، عبدالعلی. (١٣٦٨). نظریات مهاجرت، انتشارات نوید، تهران.

20)   نایب، سعید. (١٣٧۸). بررسی ساختار بازار کار بخش غیر­رسمی شهری. پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه اصفهان.

21)    Bulutay, T., Tasti, E. (2004). Informal sector in the Turkish labor market. Turkish Economic Association، Discussion paper 2004(22).

22)    Dell’Anno, R.، Schneider, F. (2006).The Shadow Economy of Italy and other OECD Countries: What do we know?.Forthcoming on Journal of Public Finance and Public Choice.

23)    Top of Form

24)    Funkhouser،E. (1996). The urban informal sector in Central America: Household survey evidence. World Development، 11(24)،1737-1751.

25)    Gulzar, A.،Junaid, N.، Haider, A.(2012). What Is Hidden، In The Hidden Economy Of Pakistan? Size، Causes، Issues And Implications. The Pakistan development review، 49(4) 665-704.

26)    Hassmanns, R. (2004). Measuring the informal economy: From employment in the informal sector to informal employment. ILO Geneva, Working paper (53).

27)    Henley, A., Arabsheibani, G. R., Carneiro, F. G. (2009). On Defining and Measuring the Informal Sector: Evidence from Brazil. World Development  37( 5), 992–1003.

28)    Jonasson, E. (2011). Informal employment and the role of regional governance. Review of development economics, 15(3), 429-441.

29)    Macias, J. B. (2008). Modeling the informal economy in Mexico: A structural equation approach. Working Paper. Department of Economics, Ca Foscari university of Venice.

 

 

پیوست-ضمیمه ۱: شکل ۲-نتایج آزمون مدل شاخص های چندگانه-علل چندگانه در نرم‌افزار لیزرل

 

X1 متغیر قابل‌مشاهده نسبت جمعیت زیر دیپلم به کل،X2 متغیر قابل‌مشاهده نسبت جمعیت روستایی به کل، X3 متغیر قابل‌مشاهده نسبت جمعیت بالای ۶۰ سال به کل، X4 متغیر قابل‌مشاهده نسبت جمعیت فعالان زن به کل، X5 متغیر قابل‌مشاهده درصد مهاجرت به کل، Y1 متغیر قابل‌مشاهده نسبت اشتغال به کل، Y₂ متغیر قابل‌مشاهده نسبت مصرف به کل، Inf اشتغال غیررسمی

 

پیوست-ضمیمه ۳: نتایج آزمون مدل

L I S R E L  8.54BYKarl G. Jöreskog & Dag Sörbom

Goodness of Fit Statistics

Sample Size = 103,Number of Iterations = 17

Lsril Estimates (Maximum Likelihood)

Degrees of Freedom = 4

Minimum Fit Function Chi-Square = 2.67 (P = 0.85)

Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.0

90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.0;0.0)

Chi-Square for Independence Model with 15 Degrees of Freedom = 1054.59

Independence AIC = 1066.59,Model AIC = 36.00, Saturated AIC = 42.00

Independence CAIC = 1088.40, Model CAIC = 101.43, Saturated CAIC = 118.33

Normed Fit Index (NFI) = 1.00,Non-Normed Fit Index (NNFI) = 1.00

Root Mean Square Residual (RMR) = 0.00019, Standardized RMR = 0.0070

Goodness of Fit Index (GFI) = 0.99

Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.94

Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.14

Time used:    0.047 Seconds