بررسي نقش سرمايه در اشتغالزايي و افزايش تقاضاي نيروي کار در بخش صنعت ايران

فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 صفحات 941-961 بررسي نقش سرمايه در اشتغالزايي و افزايش تقاضاي نيروي کار چکيده تاريخ دريافت: 3131/7/6 در بخش صنعت ايران کیومرث شهبازی 1 سید یوسف فتاحی 2 تاريخ پذيرش: 3134/4/31 به منظور تخصیص بهینه سرمایه و رسیدن به سطح مطلوب اشتغال میباید نحوه و میزان اثرگذاری موجودی سرمایه بر اشتغال بخشهای مختلف اقتصادی بررسی شود. هدف این تحقیق بررسی نحوۀ تأثیرگذاری موجودی سرمایه بر ایجاد اشتغال در بخش صنعت ایران طی دورۀ 8531-09 میباشد که بر اساس»رهیافت پویای تقاضای نیروی کار«صورت گرفته است. در این راستا و با به کارگیری الگوی خود توضیح با وقفه های گسترده )ARDL( تابع تقاضای نیروی کار در بخش صنعت به صورت تابعی از ارزش افزوده دستمزد نیروی کار موجودی سرمایه و بهره وری نیروی کار برآورد شد. نتیجه تحقیق بیانگر این است که طی دورۀ مورد بررسی موجودی سرمایه در دورههای کوتاهمدت و بلندمدت بر سطح تقاضای نیروی کار و اشتغال بخش صنعت تأثیر مثبت و معنیداری داشته که بیانگر مکمل بودن دو نهادۀ نیروی کار و سرمایه است. براساس نتایج این تحقیق اعطای اعتبارات بیشتر به بخش صنعت و هدایت آنها در جهت خرید تجهیزات جدید و پیشرفته تر و جذب سرمایه گذاری خارجی به اشتغالزایی بیشتر بخش صنعت منجر خواهد شد. واژگان کليدي: موجودی سرمایه اشتغال رهیافت پویای تقاضای نیروی کار الگوی خود توضیحی با وقفه ه یا گسترده )ARDL( بخش صنعت ایران طبقه بندي J23 E24 E22 :JEL k.shahbazi@urmia.ac.ir yousof.fattahi@gmail.com 8. دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه ارومیه 2. دانشجوی دکترای علوم اقتصادی دانشگاه ارومیه )نویسنده مسئول(

346 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی 9. مقدمه رشد روز افزون جمعیت و پایین بودن ظرفیت تولید باعث بروز بحران بیکاری در دهۀ اخیر بویژه در کشورهای در حال توسعه شده و این پرسش را مطرح کرده است که برای ساماندهی اقتصادی و کاهش بیکاری برنامه ریزی ها و سیاستگذاری ها در چه جهتی باید صورت گیرد. بیکاری یکی از مهمترین چالش های کشورهای در حال توسعه می باشد که عواقب منفی زیادی را به دنبال داشته و موجب گردیده است که کاهش بیکاری و ایجاد فرصت های جدید شغلی در رأس مهمترین اهداف سیاستگذاران اقتصادی کشورهای مذکور قرار گیرد و سرمایه گذاری برای اشتغالزایی در این کشورها امری انکار ناپذیر باشد. در این میان بخش ها و فعالیت های مختلف اقتصادی با پتانسیل های متفاوت اشتغالزایی گزینه های متعددی را پیش روی مسئوالن و سیاستگذاران کشور قرار داده اند به طوری که برای تعیین مناسب ترین گزینه جهت اشتغالزایی باید تأثیر سرمایه گذاری در ایجاد فرصت ه یا شغلی در اقتصاد مورد نظر مشخص گردد. جهت تقویت نتایج حاصل از این امر سرمایه گذاری باید در فعالیت های محرک اشتغال صورت پذیرد. همچنین الزم به توضیح است که در بخش های گوناگون اقتصادی و در دوره های مختلف به دلیل متفاوت بودن ساختار و ترکیب فناوری به کار رفته اثر سرمایه گذاری در ایجاد اشتغال متفاوت بوده است )بالیی و خلیلیان 8512 (. لذا برای رسیدن به اهداف مورد نظر در زمینه ایجاد اشتغال و تخصیص بهینه سرمایه و پیش بینی فرصت های شغلی حاصل از آن و استفاده آن در برنامه ریزی ها و سیاستگذاری های کالن اقتصاد باید نحوه و تأثیر سرمایه گذاری و نقش آن در بخش های مختلف اقتصادی از منظر اشتغالزایی برآورد گردیده و از طریق آن برای دوره های کوتاه مدت و بلند مدت تصمیم گیری شود. در این راستا در این مقاله سعی بر این است که با بر طرف کردن این مشکل و با بررسی روابط بین سرمایه گذاری و اشتغال در بخش صنعت اقتصاد ایران به این پرسش پاسخ داده شود که چه رابطه ای بین آنها وجود دارد و گامی در این جهت برداشته شود. 1. مروري بر ادبيات موضوع 1-9. مبانی نظري با فرض فعالیت بنگاه در منطقه اقتصادی تولید رابطه دو عامل سرمایه و نیروی کار در فرایند تولید بنگاه را می توان از طریق منحنی های تولید یکسان )در صورت ثابت بودن مقیاس تولید بنگاه( مورد تجزیه و تحلیل قرار داد. از آنجا که در دنیای واقعی بنگاه های اقتصادی در طول دوره فعالیت شان نهاده ها و عوامل تولید را فقط بر اساس یک نسبت به کار نمی گیرند با مسائلی از قبیل

347 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 تغییرات مستمر فناوری فراوانی و کمبود یک نهادۀ مشخص ظهور یک نهادۀ جدید در فرایند فعالیت بنگاه ها و مواردی از این قبیل روبرو خواهند شد. در چنین شرایطی انعطاف پذیری در تغییر نسبت نهاده های تولید در فرایند تغییر مقیاس تولید یکی از شرایط الزم برای برخورداری از مزایای ناشی از فراوانی نهاده ها و عوامل تولید و تغییرات مستمر فناورانه است. واقعیات نیز مؤید این است که بنگاه ها در طول مدت فعالیت شان با توجه به شرایط و موقعیت های موجود نسبت های متفاوتی از نهاده ها را در دوره های مختلف به خدمت می گیرند. بنابراین در اینجا فرض می شود توابع تولید بنگاه ها از نظر انعطاف پذیری به کارگیری نهاده ها از نوع توابع (Putty-Putty) و (Clay-Putty) 8 است. در چنین حالتی مسیر توسعۀ بنگاه دیگر یک خط مستقیم نیست و می تواند انحنا و شکستگی هایی داشته باشد. در نمودار )8( مسیر توسعۀ فرضی از چنین موقعیتی رسم شده است. نمودار 1. نمودار 9. مأخذ: )سبحانی و عزیز محمدلو 8511( 8. اصطالح (Putty-Putty) به شکلی از تابع اطالق می شود که به سرمایه اجازه می دهد که بتواند به طور مستمر چه قبل از تکمیل و تحقق سرمایه گذاری و چه بعد از آن تغییر شکل یابد. اصطالح (clay-putty) به آن شکلی از تابع گفته می شود که قبل از تکمیل سرمایه گذاری واقعی به داده های کار و سرمایه اجازه جانشینی با یکدیگر را نمی دهد اما وقتی سرمایه گذاری تحقق پیدا کرد نسبت کار - سرمایه می تواند تغییر نماید. مدل ه یا نسبت های کام اال جانشین (Putty-Putty) و کام اال ثابت (clay-clay) پذیر و clay به معنای انعطاف ناپذیر می باشد )برانسون 199:8515(. (clay-putty) به عنوان حد اعتدال لحاظ می شود. در اینجا Putty به معنای انعطاف

341 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی چنین مسیری از توسعه با واقعیت انطباق بیشتری دارد و جهت تحلیل روابط بین نهاده ها در فرایند تغییر مقیاس تولید راهگشا است. بر اساس این مسیر توسعه در سطوح مختلف تولید ترکیبات متفاوت نهاده ها با نسبت های مختلف به کار گرفته می شود. در اینجا این پرسش مطرح می شود که آیا بنگاه ها می توانند به آسانی فرایندهای تولید خود را تغییر دهند و محدودیت های فناورانه و مسائلی از این قبیل چنین پدیده ای را محدود نمی سازند پاسخ این سؤال از یک طرف به شدت و نوع محدودیت های فوق و از طرف دیگر بنگاه می شود به میزان مزایایی که از بابت تغییر ترکیب نهاده ها نصیب بستگی خواهد داشت. اما آنچه مسلم است تحت هر محدودیتی بنگاه ها معموالا سعی می نمایند که از نهاده های مناسب تر و فناوری های مطلوب تر بهره مند گردند. این تمایل بنگاه ها نمی تواند الزاما با یک مسیر توسعۀ خطی هماهنگ و سازگار باشند مگر اینکه شرایط و ویژگی ه یا حاکم بر نهاده ها و فناوری تولید ثابت باشد. بنابراین در دنیای واقعی که در حال تغییر و دگرگونی مداوم است نمودار )8( می تواند یک نمونه و الگوی عمومی از مسیر توسعۀ بنگاه به شمار آید. برای اینکه حاالت مختلف مسیر توسعه را به دقت تجزیه و تحلیل نماییم دو مقیاس تولیدی را در نظر می گیریم و راه های مختلف حرکت از مقیاس اولیه تولید به مقیاس بعدی را مورد بررسی قرار می دهیم. نمودار )2( تعبیر هندسی چنین فرایندی را نشان می دهد. سطح اولیه تولید بنگاه را بر روی منحنی تولید یکسان y 1 و در نقطه S که با میزان نهاده ه یا می گیریم. حال بنگاه برای گسترش مقیاس تولید از K s و L s به y 1 y 2 کارگیری نهاده ها( مواجه است که در قالب سه استراتژی کلی قابل بحث است: قابل حصول است در نظر با 3 حالت )در مورد شیوۀ تلفیق و به 8( استراتژی جانشینی یکی از نهاده ها به جای نهادۀ دیگر )تغییر ناهمسوی دو نهاده( 2( استراتژی ثبات یک نهاده و افزایش نهادۀ دیگر 5( استراتژی گسترش هر دو نهاده )تغییر همسوی دو نهاده( دو حالت حرکت از S به A که طی آن عامل سرمایه جانشین نیروی کار می شود و حرکت از S به E که عامل نیروی کار جانشین سرمایه می گردد بیانگر استراتژی جانشینی است. تغییر مکان از S به B و D که طی آنها یکی از نهاده ها ثابت و دیگری افزایش می یابد به نوعی نشان دهنده استراتژی دوم است و سرانجام حرکت از S به C که در نتیجه آن هر دو نهاده افزایش می یابد منعکس کنندۀ استراتژی سوم یعنی استراتژی گسترش هر دو نهاده است. بر پایه چنین استداللی می توان استنباط کرد که اگر بنگاه ها در فرایند گسترش مقیاس تولید بر اساس استراتژی جانشینی عمل نمایند ارتباط بین دو نهاده منفی خواهد شد. حال تشخیص اینکه بنگاه از نقطه S به A حرکت کرده است یا به E با بررسی رابطه ارزش افزوده یا تولید بنگاه ها با هر

343 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 یک از دو نهاده روشن خواهد شد. بدین صورت که اگر برای بنگاهی تولید به طور معکوس عامل سرمایه و به طور مثبت عامل نیروی کار را تحت تأثیر قرار دهد حرکت از نقطه S به A صورت گرفته است یعنی فرایند "سرمایه برتر" انتخاب شده است و برعکس. همچنین اگر بنگاه ها استراتژی ثبات یکی از نهاده ها )استراتژی دوم( را انتخاب نمایند ارتباط معنی داری بین نهاده ها وجود نخواهد داشت و به عبارت دقیق تر ضرایب ارتباط این دو نهاده از لحاظ آماری معنی دار نخواهد بود. در این میان اگر متغیر تولید به طور معنی دار و مثبت عامل سرمایه را تحت تأثیر قرار دهد حرکت از S به B صورت گرفته و برعکس اگر این اثر مثبت و معنی دار در مورد عامل نیروی کار صدق کند حرکت از S به D صورت گرفته است و باالخره اینکه اگر بنگاه ها از استراتژی گسترش هر دو نهاده )استراتژی سوم( در فرایند گسترش مقیاس تولید بهره جویند انتظار بر این است که بین دو نهاده و تولید ارتباط مثبت وجود داشته و متغیر تولید به طور مثبت بر هر دو نهاده اثر خواهد گذاشت )سبحانی و عزیز محمدلو 8511(. با فرض عدم تعادل در بازار نیروی کار و فزونی عرضۀ نیروی کار از تقاضای آن اینکه بنگاه ها در هر یک از زیربخش های صنعت بر اساس کدامیک از استراتژی های مذکور عمل نموده و سرمایه گذاری انجام شده در این زیربخش ها چگونه و تا چه حدی اشتغال در این زیر بخش ها را تحت تأثیر قرار می دهد بر اساس نظریه تقاضای نیروی کار قابل بحث است. رویکردها و نظریه ه یا مربوط به تقاضای نیروی کار در قالب الگویی از قبیل مدل بین دوره ای تقاضای نیروی کار مدل عدم تعادل در بازار کار و رهیافت پویای تقاضای نیروی کار قرار می گیرند. 8 ابتدا در مطالعات برچلینگ )1965 )Berchling, مطرح و به رهیافت پویای تقاضای نیروی کار دنبال آن تحلیل تئوریکی الگوی پویای تقاضای نیروی کار را بطور گسترده نیکل )1986 )Nickell, ارائه داد. بر اساس این روش سطح اشتغال با استفاده از حداکثر کردن تابع سود بنگاه ها تعیین و فرض می شود که تقاضای نیروی کار Nd برابر با سطح اشتغال N است. در این روش تابع درآمد خالص واقعی به صورت ) t, K سرمایه N t معرفی می گردد که R(N t, D t, P mt Pt K t اشتغال P mt قیمت مواد P t قیمت محصول و D t موجودی نشان دهندۀ متغیرهای انتقال دهندۀ تقاضا است. 8. بر اساس دیدگاه لوئیس کشورهای در حال توسعه دارای اقتصاد دوگانه ای می باشند که از دو بخش سنتی و مدرن تشکیل شده است. بخش سنتی اقتصاد با مازاد نیروی کار مواجه بوده و انتقال مازاد نیروی کار از بخش سنتی به مدرن منجر به عرضه نامحدود نیروی کار در بخش مدرن یا همان بخش صنعت می شود. فرض رویکرد نامحدود بودن عرضه نیروی کار این می باشد که به سبب نامحدود بودن عرضه نیروی کار و کشش بی نهایت آن )افقی بودن منحنی عرضه نیروی کار( این تقاضای نیروی کار است که سطح اشتغال را مشخص می کند. به عبارتی در این رویکرد با فرض نامحدود بودن عرضه نیروی کار اشتغال معادل تقاضای نیروی کار است )سبحانی 32:8515(.

351 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی البته در این الگو فرض رقابت ناقص اعمال شده و بنابراین قیمت از هزینه ه یا حال بنگاه است(. و نهایی انحراف دارد. N t را طوری انتخاب می کند که سود مورد انتظارش حداکثر شود )البته K از قبل مشخص π = n P t {R [N t, D t, ( P mt t=1 Pt )]} W t N t C t W t [N t N t 2 (1 q t ) 2 ] ) 8( که در آن W t نرخ دستمزد واقعی P t q t نرخ رها کردن شغل است که با حل مساله فوق برای q t (αδ) t i=0 N t+i ) 2( α که در آن W t C t و نرخ تنزیل واقعی C t هزینههای تعدیل نسبت به دستمزد معین و ثابت خواهیم داشت: N t = δn t 1 + (1 δ)(1 αδ) یک پارامتر است به طوری که 1 α برابر نرخ بهره واقعی است. نشان N t+i دهندۀ سطح بهینه اشتغال مورد انتظار در دوره t + i و δ ضریب تعدیل است که تابعی از q t C t و α است. معادلۀ )2( نشان دهندۀ طرح بهینۀ بنگاه برای N خواهد بود و ارزش ه یا و برای آینده معین فرض می شود. البته در هیچ روشی C t و بعد q t C t q t C t و q t متفاوتی برای نمی توانند پیش بینی شوند. در شروع دورۀ تغییر خواهند کرد و یک طرح بهینۀ جدید شکل خواهد گرفت که در نتیجه ارزش δ به دست می آید. بنابراین δ در درون یک طرح ثابت است اما بین طرح ها متغیر خواهد بود. از آنجا که مقدار مناسب نرخ بهرۀ بلند مدت ثابت خواهد بود δ به صورت زیر تعریف می شود: δ δ = (C t, q t ), و > 0 δ < 0 ) 5( C q در اینجا فرم الگو به صورت لگاریتمی در نظر گرفته می شود در نتیجه باید توجه داشته باشیم که ما انتظار داریم بیشتر از یک وقفه برای متغیرهای الگو وجود داشته باشد و برای این مطلب نیز دالیل قوی تئوریکی وجود دارد. δ i فرض می کنیم با i = 1, 2, 3,, I وجود خواهد داشت اما تعادل بلند مدت همان زیر به دست مشخص می شود: هزینه های تعدیل متفاوت وجود دارد و از این رو در الگو N t=1 ) 1( است. تحت این شرایط اشتغال کل با معادلۀ I i=1 = (1 δ i L) N t = I (1 δi i )(1 αδ i ) (αδ i ) i j=0 (1 δ i L)N i+j که در آن L عملگر وقفه است. جمعی سازی انواع مختلف نیروی کار با هزینه های استخدام و اخراج متفاوت اثرات مشابهی خواهد داشت. انتظار می رود که فرم معادلۀ )1( با چندین وقفه روی متغیر وابسته ساختار پیچیده تری نسبت به معادلۀ )5( داشته باشد. حال فرض می کنیم که تابع تقاضا برای نیروی کار در بلند مدت به صورت زیر بیان شود: d N t = f(x t ) + u t ) 3( N t d که در آن تقاضای مطلوب برای نیروی کار x t بردار متغیرهای توضیحی و u t جمله اخالل است. با جایگذاری d N از معادلۀ )3( در معادلۀ )1( خواهیم داشت:

353 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 J N t = j=1 γ j (C t + q t )N t+j + j=0 k=1 B kj (C t + q t )X kt j بردار متغیرهای مستقل است. این الگو با یک تغییر در پارامترها می تواند به J K ) 6( که در این الگو X t صورت زیر نشان داده شود: یا: J j=1 K k=1 J j=1 N t = θ 0 N t 1 + θ 0 N t j + ( k 0 X kt 1 + k j+1 X kt j ) N t = θ 0 (N t 1 + π K X kt 1 ) + θ j N t j + K j+1 X kt j ) 5( K J K J k=1 j=1 k=1 j=1 ) 1(.)Nickell, 1986) است θ π k = K 0 0 = و π 0 θ0 که در آن (L 1) = و الگوی فوق شباهت زیادی به الگوی تصحیح خطا )ECM( دارد و از طریق روش اقتصادسنجی قابل برآورد است. در این الگو X t ه یا بردار متغیرهای مستقل است که می تواند شامل ارزش افزوده موجودی سرمایه قیمت سرمایه دستمزد واقعی و... باشد اما به دلیل عدم وجود داده های آماری مربوط به دستمزد واقعی نیروی کار و قیمت سرمایه از مدل های تجربی برای تخمین تابع تقاضای نیروی کار استفاده می شود که عالوه بر متغیرهای اشتغال و ارزش افزوده شامل متغیرهای سرمایه گذاری شاخص دستمزد و بهره وری نیروی کار هستند. 1-1. پيشينه مطالعات تجربی در زمینه نقش مخارج سرمایه گذاری در افزایش اشتغال در اقتصاد تحقیقاتی در خارج و داخل کشور صورت گرفته که به نتایج متفاوتی دست یافته اند. آرستیس و همکاران )1998 al. )Arestis et در مطالعه ای 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 بلند مدت به طور معنی دار و معکوس بر سطح اشتغال تأثیر دارد. فونکه و همکاران )1999 al. )Funke et در تحقیقی به بررسی ساختار سرمایه و تقاضای نیروی کار برای دورۀ 8015-01 در کشور آلمان پرداختند. نتایج حاصله نشان از تأثیر منفی ساختار سرمایه بر روی اشتغال داشت. ریکاردو فاریا )2002 Faria, )Ricardo در تحقیقی با استفاده از یک مدل تعادل عمومی بهینه بین متغیرهای سرمایه گذاری با هزینه های تعدیل و جستجوی نیروی کار به این نتیجه رسید که در بلند مدت دو نهاده نیروی کار و موجودی سرمایه مکمل و در کوتاه مدت جانشین هم می باشند. پاپا )2009 )Pappa, در تحقیقی به بررسی انتقال شوک های مالی در بازار کار پرداخت. نتایج

351 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی تحقیق وی برای دورۀ 8060-2998 نشان می دهد که شوک های مصارف دولتی و سرمایه گذاری دستمزد واقعی و اشتغال را بطور همزمان افزایش می دهد. سارای )2011 )Saray, با بررسی رابطه بین سرمایه گذاری مستقیم خارجی و اشتغال در کشور ترکیه برای دورۀ 8059-2990 به این نتیجه رسید که در دورۀ مذکور روند سرمایه گذاری خارجی هیچ تأثیری بر میزان اشتغال و تقاضای نیروی کار در کشور ترکیه نداشته است. فرجادی و همکاران )8551( تقاضای نیروی کار بخش کشاورزی را تابعی از ارزش افزوده موجودی سرمایه نسبت نیروی کار به سرمایه بهره وری سرمایه و دستمزد نیروی کار در نظر گرفتند. نتیجه تحقیق نشان دهندۀ این موضوع می باشد که موجودی سرمایه با یک سال وقفه تأثیر مثبت و معنی داری بر تقاضای نیروی کار در بخش کشاورزی دارد. باللی و خلیلیان )8512( در تحقیق خود اشتغال در بخش کشاورزی را تابعی از سرمایه گذاری ارزش افزوده و دستمزد در نظر گرفتند. نتایج نشان داد که در بلند مدت بین متغیرهای مذکور یک رابطه تعادلی وجود داشته و رابطۀ مثبت بین سرمایه گذاری و اشتغال در بخش کشاورزی برقرار می باشد. نصر اصفهانی و قمشهء )8512( نحوه اثر گذاری سرمایه بر ایجاد اشتغال را در بخش های مختلف اقتصاد برای دورۀ 8513-18 مورد بررسی قرار دادند. نتایج حاصله نشان داد که ارزش افزوده نسبت به سرمایه اهمیت نسبی بیشتری در توضیح تغییرات در اشتغال را داشته است. همچنین دو متغیر سرمایه و ارزش افزوده در بلند مدت توانسته اند درصد بیشتری از تغییرات اشتغال را در مقایسه با دورۀ کوتاه مدت توضیح دهند. سبحانی و عزیز محمدلو )8511( تأثیر سرمایه گذاری بر اشتغال در کلیۀ زیر بخش های صنعت را برآورد و تجزیه و تحلیل نمودند. نتایج به دست آمده نشان داد که بجز در زیر بخش ه»ای صنایع کاغذی مقوا چاپ و صحافیصنایع شیمیایی«و»صنایع تولید فلزات اساسی«در سایر زیر بخش های صنعت موجودی سرمایه تأثیر معنی داری را بر اشتغال داشته است. بازدار اردبیلی و ارجرودی )8515( به بررسی نقش سرمایه گذاری در ایجاد اشتغال بخش حمل و نقل برای دوره 8539-15 پرداختند. آنها در مدل خود تعداد شاغالن در بخش حمل و نقل را تابعی از میزان موجودی سرمایه ارزش افزوده و شاخص بهره وری نیروی کار در بخش مذکور در نظر می گیرند. نتایج حاصله نشان داد که در بلند مدت تغییرات موجودی سرمایه منجر به افزایش تقاضای نیروی کار شده ولی در کوتاه مدت ارتباط معنی داری بین آنها وجود ندارد. موالیی و آشتیانی )8508( در دو الگوی ایستا و پویا اقدام به تخمین تابع تقاضای نیروی کار در بخش صنعت ایران برای دوره 8531-15 نمودند که نتایج گویای این واقعیت بود که موجودی سرمایه رابطه مستقیم با تقاضای نیروی کار طی دوره مورد بررسی داشته است.

351 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 3. تصريح مدل و توصيف داده ها 3-9. تصريح مدل در این قسمت با استفاده از مبانی نظری و نتایج پژوهش های قبلی تقاضای نیروی کار در بخش صنعت را می توان تابعی از عوامل زیر دانست: L = f(va, W, K, PL) ) 8( با استفاده از رابطه کلی )8( مدل زیر جهت بررسی عوامل اثر گذار بر میزان تقاضای نیروی کار در بخش صنعت ارائه می گردد : 8 LL = β 0 + β 1 LVA + β 2 LW + β 3 LPL + β 4 LK + u t ) 2( که در آن عوامل مؤثر به صورت زیر تعریف می شود: :LL لگاریتم تقاضای نیروی کار در بخش صنعت )نفر( :LVA لگاریتم ارزش افزوده واقعی بخش صنعت 2 :LW لگاریتم شاخص واقعی دستمزد :LPI لگاریتم بهره وری واقعی نیروی کار :LK لگاریتم موجودی واقعی سرمایه خالص در بخش صنعت قبل از برآورد مدل عالمت های انتظاری متغیرهای الگو را به این صورت می توان پیش بینی نمود که با افزایش ارزش افزوده صنعت تقاضای نیروی کار صنعت افزایش می یابد. بنابراین > 0 1 β مورد انتظار است. با افزایش دستمزد تقاضای نیروی کار کاهش می یابد یعنی انتظار بر این است که < 0 2 β باشد. در مورد اثر تغییر بهره وری نیروی کار بر اشتغال با تحلیل اثر عواملی که باعث انتقال به بیرون منحنی ه یا MP l و AP l می شوند )نظیر پیشرفت فنی در حالت ثابت بودن سایر شرایط نظیر دستمزدها( افزایش اشتغال را می توان توضیح داد. لذا از این منظر ارتقاء بهره وری نیروی کار می تواند همراه با افزایش اشتغال باشد پس انتظار بر > 0 3 β می باشد. در نهایت رابطه موجودی سرمایه با تقاضای نیروی کار بستگی به نوع رابطه بین نیروی کار و سرمایه و استراتژی موجود دارد که در بخش مبانی نظری بحث شد یعنی انتظار می رود > 0 4 β 4 < 0 β و یا = 0 4 β باشد. در این مطالعه از داده ها و اطالعات آماری سالیانه دوره زمانی 8531-09 استفاده شده است. داده های تقاضای نیروی کار ارزش افزوده و شاخص حقوق و دستمزد نیروی کار در بخش صنعت از پایگاه آماری مرکز آمار ایران )نتایج تفصیلی طرح آمارگیری از کارگاههای صنعتی دارای 89 نفر 8. همه متغیرهایی که ارزش را نشان می دهند به قیمت ثابت سال 8515 می باشند. 2. متغیر جایگزین برای دستمزد آمار مربوط به سرانه جبران خدمات شاغالن می باشد.

354 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی کارکن و بیشتر( داده های موجودی خالص سرمایه از سایت بانک مرکزی و داده های بهره وری نیروی کار از پایگاه سازمان ملی بهره وری ایران و پایگاه آماری مرکز آمار ایران استخراج شده است. 3-1. توصيف داده ها جدول )8( نمایی از ویژگی های داده ها و همبستگی ساده بین متغیرهای مدل را توصیف می کند. ماتریس همبستگی بین متغیرها بیانگر این است که تقاضای نیروی کار با متغیر های موجودی سرمایه ارزش افزوده و بهره وری نیروی کار همبستگی مثبت و با متغیر شاخص دستمزد نیروی کار همبستگی منفی دارد. البته می باید توجه داشته باشیم که این همبستگی معیار ساده ای بوده و به طور کامل پویایی بین متغیرها را منعکس نمی کند و الزم است از روش های معتبر ارتباط این متغیرها بررسی شود. LPL جدول 9. توصيف داده ها و همبستگی بين متغيرها LL 85631 LK 82665 LV 81621 LW 89616 1665 متغير توصيف داده ها Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Jarque-Bera Observations 85661 81691 82605 9658-9685 8631 55 82615 85631 82688 9616 9665 5663 55 81658 80621 85623 9659 9690 5692 55 89610 89609 0600 9628-9621 9611 55-96958822 1631 3638 5603 9618 9662 2633 55 96021358 همبستگی بين متغيرها LL LK LV LW LPL 8699999 96185051 86999999 96058688 96088523 86999999 96383095 96261551 86999999 96098910 96083055 96801039 86999999 منبع: یافته های تحقیق

355 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 4. برآورد مدل و بحث قبل از پرداختن به برآورد مدل مانایی همه متغیرها بررسی شده تا این اطمینان حاصل شود که هیچیک از متغیرها جمعی از مرتبه دو یعنی (2)I نیستند و بدین وسیله از نتایج ساختگی و جعلی اجتناب شود. لذا انجام آزمون ریشه واحد در مدل الگوی خود توضیحی با وقفه های گسترده )ARDL( برای تعیین این که هیچیک از متغیرها جمعی از مرتبه دو یا بیشتر نیستند ضروری است. در این مرحله از مطالعه برای آزمون فوق آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF) استفاده گردید. نتایج آزمون مذکور برای تمامی متغیرها به وسیله نرم افزار Eviews6 محاسبه و در جدول )2( ارائه گردیده است: وضعيت مانايی مقادير بحرانی در جدول 1. آزمون ريشه واحد توسط ADF سطح %1-563621 I(1) آماره محاسبه شده -566356 وضعيت عرض از مبدأ و روند با عرض از مبدا و با روند متغير LL -365855-566952 I(2) با عرض از مبدا و با روند LK -166913-563615 I(1) با عرض از مبدا و با روند LV -561056-563621 I(1) با عرض از مبدا و با روند LW -160339-563615 I(1) منبع: یافته های تحقیق تأثیر با عرض از مبدا و با روند LPL همان طور که مشاهده می شود تمامی متغیرها بغیر از متغیر لگاریتم موجودی سرمایه (1)I می باشد. الزم به توضیح می باشد که آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF) مانند سایر آزمونه یا ریشه واحد استاندارد دارای این ضعف عمده می باشند که شکست ساختاری احتمالی را در فرایند آزمون لحاظ نمی کند لذا ممکن است وجود ریشه واحد به دلیل عدم توجه به شکست های ساختاری در روند متغیرهای مورد بررسی باشد )1997.)Perron, از این رو در نظر گرفتن شکست ه یا ساختاری به صورت متغیرهای موهومی در معادالت تحت بررسی ممکن است نتایج تخمین را تحت قرار داده و با ارائه نتایج قابل اعتمادتر از ایجاد رگرسیون های جعلی و ساختگی جلوگیری نماید.)Lee & Chang 2005( بنابراین به منظور تعیین نقاط شکست ساختاری احتمالی موجود در متغیرهای مورد بررسی و نیز انجام آزمون ریشه واحد با لحاظ آن از آزمون ریشه واحد با لحاظ دو شکست ساختاری درونزای المزدین و پاپل )1997 Papell, )Lumsdaine & استفاده گردید. نتایج نشان می دهد که بر اساس آزمون فوق تمامی متغیرهای مورد بررسی با لحاظ دو شکست ساختاری درونزا (1)I می باشند.

356 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی برای تخمین معادله پویا از نرم افزارMicrofit استفاده گردید. 8 نتایج حاصل از مدل پویا که با برقراری حداکثر یک وقفه از طریق معیار شوارتز برآورد گردیده در جدول )5( نشان داده شده است. جدول 3. نتايج حاصله از تخمين مدل پويا ARDL(1,0,1,0,1) Coefficient 9668590 Standard error 96915251 T-Ratio-[Prob] 561899 ]96999[ متغير وابسته: LL Regressor LL(-1) LK LV LV(-1) LW LPL LPL(-1) DU62 T 9658158 9662351-9621661 -9632821-9618261 9665251 9689855-96951806 9688205 96905353 96908653 9682082 9681632 9681298 96933598 969911939 265131 ]96988[ 661905 ]96999[ -568213 ]96993[ -169559 ]96998[ -262826 ]96955[ 561515 861195 169613 ]96992[ ]96950[ ]96999[ R-Squared= 9601955, R-Bar-Squared=9605533, D-W Statistic= 269585, F=81566825 ] 96999[ Diagnostic tests: Serial Correlation CHSQ(8)=96965116 ] 96198[, F(8, 22)= 96915012 ] 96156[ منبع: یافته های تحقیق Normality CHSQ (2)= 9612106 ] 96668[ Heteroscedasticity CHSQ(8)= 96985992 ] 96106[, F(8, 59)= 96983011 ] 96099[ :DU62 متغیر موهومی برای سال 8562 بالفاصله بعد از تخمین معادله پویا می باید آزمون وجود یا عدم وجود رابطه بلند مدت را انجام داد. برای انجام این آزمون باید مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته از یک کسر و بر انحراف معیارش تقسیم شود. 2 آماره t محاسباتی برابر با 1669- به دست می آید. به دلیل آنکه عدد فوق از نظر 8. برای مطالعه بیشتر به منبع تشکینی )8511( صفحات 813-866 مراجعه شود. 2. در روش ARDL برای آزمون همجمعی الزم است که آزمون فرضیه زیر انجام گیرد: : β i نشان دهندۀ ضرایب وقفه محاسبه می شود: عدم وجود همجمعی )عدم وجود رابطه بلند مدت( وجود همجمعی )وجود رابطه بلند مدت( H 0 : m i=1 β i 1 0 H 1 : m i=1 β i 1 < 0 های متغیر وابسته است. کمیت آمارۀ t مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به صورت زیر t = m i=1 β i 1 m i=1 S β i :Sβ i نشانگر انحراف معیار ضرایب وقفه های متغیر وابسته است. با مقایسه آمارۀ t محاسبه شده و کمیت بحرانی ارائه شده از سوی بنرجی دوالدو و مستر در سطح اطمینان مورد نظر می توان به وجود یا عدم وجود رابطۀ بلند مدت پی برد )نوفرستی 08-892(. 8551:

357 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 )1615-( 8 بیشتر است بنابراین فرضیه صفر قدرمطلق از مقدار بحرانی جدول بنرجی دوالدو و مستر مبنی بر عدم وجود رابطه بلند مدت رد و وجود رابطه بلند مدت پذیرفته می گردد. آماره محاسباتی به صورت زیر می باشد: t = 0.61709 1 0.083278 = 4.60 همچنین فروض کالسیک در تخمین فوق مورد بررسی و صحت آنها مورد تأیید قرار گرفت. پس از اطمینان از وجود رابطه بلند مدت می توان رابطه بلند مدت را تخمین و تفسیر نمود. نتایج حاصل از این رابطه بلند مدت در جدول )1( ارائه شده است. جدول 4. تخمين ضرايب بلند مدت ARDL(1,0,1,0,1) Coefficient 9612810 * Standard error 9652395 T-Ratio-[Prob] 263216 ]96980[ متغير وابسته LL: Regressor LK LV LW LPL DU62 T 9611136 * -865685 * 9635566 *** 9626350 ** -96910591 * 9686135 9652063 9651930 9682282 96986689 365510-168201 866115 268561-365563 ]96999[ ]96999[ ]96896[ ]96919[ ]96999[ * ** و *** به ترتیب نشان منبع: یافته های تحقیق دهنده معنی داری در سطح % 8 %3 و %89 می باشد. با توجه به نتایج حاصل از تخمین رابطه بلند مدت تقاضای نیروی کار در دوره مورد بررسی در بخش صنعت با موجودی خالص سرمایه ارزش افزوده بخش صنعت و بهره وری نیروی کار رابطه مستقیم و با دستمزد حقیقی پرداختی به نیروی کار رابطه معکوس و معنی داری دارد. مدل تخمین زده فوق نشان می دهد که با یک درصد افزایش در موجودی سرمایه بخش صنعت در بلند مدت میزان تقاضای نیروی کار و اشتغال 9/12 درصد افزایش می یابد. در مورد مثبت بودن رابطه موجودی سرمایه با اشتغال و تقاضای نیروی کار در بخش صنعت الزم به توضیح است که با توجه به ساختار بخش صنعت در اقتصاد ایران سرمایه گذاری در آن مکمل نیروی کار می باشد. به عبارتی رابطه نهاده های سرمایه و نیروی کار در بخش صنعت با استراتژی گسترش هر دو نهاده در جریان گسترش مقیاس تولید سازگار می باشد. همچنین مثبت بودن رابطه ارزش افزوده با تقاضای نیروی کار نشان می دهد که با افزایش ارزش افزوده بخش صنعت میزان تقاضای نیروی کار 9/11 درصد افزایش یافته و بنگاه ه یا تولیدی بر 1. Banerjee, Dolado and Master

351 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی آهنگ به کارگیری نیروی کار خود می افزایند. در ارتباط با منفی بودن رابطه متغیر دستمزد پرداختی با تقاضای نیروی کار باید بیان نمود که افزایش دستمزد واقعی پرداختی به نیروی کار موجب افزایش هزینه تولید و کاهش سود تولیدکنندگان گردیده و در نتیجه با کاهش تولید مقدار تقاضای نیروی کار نیز کاهش می یابد به طوری که طبق نتایج تحقیق یک درصد افزایش در دستمزد واقعی پرداختی به نیروی کار منجر به کاهش 8/56 درصدی تقاضای نیروی کار خواهد شد. همچنین طبق انتظارات نظری و مطالب بیان شده در بخش قبلی رشد بهره وری نیروی کار افزایش تقاضای نیروی کار بنگاه های تولیدی را در پی خواهد داشت که می تواند دلیلی بر مثبت بودن رابطه بهره وری نیروی کار با تقاضای نیروی کار در بخش صنعت باشد. نتایج تحقیق تأیید کننده این مطلب بوده و نشان می دهد که در سطح معنی داری 89 درصد یک درصد افزایش در بهره وری نیروی کار به 9/35 درصد افزایش در مقدار اشتغال منجر خواهد شد. همان طور که مشاهده می شود در بلندمدت روابط متغیرهای مذکور با متغیر وابسته مطابق با انتظارات تئوریک می باشد. وجود رابطه بلند مدت بین متغیرها مبنای استفاده از الگوی تصحیح خطا )ECM( را فراهم می سازد. الگوی فوق نوسان های کوتاه مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلند مدت ارتباط داده و سرعت آن را اندازه گیری می کند. نتایج برآورد مدل تصحیح خطا در جدول )3( ارائه شده است: جدول 1. T-Ratio-[Prob] 265131 ]96989[ نتايج تخمين معادله تصحيح خطا )ECM( Coefficient 9658158 * Standard error 9688205 متغير وابسته LL: Regressor dlk dlv dlw dlpl DU62 dt ecm(-1) 9662351 * -9632821 * -9618261 ** 9689855 *** -96951806 * -9651208 * 9690535 9682082 9681632 96933598 96991193 96915251 661905-169559 -262826 861195-169613 -163019 ]96999[ ]96999[ ]96956[ ]96951[ ]96999[ ]96999[ * ** و *** به ترتیب نشاندهنده معنی داری در سطح %8 منبع: یافته های تحقیق %3 و %89 می باشد. آنچه در مدل تصحیح خطا بیش از همه حائز اهمیت است ضریب جمله تصحیح خطا Ecm(-1) می باشد که نشان دهنده سرعت تعدیل فرایند عدم تعادل می باشد. همان طور که انتظار می رود عالمت این ضریب منفی است و نشان می دهد که حدود %51 انحرافات اشتغال در بخش صنعت از

353 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 مقادیر تعادلی بلند مدت خود پس از گذشت یک دوره از بین رفته و تعدیل می شود. سرعت تعدیل در مدت فوق نسبتا پایین می باشد. تأثیر نحوه تغییرات موجودی سرمایه ارزش افزوده و دستمزد واقعی بر میزان اشتغال در کوتاه مدت و بلندمدت مشابه بوده ولی تأثیر بهره وری نیروی کار بر میزان اشتغال در کوتاه مدت منفی و در بلندمدت مثبت است. این ناسازگاری بدین صورت قابل توضیح است: با توجه به اینکه در کوتاه مدت سطح تولید و سایر عوامل موجود در معادله تقاضای نیروی کار تقریبا ثابت است لذا با افزایش بهره وری نیروی کار همان مقدار تولید قبلی را با نیروی کار کمتری می توان تولید کرد و انتظار بر این است که تأثیر رشد بهره وری بر میزان اشتغال منفی باشد و با افزایش بهره وری اشتغال کاهش یابد. ولی در بلندمدت به دلیل متغیر بودن سایر عوامل مؤثر بر اشتغال )مثالا افزایش موجودی سرمایه بخش صنعت( و رشد بهره وری نیروی کار نیروی کار نیز افزایش می یابد. سود تولیدکنندگان افزایش یافته و تقاضا برای در نهایت برای بررسی پایداری ضرایب برآورد شده طی دوره مورد مطالعه آزمون های مجموع 2 بررسی گردید. نتایج آزمون نشان دهنده عدم رد فرضیه صفر 8 و مجموع مربعات تجمعی تجمعی مبنی بر عدم وجود شکست ساختاری و پایداری ضرایب تأیید می شود. نتایج آزمون های فوق در نمودارهای )5( و )1( ارائه شده است. نمودار 3. آزمون پايداري Cusum نمودار 4. آزمون پايداري Cusum Square خطوط راست معنی داری در سطح %3 را نشان می دهد. منبع: یافته های تحقیق خطوط راست معنی داری در سطح %3 را نشان می دهد. منبع: یافته های تحقیق 1. Cumulative Recursive Sum of Recursive Residuals 2. Cumulative Sum Of Squares of Recursive Residuals

361 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی 1. نتيجه گيري و پيشنهادات تحقيق در این تحقیق برای بررسی نقش موجودی در ایجاد اشتغال و افزایش تقاضای نیروی کار طی دورۀ 8531-09 با استفاده از رهیافت پویای تقاضای نیروی کار و به کارگیری رویکرد ARDL اقدام به بررسی رابطه فوق در بخش صنعت اقتصاد ایران نمودیم. نتایج گویای این واقعیت می باشد که موجودی سرمایه در بخش صنعت رابطۀ مستقیم و معنی داری با تقاضای نیروی کار طی دوره ه یا بلند مدت و کوتاه مدت دارد. به عبارت دیگر به دلیل نوع ساختار و ترکیب فناوری به کار رفته در بخش صنعت نهاده های سرمایه و نیروی کار مکمل هم بوده و افزایش موجودی سرمایه از طریق سرمایه گذاری های جدید منجر به افزایش تقاضای نیروی کار توسط بنگاه های تولیدی شده که با استراتژی تغییر همسوی نهادۀ سرمایه با نیروی کار مطابقت دارد. الگوی تصحیح خطای برآورد شده معنی دار منفی و کوچکتر از یک بوده و نشان دهندۀ سرعت تعدیل نسبتا پایین )9/51-( برای رسیدن به تعادل بلند مدت می باشد. با توجه به نتایج حاصله می توان پیشنهادات زیر را بیان نمود: به دلیل نقش مثبت و معنی دار موجودی سرمایه بر سطح تقاضای نیروی کار و با توجه به همسو بودن گسترش دو نهاده سرمایه و نیروی کار و همچنین اهمیت اشتغال در بخش صنعت باید سرمایه گذاری در بخش فوق از طریق اعمال سیاست های تشویقی و حمایتی گسترش یابد. اعطای اعتبارات بیشتر به بخش صنعت و هدایت آنها در جهت خرید تجهیزات جدید و پیشرفته تر و جذب سرمایه گذاری خارجی به اشتغالزایی بیشتر بخش صنعت منجر خواهد شد. با توجه به تأثیر مثبت بهره وری نیروی کار بر اشتغال بخش صنعت در بلندمدت باید اقدامات و سیاستگذاری های الزم جهت ارتقاء سطح بهره وری نیروی کار صورت گیرد. با توجه به تأثیر معکوس شاخص دستمزد بر سطح تقاضای نیروی کار در بخش صنعت ضروری است که نسبت به کنترل و مدیریت حقوق و دستمزدها و همچنین تثبیت و تعدیل نسبی آنها به منظور کاهش هزینه های تولیدی و افزایش تقاضای نیروی کار توجه ویژه ای مبذول گردد و دستمزدهای اسمی متناسب با نرخ تورم و بهره وری نیروی کار رشد یابد.

363 فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( سال هفدهم شماره اول بهار 9316 منابع و مآخذ بازدار اردبیلی پریسا و ارجرودی عبدالرضا )8515( تعیین رابطه سرمایه گذاری با ایجاد اشتغال در بخش حمل و نقل پژوهشنامه حمل و نقل سال پنجم شماره چهارم: 596-203. بانک مرکزی جمهوری اسالمی ایران بانک اطالعات سری زمانی اقتصادی. برانسون اچ. )8515( تئوری و سیاست های اقتصاد کالن ترجمه عباش شاکری تهران: نشر نی. باللی حمید و خلیلیان صادق )8512( تأثیر سرمایه گذاری بر اشتغالزایی و تقاضای نیروی کار در بخش کشاورزی ایران اقتصاد کشاورزی و توسعه سال یازدهم شماره ه یا تابستان: 885-856. تشکینی احمد )8511( اقتصاد سنجی کاربردی به کمک دیباگران تهران چاپ اول. 18 و 12 بهار و Microfit مؤسسه فرهنگی هنری سازمان ملی بهره وری ایران گزارش شاخص های بهره وری از سال 8532 تا سال 8509. سبحانی حسن )8515( اقتصاد کار و نیروی انسانی انتشارات سمت چاپ چهارم. سبحانی حسن و عزیز محمدلو حمید )8511( تحلیلی بر نقش مخارج سرمایه گذاری در ایجاد اشتغال در زیر بخش های صنعت ایران سال هفتم شماره 21 پاییز: 8-58. )با تأکید بر صنایع بزرگ( پژوهش های اقتصادی ایران فرجادی غالمعلی و همکاران )8551( مطالعات آماده سازی تدوین برنامه سوم اقتصادی اجتماعی و فرهنگی جمهوری اسالمی ایران سازمان برنامه و بودجه مرکز مدارک اقتصادی- اجتماعی تهران. مرکز آمار ایران طرح آمارگیری از کارگاههای صنعتی دارای 89 نفر کارکن و بیشتر )8531-09(. موالیی محمد و آشتیانی مدیحه )8508( تخمین تابع تقاضای نیروی کار در بخش صنعت طی سال ه یا 8531-15 فصلنامه پژوهشهای اقتصادی )رویکرد اسالمی - ایرانی( سال دوازدهم شماره 13 تابستان: 225-212. نصر اصفهانی محمد و قمشه اقدس )8512( تأثیر سرمایه بر ایجاد اشتغال در بخش های مختلف اقتصادی طی سال ه یا 8513-18 نشریه مدیریت فردا سال ششم شماره 51-09:29. نوفرستی محمد )8551( ریشه واحد و همجمعی در اقتصاد سنجی مؤسسه خدمات فرهنگی رسا چاپ دوم. Arestis, Philip and Mariscal, Iris Biefang-Frisancho (1998). Capital Shortage and Asymmetric in UK Unemployment; Structural Change and Economic Dynamics, No. 9:189-204.

361 بررسی نقش سرمايه در اشتغالزايی و افزايش تقاضاي نيروي کار.../ کيومرث شهبازي و سيد يوسف فتاحی Funke, M.; Maurer, & W. and Strulik, H. (1999). Capital Structure and Labour Demand: Investigations Using German Micro Data; Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 61, 2: 199-215. Lee, C.C. & C.P. Chang (2005). Structural Breaks, Energy Consumption, and Economic Growth Revisited: Evidence from Taiwan; Energy Economics, Vol. 27: 857-872. Pappa, E. (2009). The Effects of Fiscal Shocks on Employment and Real Wage; International Economic Review, Vol. 50, No. 1, February: 217-244. Perron, P. (1997). Further Evidence on Breaking Trend Functions in Macroeconomic Variables; Journal of Econometric, Vol. 80: 355-385. Ricardo J.F. (2002). Jobless Growth: The long Run Relationship between Capital and Labour; Journal of Economic Research, 7: 1-13. Saray, M. Ozan (2011). Doğrudan Yabancı Yatırımlar - Istihdam İlişkisi: Türkiye Örneği; Maliye Dergisi, Sayı 161, Temmuz - Aralık: 381-403. Nickell, S. J. (1986). Dynami Models of Labour Demand; Handbook of Labour Economics, eds O.C.Ashenfelter and R. Layard, Amsterdam: North Holland.