اندازهگیری و تحلیل روند بهرهوری عوامل تولید به تفکیک بخشهای اقتصادی استان بوشهر

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 201 اندازهگیری و تحلیل روند بهرهوری عوامل تولید به تفکیک بخشهای اقتصادی استان بوشهر 2 حشمت اله عسگری * 1 شهین نرگسی چکیده به دلیل محدودیت منابع ضرورت افزایش بهرهوری و استفاده از عوامل تولید در فعالیتهایی که حداکثر بازدهی را دارند اهمیت دارد. هدف این مطالعه اندازهگیری بهرهوری عوامل تولید در بخشهای مختلف اقتصادی استان بوشهر برای سالهای 1731-68 است. با استفاده از تابع تولید و روش دادههای تابلویی و بکارگیری روش مانده سولو بهرهوری کل عوامل تولید محاسبه شد. براساس نتایج متوسط بهرهوری کل عوامل تولید سرمایه و نیروی کار در طی دوره مورد بررسی از روند نامنظمی برخوردار بودهاند و دارای نوسانات افزایشی و کاهشی میباشند. بخش صنعت و معدن بیشترین میزان نرخ رشد بهرهوری کل و بهرهوری متوسط نیروی کار و بخش ارتباطات نیز باالترین میزان بهرهوری متوسط سرمایه را داشته است. واژه های کلیدی: بهرهوری کل عوامل تولید روش مانده سولو دادههای تابلویی موجودی سرمایه طبقهبندیJEL : C23, D24 1- کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامه ریزی- دانشگاه پیام نور ایالم * نویسنده مسئول: nargesi.shahin1@gmail.com 2- استادیار دانشکده اقتصاد دانشگاه ایالم he.asgari@gmail.com

201 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر 1- مقدمه بطور کلی افزایش تولید از طریق افزایش در عوامل تولید و نیز استفادة بهینه تر از آنها با اتخاذ مدیریت بهتر و بکارگیری روشهای مناسب در ترکیب این عوامل قابل حصول است. با توجه به محدودیت منابع امروزه افزایش تولید اغلب از طریق افزایش بکارگیری عوامل تولید و نیز ترکیب بهتر این عوامل صورت میگیرد. یکی از راههای اندازهگیری بهینه بودن ترکیب عوامل تولید استفاده از شاخص بهرهوری می باشد. بهرهوری منشأ تولید ثروت و رفاه فردی و اجتماعی است و براساس تئوریهای جدید رشد اقتصادی امکان رشد درازمدت را فراهم میآورد. بنابراین ارتقای بهرهوری به عنوان یکی از منابع تأمین رشد بیش از گذشته اهمیت یافته است. بهرهوری در سطح ملی موجب باالرفتن سطح زندگی مردم کاهش میشود)بختیاری هادی زنوز 1761(. بازارهای در ملی رقابت توان ایجاد و تورم جهانی دستیابی به سطح مطلوب بهرهوری در یک بنگاه مستلزم مشخص نمودن سطح بهرهوری در شرایط کنونی و روش صحیحی برای اندازهگیری آن از جمله روش شاخص میباشد. اقتصاددانان روشهای شاخص را به دو دسته تقسیمبندی میکنند. دسته اول روشهای مستقیم محاسبه بهرهوری کل عوامل تولید که بدون استفاده صریح از تابع تولید اقدام به برآورد شاخص بهرهوری کل عوامل تولید مینماید. از جمله میتوان به روش 2 1 کندریک و روش دیویژیا اشاره کرد. دومین روش که مبتنی بر استفاده صریح از تابع تولید است با در نظر گرفتن فرم تابعی معین و با انجام عملیات ریاضی بر روی تابع تولید به برآورد شاخص بهرهوری کل عوامل تولید میپردازد. در این روشها نرخ رشد ساالنه میانگین نرخ رشد ساالنه و میانگین ساالنه بهرهوری کل عوامل تولید تخمین زده میشود از جمله این مدلها میتوان به 4 7 روش سولو و روش مانده سولو )روش مانده سولو از رابطهی زیر که چیزی جز تفاضل میانگین موزون رشد عوامل از رشد تولید نیست به دست میآید( اشاره کرد)خاکی 1738 (. به منظور ارتقای بهرهوری مطالعات زیادی در خصوص سنجش و شناسایی عوامل موثر بر رشد بهرهوری و ارتباط بهرهوری با شاخصهای کالن اقتصادی انجام شده است. وان در 5 انج )2001( رشد بهرهوری کل عوامل تولید را برای سالهای 1130 تا 2003 در اندونزی تخمین زد که سهم سرمایه %30 و سهم نیروی کار %74 درصد بوده است و همچنین رشد بهرهوری کل عوامل 1 -Kendrick 2 -Divisia 3 -Sollow 4 - Sollow -Residual 5 - Van Der Eng

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 201 تولید %40 درصد بوده است. محقق در این مقاله از تابع کاب-داگالس جهت تخمین استفاده کرده و همچنین انباشت سرمایه را به عنوان عامل اصلی رشد اقتصادی در اندونزی میداند. 1 جاجری )2003( به اندازهگیری رشد بهرهوری کل عوامل تولید و عوامل موثر بر آن طی دوره 1131 تا 2004 در مالزی پرداخت که نتایج این مطالعه نشان میدهد که اقتصاد مالزی نیازمند به پرداختن به بهبود بهرهوری کل عوامل تولید برای دست یافتن به رشد اقتصادی میباشد. همچنین از عوامل موثر بر بهره وری کل عوامل تولید می توان به آموزش ساختار اقتصادی سرمایه شدت تقاضا و...در این پژوهش اشاره کرد. 2 کالد ناجیگا و فنتاین )2008( منابع کلی رشد و تعیین کننده بهرهوری کل عوامل تولید در نیجریه برای سالهای لی 1187 تا 2007 را با استفاده از تابع تولید کاب داگالس محاسبه نمودهاند. سهم سرمایه 0/75 و سهم سرمایه فیزیکی 21/4 درصد و رشد بهرهوری کل عوامل تولید 30/8 درصد محاسبه شده است. 7 یوالح خان )2005( با استفاده از چارچوب متعارف رشد حسابداری برای اولین بار به برآورد بهرهوری کل عوامل تولید در پاکستان و پس از آن عوامل کالن تعیین کننده )TFP( برای سالهای 1180 تا 2007 پرداخته است. نتایج نشان میدهد که ثبات اقتصاد کالن سرمایهگذاری مستقیم خارجی و توسعه بخش مالی نقش مهمی در بهرهوری کل عوامل تولید دارد. 4 )2005( به اندازهگیری بهرهوری کل عوامل تولید در کشور کره جنوبی طی سالهای 1114 تا 1180 پرداخت که متوسط رشد سالیانه تولید ناخالص داخلی 3/7 درصد میباشد وطی همین دوره متوسط رشد سالیانه بهرهوری کل عوامل تولید 2/11 درصد و بر این اساس رشد بهرهوری کل عوامل تولید در رشد اقتصادی این کشور طی این دوره 44/57 درصد است. این در حالی است که سهم رشد دو عامل نیروی کار و سرمایه به ترتیب 14/14 و 40/57 درصد حاصل شده است. 5 ایل کیم )2001( به اندازهگیری رشد بهرهوری کل عوامل تولید و ماهیت آن در رشد اقتصادی آسیای پرداخت از عوامل اثرگذار بر رشد بهرهوری کل عوامل تولید تحقیق و توسعه و افزایش سطح آموزش میباشد که بیشترین مقدار آن در فاصله بین سالهای 1164 تا 1114 حدود 1/8 درصد بوده است. در مورد انباشت سرمایه مالزی با 38/3 درصد اولین کشور ژاپن با 87/6 درصد دومین کشور میباشد و کمترین مقدار در مورد انباشت سرمایه برای هنگ کنگ با 78/2 درصد برای دوره مابین 1130 تا 1110 میباشد. هنگ کنگ با 7/2 نرخ رشد بهرهوری کل عوامل تولید در جایگاه اول قرار دارد و تایوان با 2/8 درصد 1 - Jajri 2 - Claude Nachega and Fontaine 3 - Ullah Khan 4 - Lee 5 - Il Kim

201 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر و کره 1/6 اندونزی 1/3 تایلند 1/5 ژاپن و سنگاپور 1/7 و در نهایت مالزی با 0/5 درصد در جایگاههای بعدی قرار دارند که سهم نیروی کار و سرمایه در تایوان از همه کشورها بیشتر می باشد. 1 ک ر راتان )2001( رشد بهرهوری کل عوامل تولید را طی دوره زمانی 1180 تا 2000 در فیلیپین از روش تابع تولید و استفاده از تابع کاب داگالس اندازهگیری نمود نتایج نشان میدهد که رشد بهرهوری کل عوامل تولید به طور متوسط منفی است. این به این معنی است که رشد بهرهوری کل عوامل تولید به عنوان یک منبع رشد در فیلیپین خیلی اثرگذار نبوده است هرچند که به نظر میرسد در در دهه 1110 دارای روند رو به باال بوده است. مهرآرا واحمدزاده) 1766 ( به بررسی سهم رشد بهرهوری کل عوامل تولید و رشد نهادههای تولیدی نیروی کار و سرمایه در رشد تولیدات بخشهای عمده اقتصادی و کل اقتصاد غیر نفتی طی دوره 1767 تا 1745 پرداختند. نتایج نشان میدهد که متوسط سهم رشد بهرهوری کل عوامل تولید در رشد تولیدات بخش اقتصاد غیر نفتی طی برنامه اول دوم و سوم توسعه اقتصادی به ترتیب معادل 12/2 71/5 و 24/6 درصد بوده است و برای برنامه چهارم توسعه پیش بینی میشود مقدار آن به 72/8 درصد ارتقاء یابد. همچنین تابع تولید تخمین زده شده در این تحقیق از نوع کاب داگالس است. خاوری نژاد )1765( بهرهوری کل عوامل تولید در اقتصاد و بخشهای اقتصاد را برای دوره زمانی 1735 تا 1764 اندازهگیری و بررسی نمود متوسط شاخص بهرهوری کل عوامل تولید در این مطالعه طی دوره مربوطه 0/8 درصد برآورد شده است. امینی) 1767 (در مطالعهای به اندازه گیری و تحلیل روند بهرهوری به تفکیک بخشهای اقتصادی ایران پرداخت نتایج نشان میدهد طی دوره 1730 تا 1762 متوسط رشد ساالنه بهرهوری کل عوامل تولید در اقتصاد %4 درصد بوده و بخش ارتباطات باالترین رشد بهرهوری نیروی کار و سرمایه و بخش بازرگانی رستوران و هتلداری بیشترین کاهش بهرهوری نیروی کار و سرمایه را داشته است. بخش ارتباطات بهترین و بخش بازرگانی رستوران و هتلداری ضعیفترین بخش از نظر استفاده بهینه از منابع تولید بوده است. آذرمند) 1764 ( بهرهوری کل عوامل تولید را با استفاده از روش مانده سولو محاسبه و سهم آن را از رشد تولید ناخالص داخلی تعیین نموده است. نتایج این مطالعه نشان میدهد که طی دوره 1780 تا 1760 سهم بهرهوری کل عوامل تولید از میانگین رشد تولید ناخالص داخلی یک درصد بوده است و طی همین دوره سهم رشد عوامل تولید نظیر سرمایه انسانی و سرمایه فیزیکی از رشد تولید ناخالص داخلی به ترتیب 1 - Cororaton

و 1 دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 203 1/8 درصد بوده است. همچنین نتایج محاسبات نشان میدهد روند بهرهوری کل عوامل تولید طی /2 دو دهه اخیر نوسانات زیادی داشته است. در این پژوهش تالش میگردد بهرهوری عوامل تولید در استان بوشهر اندازهگیری شود. استان بوشهر با توجه به جایگاه جغرافیایی و اقتصادی ویژه و داشتن مرزهای دریایی و بنادر تجاری بعنوان یکی از مبادی ورودی و خروجی کاالها و خدمات نقش مؤثری در توسعه مناسبات تجاری در سطح ملی و منطقهای ایفا مینماید. وضعیت اقتصادی و اجتماعی استان تا حدود زیادی به فعالیت تجاری خارجی با محوریت بندر بوشهر متکی بوده محاسبه بهرهوری در این استان قطعا میتواند به توسعه استان کمک نماید همچنین با توجه به اینکه بیشتر مطالعات در زمینه بهرهوری با رویکرد سری زمانی و در سطح کشوری انجام یافته است لذا این پژوهش به دنبال این است که با استفاده از دادههای ترکیبی و برای استانی که از نظر اقتصادی جایگاه ویژهای دارد و با استفاده از چند بخش بهرهوری کل عوامل تولید را مورد محاسبه قرار دهد. برای محاسبه بهرهوری کل عوامل تولید از تخمین تابع تولید کاب داگالس و روش مانده سولو و برای محاسبه بهرهوری متوسط عوامل از نسبت ارزش افزوده واقعی به حجم عوامل تولید استفاده شد. اطالعات مورد استفاده در این پژوهش به صورت دادههای ترکیبی در طی سالهای 1731 تا 68 برای پنج بخش کشاورزی صنعت و معدن ساختمان و مسکن خدمات و ارتباطات جمعآوری شد. علت مطالعه وضعیت اقتصاد استان به این پنج بخش اهمیت آنها میباشد هرچند که در بسیاری از مطالعات بهرهوری علی رغم تقسیم بندی بخش های کشور به صنعت و معدن کشاورزی و خدمات از اینگونه تقسیم بندی به وفور مشاهده میگردد. آمارهای مورد استفاده در این پژوهش از مرکز آمار ایران و حساب های ملی و منطقه ای سازمان مدیریت و برنامه ریزی استان بوشهر و سند توسعه اشتغال و سرمایهگذاری استان استخراج گردید و به منظور تخمین مدل از نرم افزار Eviews استفاده شد. برای برآورد مدل تصریح شده از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده میشود. بدین منظور با استفاده از آزمون F لیمر و 7 2 1 هاسمن ازمیان روش های داده های ترکیبی اثرات ثابت و اثرات تصادفی روش مناسب برای برآورد مدل انتخاب و نتایج تحلیل خواهد شد. 1- Hausman 2 -Fixed Effects 3- Random Effects

220 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر 2- دادهها و روش تحقیق 1-2- دادهها دادههای مورد استفاده در این پژوهش شامل ارزش افزوده میزان اشتغال و سرمایهگذاری) که با روش نمایی به موجودی سرمایه به قیمت ثابت سال 1738 تبدیل شده( میباشد که به ترتیب از مرکز آمار ایران وزارت کار و امور اجتماعی و سند توسعه اشتغال و سرمایهگذاری استان بوشهر جمعآوری شده- اند. الزم به ذکر است که آمار متغیرهای فوق تنها برای سالهای 1768-1731 در دسترس بوده است. از این رو دوره زمانی این تحقیق به دوره فوق محدود می شود. 2-2- روش تحقیق )1( در این مطالعه تابع تولید کاب گالس مورد استفاده قرار گرفت. از جمله دالیل بکارگیری این فرم تابع تولید سادگی و سودمند بودن آن در زمینه مطالعات تجربی امکان جانشینی عوامل تولید و همچنین مشخص بودن محدویتهای این تابع عنوان میشود. فرم تبعی این تابع بصورت رابطه )1( است: که در این رابطه Y تولید واقعی A پارامتر بهرهوری کل عوامل تولید L نیروی کار شاغل K موجودی سرمایه و α وβ به ترتیب مقادیر کشش نیروی کار و سرمایه میباشند. فرم برآوردی این تابع اغلب به صورت لگاریتمی است. در این تابع توانهای نهادههای متغیر مبین کشش تولید هر یک از نهادهها است. نرخ نهایی جانشینی در این تابع ثابت و کشش جانشینی آن نیز ثابت و برابر یک میباشد )سلیمیفر 1710(. 3-2- روش برآورد موجودی سرمایه )2( در این مطالعه برای برآورد موجودی سرمایه از روش نمایی سرمایهگذاری استفاده شد. پیش فرض روش مورد نظر این است که سرمایهگذاری با میزان رشد ثابتی در طول زمان افزایش مییابد. در چنین رشد یکنواختی رابطه مشخصی میان موجودی سرمایه و سرمایهگذاری برقرار میشود. براین اساس این روش موجودی سرمایه با رابطه )2( برآورد میشود)کالنتری و عرب مازار 1731 (: که در آن میزان تشکیل سرمایه در سال t و میزان تشکیل سرمایه در سال پایه و نیز میزان رشد سرمایهگذاری است. با توجه به رابطه فوق تغییرات سرمایهگذاری را میتوان به صورت رابطه )7( تعریف کرد:

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 222 )7( با توجه به رابطه موجودی سرمایه در سال پایه از رابطه )4( و )5( قابل محاسبه است: )4 ( )5( برای محاسبه )8( الزم است که را برآورد نمود. که این امر از طریق تخمین تابع سرمایهگذاری یعنی رابطه 2 امکانپذیر است. تبدیل لگاریتمی رابطه )8( مورد نظر عبارت است از: با توجه به کوتاه بودن دوره زمانی مربوط به دادههای تشکیل سرمایه در استان که سالهای 1768-1731 را در برمیگیرد و نیز به دلیل مزیتهایی که این روش از آن بهرهمند است)مانند افزایش تعداد مشاهدات و افزایش درجه آزادی( برای تخمین رابطه مورد نظر از ترکیب دادههای مقطعی و سری زمانی استفاده شد. در این قسمت مطابق با روش معرفی شده یعنی روش روند نمایی سرمایهگذاری موجودی سرمایه برآورد شد. با توجه به مقدار ذکر شده در رابطه 8 برای دوره مورد نظر موجودی سرمایه در سال پایه) 1731 ( برای بخشهای مختلف استان تعیین میگردد. مقادیر موجودی سرمایه برای سالهای پس از سال 1731 نیز با توجه به رابطه )3( قابل محاسبه است: )3( که در آن موجودی سرمایه در سال مورد نظر موجودی سرمایه در سال قبل مقدار سرمایه گذاری در سال مورد نظر و نرخ استهالک سرمایههای ثابت برای بخشهای مختلف میباشد. نرخ های استهالک مناسب برای بخش کشاورزی )5/1 درصد( بخش ساختمانومسکن) 3/6 درصد( صنعتومعدن) 4/1 درصد( خدمات )4/1 درصد(و ارتباطات )7/8 درصد(در نظر گرفته شده است.) امینی محمد نشاط 1764(. پس از تخمین رابطهی فوق برای رفع خودهمبستگی جمالت اخالل فرایند خود توضیح مرتبهی اول به معادالت اضافه شده است. همچنین آمارههای ( 2 )F DW R در مدل فوق حکایت از تصریح مناسب مدل دارند. ضرایب T در معادالت معرف نرخ رشد سرمایهگذاری (λ) است و آماره t معنیداری ضرایب نرخ رشد سرمایه-

221 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر گذاری را در سطح خطای 0/05 درصد تایید میکند. Ag( نشان دهنده بخش کشاورزی Con بخش ساختمان و مسکن Ind صنعت و معدن Ser خدمات و Com ارتباطات میباشد(. Ln (k_ag) = 0 / 431182+ 0/ 171766T 0 / 575121 AR (1) Ln (k_con) = 0 / 718045+ 0 / 711014 T + 0/ 046881AR(1) Ln (k_ind) = 0 / 627537+ 0 / 211163 T+ 0 / 216784 AR (1) Ln (k_ser) = 0 / 381647+ 0/ 038111T- 0 / 818407 AR (1) Ln (K_com) = - 2/415161 + 0/ 783114T- 0/ 287171AR (1) R 2 = 0/ 17F= 20/ 25DW= 1 / 37 1 4-2- آزمون انتخاب داده های ترکیبی یا تابلویی )6( برای انتخاب میان دادههای ترکیبی و تابلویی از آزمون لیمر استفاده شد. این آزمون در واقع حذف اجزا ثابت موجود در مدل را با استفده از آماره F بررسی می کند. بدین منظور از معادله )6( استفاده شد. که در این معادله N تعداد واحد T تعداد مشاهدات سری زمانی ضریب تعیین در مدل غیر مقید و ضریب تعیین در مدل مقید می باشد. فرضیه H 0 در این آزمون یکسان بودن عرض از مبداها ) روشPooling یا ترکیبی) در مقابل فرضیة مخالف H 1 همسانی عرض از مبداها )روش دادههای تابلویی( قرار میگیرد. بنابراین در صورت رد H 0 فرضیة روش دادههای تابلویی پذیرفته میشود)ویژگیهای متمایز میان بخشهای مورد بررسی از لحاظ آماری معنادار بوده و باید این ویژگیها در مدل لحاظ شود(. روش دادههای تابلویی مجموعهای از دادههای سری زمانی و مقطعی ترکیب میشوند. مزیت مدل دادههای تابلویی بر مدلهای با برش مقطعی این است که در این مدلها محقق میتواند انعطافپذیری بیشتری در تبیین تفاوتهای رفتاری فردی پدیدهها در طول زمان داشته باشد )رحمانی و دیگران 1765(. مدلهای دادههای تابلویی اثرات ثابت اجازه میدهند که متغیرهای توضیحی مشاهده نشده) هم در حالت اثرات ثابت مقاطع و هم اثرات ثابت زمان( با متغیرهای توضیحی مشاهده شده همبسته باشند. اگر متغیرهای توضیحی مشاهده نشده اصال با متغیرهای توضیحی مشاهده شده وابسته نباشند باید از روش اثرات تصادفی استفاده کرد در این حالت مقادیر ثابتی که به هر مقطع داده شده بصورت تصادقی در 1 - Panel Data

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 229 سرتاسر متغیرهای مقطعی توزیع شده است. در اقتصادسنجی پیشرفته اثرات تصادفی هممعنی همبستگی صفر بین متغیرهای توضیحی مشاهده شده و مشاهد نشده است. آزمون فوق تنها به بررسی پذیرش و یا رد اثرات ثابت میپردازد و به وسیله این آزمون نمیتوان با اطمینان به انتخاب اثرات ثابت پرداخت. جهت تصمیمگیری در مورد بکارگیری اثرات ثابت یا تصادفی باید توجه داشت روش اثرات ثابت معموال هنگامی کارایی دارد که کل جامعه آماری در نظر گرفته شود. در صورتی که اگر از بین جامعه بزرگی نمونههایی به صورت تصادفی)نمونهگیری( اتخاب شود 1 روش اثرات تصادفی کارآتر خواهد بود. آزمون هاسمن برای تعیین روش تخمین در دادههای تابلویی بکار میرود) آذربایجانی و دیگران 1761 (. )1( در صورت تایید ضرورت لحاظ نمودن اثرات ثابت فردی در مدل توسط آزمون لیمر گام بعدی در رابطه با روش انتخاب بهینه انتخاب بین دو روش اثرات ثابت و تصادفی است بدین منظور آزمون هاسمن مورد استفاده قرار میگیرد. تست هاسمن )1136( بصورت رابطه )1( است : که در آن H دارای توزیع مجانبی کیدو با درجه آزادیK است و اثرات ثابت و معرف تخمین زنندههای روش نشان دهنده تخمین زنندههای روش اثرات تصادفی میباشد. فرضیه صفر این آزمون آن است که تخمینزنهای اثرات ثابت و تصادفی اساسا اختالف ندارند. اگر فرضیه صفر رد شود نتیجه آن است که اثرات تصادفی درست نیست و استفاده از اثرات ثابت بهتر است )گجراتی 1764(. به منظور تخمین مدل مورد نظر در چارچوب دو مسیر کلی فوق)ترکیبی و تابلویی( از تخمین زننده حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده خواهد شد. علت این امر را میتوان چنین بیان داشت که در این معادالت احتماال جمالت اخالل در یک زمان نامشخص در برگیرنده برخی از عوامل غیر قابل اندازهگیری یا حذف شده میباشند که این عوامل در طول زمان با یکدیگر در ارتباط هستند از این رو روش فوق میتواند تا حدودی این مشکل را برطرف نماید) شیرازی و اکبریان 1761(. همچنین در مورد مشکالت مربوط به وجود خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس در مدل ها بایستی گفت که خود همبستگی مشکل مربوط به دادههای سری زمانی و ناهمسانی واریانس مشکل خاص دادههای مقطعی است که این مشکالت در دادههای تلفیقی پیچیدهتر می شوند. در یک تقسیمبندی کلی میتوان گفت هنگامی که سری زمانی مورد مطالعه طوالنی و واحدهای مقطعی محدود باشد بایستی به وجود مشکل خودهمبستگی بیشتر توجه داشت. در شرایطی که سری زمانی دوره مطالعه 1- Hausman Test

221 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر محدود و واحدهای مقطعی متعدد باشد احتمال بیشتری در وجود ناهمسانی واریانس بین گروهی وجود خواهد داشت در این مطالعه از آنجا که سری زمانی دوره مورد بررسی کوتاه است و نیز واحد های مقطعی کوتاه می باشند انجام آزمون برای اطیمنان از عدم وجود ناهمسانی واریانس الزامی نیست در صورت نیاز معموال وجود ناهمسانی واریانس بین گروهی یا بین واحدهای مقطعی مطرح می- باشد) Baltagi,.)2006 در مورد انجام آزمون ایستایی برای دادههای ترکیبی بر طبق مطالعه لوین و همکاران این آزمون تنها برای دادههایی بکار میرود که تعداد مشاهدات یا دوره زمانی مورد بررسی بین )250<T <25( و تعداد مقاطع مورد بررسی نیز مابین )250<N<10( باشد که چون در این مطالعه دوره زمانی مورد بررسی کمتر از 25 سال و تعداد مقاطع نیز کمتر از 10 مقطع میباشد نیاز به انجام آزمون ایستایی نخواهد بود),.)2002Levin, etc 3- نتایج و بحث براساس توضیحات ارائه شده به منظور برآورد موجودی سرمایه نتایج حاصل به شرح جدول 1 است: سال جدول 1 : نتایج برآورد موجودی سرمایه در استان بوشهر)میلیارد ریال( کشاورزی ساختمان و مسکن صنعت و معدن خدمات ارتباطات 60008/35 244221/17 734787/14 500116/43 128164/28 1112078/66 1563437/62 1356271/75 12323026/53 78165518/7 24810744/81 22483144/72 11425320/12 13763164/43 15874083/14 14234171/61 2740840/10 5355535/14 8456326/28 12311587/22 13417832/75 15474244/06 17083302/80 15132023/15 7208318/12 17471055/32 6615807/06 6118536/34 6511210/31 10021103/8 12172014/62 14130674/41 4740727/03 1416241/68 11888183/17 10813608/27 12075617/42 12111071/5 17443785/5 17075054/06 1331 1331 1331 1332 1333 1334 1331 1331 ماخذ: محاسبات تحقیق مطابق با نتایج گزارش شده در جدول 2 و مقادیر دو آماره آزمون لیمر و هاسمن از میان روشهای مذکور مدل دادههای تابلویی با اثرات تصادفی مود تایید قرار میگیرد. در واقع آماره آزمون لیمر )16/712416( از مقدار F جدول بزرگتر بوده و در سطح اطمینان 5 درصد فرض H 0 مبنی بر یکسان بودن عرض از مبدا برای بخشهای مختلف رد میشود و فرض اثرات ثابت پذیرفته میشود. از طرفی بر اساس آماره آزمون هاسمن مورد نظر باید به روش اثرات تصادفی برآورد گردد. )0/878452( روش اثرات تصادفی به اثرات ثابت ترجیح داده میشود و مدل

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 221 نتیجه برآورد تابع تولید برای سالهای 1768 تا 1731 به تفکیک بخشها و فعالیتهای مختلف اقتصادی استان بوشهر به شرح جدول 2 میباشد: جدول 2 : نتایج برآورد مدل )1( سهم عوامل تولید ضرائب سطح معناداری آماره t 0/0242 2/741482 4/101184 عرض از مبدا 0/0000 3/547415 0/382360 سهم نیروی کار بخش کشاورزی 0/0503 0/0226-1/153161-2/262112-0/223154-0/142815 سهم نیروی کار بخش ساختمان و مسکن سهم نیروی کار بخش صنعت ومعدن 0/0000 5/116788 0/677811 سهم نیروی کار بخش خدمات 0/0000 27/30188 1/015208 سهم نیروی کار بخش ارتباطات 0/0000 2/060523 0/881257 سهم سرمایه بخش کشاورزی 0/0000 110/4331 0/135300 سهم سرمایه بخش ساختمان و مسکن 0/0000 47/21680 0/147180 سهم سرمایه بخش صنعت ومعدن 0/0066 2/601620 0/720770 سهم سرمایه بخش خدمات 0/0243 R-squraed= 0.92 Adjusted R-squared = (0/89) F-statistic= 35.00 Prob(F-statistic)= 0.0000-2/786755-0/181086 سهم سرمایه بخش ارتباطات تعداد مشاهدات: 40 طول دوره: 6 دوربین واتسون: 1/61 ماخذ: محاسبات تحقیق همانگونه که از نتایج تخمین مشخص است R 2 مدل 0/12 درصد است به بیان دیگر مدل مذکور 0/12 درصد از تغییرات ارزش افزوده حقیقی استان را توضیح میدهد.همچنین آماره 2- R درصد است تقریب زیاد R -2 Rو 2 نشان از تصریح مناسب الگوی اقتصاد سنجی است. آمار نیز 0/61 Fوt حاکی از معنیدار بودن تکتک ضرایب و همچنین معنیداری کلی ضرایب رگرسیون است و ضرایب بدست آمده با احتمال مدل دارد. 0/15 معنیدار میباشند و عدد دوربین واتسون نیز حکایت از عدم خودهمبستگی با توجه به اینکه در تابع کاب داگالس ضرایب کشش نهادهها در طول تولید و در سالهای مختلف ثابت هستند میتوان به طور مثال کشش نهاده موجودی سرمایه را این گونه تفسیر کرد که در صورت ثابت بودن شرایط با 1 درصد افزایش )کاهش( در موجودی سرمایه بخش کشاورزی ارزش افزوده به میزان 0/88 افزایش )کاهش( مییابد. کشش تولید معیاری برای اندازهگیری میزان واکنش تولید در

و 1 221 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر ازای تغییر مصرف نهاده است.کشش تولید هر چه بزرگتر باشد به این معنی است که واکنش تولید نسبت به افزایش استفاده از عوامل تولید شدیدتر می باشد. کششهای تولیدی نیروی کار در بخشهای کشاورزی خدمات و ارتباطات نشان میدهد که استفاده از این نهاده در تولید در حد بهینه می باشد اما مقدار منفی ضریب نیروی کار در تخمین تابع تولید بخش- های ساختمان و مسکن و صنعت نشان میدهد که در این دو بخش از عامل نیروی کار بیش از حد نیاز استفاده میشود و کششهای تولیدی سرمایه در بخشهای کشاورزی ساختمان و مسکن صنعت و معدن خدمات نشان میدهد که از این عامل تولیدی در این بخشها نسبت به بخش ارتباطات بهینهتر استفاده شده است. بازده نسبت به مقیاس در بخش کشاورزی و خدمات نیز از نوع صعودی بوده که مقدار آن 42/ 1/15 برابر محاسبه شده است اما در بخشهای ساختمانومسکن صنعتو معدن و ارتباطات به ترتیب و 0 /60 0/35 0/17 بازده نسبت به مقیاس کاهنده است. با جایگذاری ضرایب نیروی کار و سرمایه و نیز مقادیر لگاریتمL,K,VA در رابطه یک برای سالهای مختلف و گرفتن آنتی لگاریتم از مقادیر ثابت )A( بدست آمده مقدار بهرهوری کل عوامل تولید )که نشان میدهد به ازای هر واحد از کل نهاده ها چه میزان تولید بدست آمده است( محاسبه میشود که در حقیقت همان روش مانده سولو میباشد و شاخص بهره وری کل عوامل تولید که همان نسبت کل ارزش محصول تولید شده به مجموع ارزش تمامی نهاده های مصرف شده است. این شاخص تأثیر مشترک و همزمان همه نهادها و منابع در ارتباط با ارزش محصول بدست آمده را اندازهگیری میکند. همچنین بهرهوری متوسط سرمایه و نیروی کار از تقسیم سطح تولید به هر کدام از عوامل تولید سرمایه و نیروی کار بدست میآید. شاخصهای بهرهوری جزئی عوامل تولید همراه با قیمت عوامل در توضیح تغییرات در هزینه کار و سرمایه در واحد تولید اهمیت خاصی دارند. به عبارت دیگر این شاخصها در نشان دادن صرفه جوییهایی که به مرور در هریک از عوامل در واحد تولید حاصل میگردد مفیدند)امینی: 1767 (. رشد بهرهوری کل عوامل بیانگر بخشی از رشد تولید است که به رشد نیروی کار سرمایه و مصارف واسطه مربوط نمیشود. به عبارت دیگر بخشی از رشد تولید مربوط به عواملی مانند ارتقای سرمایه انسانی دانش و فناوری و سرمایه اجتماعی)زیرساختهای اجتماعی( میباشد که منتسب به رشد بهره- وری کل عوامل تولید است. گفتنی است افزایش سهم رشد بهرهوری در تامین رشد اقتصادی باعث افزایش قابلیت بهرهگیری از ظرفیتهای موجود اقتصاد میشود و به معنای ارتقای کارایی استفاده از منابع است.

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 221 بهرهوری کل عوامل تولید در سال 1731 معادل با 0/66 بوده که در سال 1761 این رقم به 1/22 درصد رسیده اما در سال 1761 مجددا کاهش و به 0/14 درصد رسیده است و تا سال 1767 افزایش و به 1/18 درصد رسیده و تا سال 1765 باز هم کاهش یافته است و به 0/10 رسیده و در پایان دوره به 0/11 درصد افزایش یافته است. پس بهرهوری کل عوامل تولید در کل اقتصاد استان دارای نوسان بوده و در طی دوره افزایش و کاهش داشته است و از روند منظمی برخوردار نبوده است. نرخ رشد بهرهوری کل عوامل تولید در استان در طی دوره مورد بررسی بطور متوسط ساالنه 0/05 رشد داشته است. بخش صنعت و معدن بیشترین میزان نرخ رشد بهرهوری کل عوامل تولید نسبت به سایر بخشها را دارا میباشد و بعد از این بخش بخشهای ساختمان و مسکن و ارتباطات قرار دارند. همچنین کمترین میزان نرخ رشد مربوط به بخش کشاورزی با نرخ رشد منفی میباشد و بخش خدمات نیز دارای رشد صفر در طول دوره مورد بررسی است.. بهرهوری نیروی کار نشان میدهد که به طور متوسط هر نفر نیروی انسانی شاغل چه میزان ارزش افزوده ایجاد کرده است. بهرهوری متوسط نیروی کار و شاخص آن در بخشهای کشاورزی صنعتو- معدن خدمات و ارتباطات هر چند که نوسانات افزایشی و کاهشی داشته است اما در پایان دوره نسبت به ابتدای دوره افزایش یافته است اما در بخش ساختمان و مسکن بهرهوری متوسط نیروی کار کاهش یافته است. از میان بخشهای استان بهرهوری نیروی کار در بخش صنعت و معدن به طور متوسط بیشتر از سایر بخشها افزایش یافته است. بعد از این بخش بخشهای خدمات ارتباطات کشاورزی و ساختمان و مسکن قرار دارند. مهمترین عامل ایجاد برتری متوسط بهرهوری نیروی کار استان بوشهر فعالیت صنعت ومعدن است که سهم باالیی را در ارزش افزوده استان بوشهر به خود اختصاص داده است. بهرهوری نیروی کار در طی دوره 68-1731 در سال 1731 برابر 103 نفر میلیون ریال بوده است که در پایان دوره با افزایشی دوره مورد بررسی 0/15 درصد معادل 2/10 برابر به 711/18 نفر میلیون ریال رسیده و میانگین رشد بهرهوری در بوده است. تغییر بهرهوری نیروی کار استان در دوره مورد بررسی روند یکسانی نداشته است در سال 1760 اندازه شاخص کاهش یافته از سال 1760 تا سال 1767 روند تغییر افزایشی بوده اما در سال های 1764 و 1765 مجددا کاهشی در بهرهوری نیروی کار روی میدهد و پس از آن مجددا در سال 1768 افزایش یافته اما مقدار آن هنوز به سطح سال 1762 نرسیده است.

221 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر افزایش فعالیت صنعت و معدن)استخراج نفت و گاز( در استان بوشهر تمامی شاخصهای اقتصادی استان را تحت تاثیر قرار داده است. بطوریکه ضمن ارتقا بهرهوری ساالنه نیروی کار استان بهره- وری نیروی کار بخش مورد نظر استان نیز افزایش یافته است. در سال 1731 که آغاز توسعه فعالیت های استخراج نفت و گاز در استان است بهرهوری نیروی کار در بخش صنعت و معدن با 187/25 نفر میلیون ریال ساختمان و مسکن با 150/1 نفر میلیون ریال بیشترین میزان بهرهوری نیروی کار را داشتهاند و بعد از آنها بخشهای خدمات ارتباطات و کشاورزی قرار گرفتهاند و در سال 1760 همین روند ادامه داشته است. از سال 1761 تا 1767 بخشهای صنعت و معدن و نیز خدمات دارای بیشترین میزان بهرهوری نیروی کار بودهاند و بخش های ارتباطات کشاورزی و ساختمان و مسکن در ردههای بعدی قرار گرفتهاند. جدول 7: برآورد بهره وری به تفکیک بخش های اقتصادی استان بوشهر سال 1768 1765 1764 1767 1762 1761 1760 1731 نوع بهره وری نوع فعالیت 1/14 0/17 0/17 0/66 0/16 1/12 0/63 کشاورزی 0/11 1/16 0/54 0/30 1/04 1/03 1/025 2/004 ساختمان و 160/ بهره وری مسکن 0/30 1/18 1/80 1/14 1/21 0/46 0/17 0/86 کل عوامل صنعت و معدن 1/05 0/18 1/00 0/11 1/04 0/18 1/02 1/00 تولید خدمات 0/66 0/12 0/18 0/11 1/13 1/12 1/26 ارتباطات 0/36 102/11 102/35 65/24 32/35 33/81 60/64 84/46 کشاورزی 81/13 65/22 70/82 42/86 47/76 28/23 21/40 102/20 15/01 بهره وری ساختمان و نیروی کار مسکن 113/15 112/17 102/48 208/31 210/37 454/44 244/57 صنعت و معدن 182/25 103/61 102/72 102/74 100/04 107/24 15/37 11/81 خدمات 15/40 66/26 68/42 67/7 62/76 16/23 66/21 16/02 ارتباطات 88/07 0/21 0/21 0/24 0/27 0/25 0/66 0/21 کشاورزی 0/28 0/16 1/88 0/10 1/67 0/17 2/22 0/15 7/24 0/14 2/67 0/14 0/33 0/72 0/35 0/26 0/51 بهره وری عامل سرمایه ساختمان و مسکن صنعت و معدن 0/31 0/86 0/51 0/50 0/45 0/75 0/74 خدمات 0/21 1/61 1/15 2/77 2/62 2/63 5/82 3/83 ارتباطات 3/33 ماخذ: محاسبات تحقیق

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 223 از سال 1764 تا پایان دوره بخشهای صنعت و معدن و خدمات باز هم دارای بیشترین میزان بهرهوری نیروی کار بوده اند و بخشهای کشاورزی ارتباطات و ساختمان و مسکن در مراتب بعدی جای گرفتهاند که نشاندهنده ارتقای بهرهوری نیروی کار در بخش کشاورزی میباشد زیرا تغییرات مذکور یا در اثر افزایش کارایی نیروی کار یا سایر عوامل تولید روی داده است. بیشترین متوسط رشد شاخص بهرهوری نیروی کار در طی دوره مورد بررسی از آن بخش صنعت و معدن است که طی دوره در حالی که بخشهای صنعت و 3/18 برابرشده که بسیار قابل توجه می باشد. معدن کشاورزی خدمات و ارتباطات در طول دوره 1768-1731 به ترتیب از رشد مثبت بهرهوری نیروی کار برخوردار بودهاند بخش ساختمان در دوره مورد بررسی با کاهش شدید بهرهوری نیروی کار مواجه است. با توجه به آثار انتشاری توسعه فعالیتهای استخراج نفت و گاز و پیشرفت بخش صنعت و معدن انتظار می رود که بخش ساختمان نیز از آن بهرهمند شود اما احتماال ساختار اشتغال بخش ساختمان است که در کاهش ارزش افزوده بخش مورد نظر با وجود افزایش تعداد شاغلین اثر گذار بوده است. متوسط بهرهوری سرمایه در طی دوره 1731-68 در سال 1731 برابر با 1/62 درصد بوده است که در پایان دوره با کاهشی معادل 0/51 درصد به 0/14 درصد رسیده و میانگین رشد بهرهوری در دوره مورد بررسی 0/06 درصد بوده است. تغییر بهرهوری سرمایه استان در دوره مورد بررسی روند یکسانی نداشته است در سالهای 1760 و 1761 اندازه شاخص کاهش یافته در سال 1762 مجدا افزایش یافته است و در نهایت از سال 1767 تا پایان دوره کاهش در متوسط بهرهوری سرمایه روی میدهد. در سال 1731 بخش ارتباطات با 3/33 درصد صنعت و معدن با 0/51 درصد بیشترین میزان بهرهوری متوسط سرمایه را داشتهاند و بخشهای خدمات با 0/21 درصد ساختمان و مسکن با با 0/28 در مراتب بعد جای گرفتهاند که این روند در سال 1760 ادامه داشته است. 0/26 و کشاورزی در سال 1761 همین روند ادامه داشته است اما بخش کشاورزی با افزایش در بهرهوری متوسط سرمایه بعد از بخش ساختمان و مسکن قرار گرفته که در سال 1762 تا پایان دوره همین روند ادامه داشته است و تنها در سال 1767 بخش صنعت و معدن بیشتر از بخش ارتباطات در میزان بهرهوری متوسط سرمایه افزایش داشته است. 4- نتیجه گیری و پیشنهادات بخش صنعت و معدن بیشترین میزان نرخ رشد بهرهوری کل عوامل تولید نسبت به سایر بخشها را دارا میباشد و بعد از این بخش بخشهای ساختمانومسکن و ارتباطات قرار دارند همچنین کمترین میزان

210 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر نرخ رشد مربوط به بخش کشاورزی با نرخ رشد منفی میباشد و بخش خدمات نیز دارای رشد صفر در طول دوره مورد بررسی است. مقایسه بهرهوری متوسط سرمایه و نیروی کار نشان میدهد اگر چه بهرهوری متوسط نیروی کار روند مثبت داشته است اما برای عامل سرمایه این شاخص همواره مثبت اما روندی کاهشی داشته است که روند کاهشی بهرهوری متوسط سرمایه نشان از کاهش مشارکت عامل سرمایه در جریان تولید استان داشته که خود بیانگر اتالف سرمایه در این استان است. بهرهوری متوسط سرمایه و شاخص آن در بخشهای کشاورزی صنعتومعدن و خدمات نوسانات افزایشی و کاهشی داشته است اما در بخش ساختمانومسکن و ارتباطات بهرهوری متوسط سرمایه کاهش یافته است. کاهش بهرهوری سرمایه به معنای کاهش متوسط تولید به ازای هر واحد سرمایه است که بیانگر وجود ظرفیت بیکار ماشینآالت و تجهیزات و به بهره برداری نرسیدن سرمایهگذاریهای انجام شده است. به طور کلی مقایسه بهرهوری متوسط سرمایه و نیروی کار در طول دوره مورد بررسی نشان میدهد که بهرهوری متوسط نیروی کار در مقایسه با بهرهوری متوسط سرمایه در استان بوشهر به مراتب وضعیت مناسبتری دارد که حکایت از مدیریت بهتر نیروی کار نسبت به عامل سرمایه است. با توجه به نتایج فوق الذکر برخی از مهمترین راهکارها و پیشنهادات در خصوص ارتقاء بهرهوری عوامل تولید در استان به شرح زیر است: دقتت الزم سیستتم بتانکی در نحتوه اعطتای تستهیالت و انتختاب واحتدهتای متورد هتدف متدیریت مناستب سترمایه هتای موجتود و حمایتت از شتکل گیتری نهادهتا و تشتکلهتای فراگیتر سترمایه- گتذاری منطقتهای بترای توستعه و افتزایش بهترهور آمتوزش و بتاال بتردن ستطح کیفیتت نیتروی کتار حمایتت دولتت در زمینته زیتر ستاختهتا از جملته توستعه زیتر ستاخت هتای بازرگتانی و تاسیستات بنتدری زمتین آمتاده ستازی آب بترق راههتا و... در استتان آشتنایی بتا متدیران شتیوههتای نتوین رقابتت محصتوالت رقیتب تنتوع تقاضتای بتازار و... امکتان برقتراری مناستبات زمینته در منطقتهای مبتادالت تجتاری و بهترهمنتدی متالی منتابع از کشتورهای همستایه حمایتت دولتت از منطقته ویتژه اقتصتادی بوشتهر ایجتاد زمینته بترای بهبتود ستاختار تولیتد در فعالیتتهتای مختلف به منظور افزایش بهرهوری عوامل و اقتصادی کردن فعالیت. فهرست منابع آذربایجانی کریم سمیعی ندا شیرازی همایون 1761 اثر نهادها بر روی تجارت کشورهای منتخب خاورمیانه فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران سال پانزدهم شماره 45 ص 1-27.

دوفصلنامه علمي- تخصصي اقتصاد توسعه و برنامهريزي/ بهار و تابستان 2931/ سال دوم/ شماره اول 212 آذرمند حمید 1764 سنجش بهرهوری کل عوامل تولید و بررسی روند تغییرات آن در ایران مجموعه مقاالت نخستین همایش ملی بهرهوری و توسعه تبریز 15-.18 امینی علیرضا محمد نشاط حاجی 1764 برآورد سری زمانی موجودی سرمایه در اقتصاد ایران طی دوره زمانی 1776-61 مجله علمی ترویجی برنامه و بودجه شماره 10 ص 1-3. امینی علیرضا 1767 اندازهگیری و تحلیل روند بهرهوری به تفکیک بخشهای اقتصادی ایران مجله برنامه و بودجه سازمان مدیریت و برنامه ریزی کشور شماره 17 صفحه 65-61. امینی علیرضا 1767 اندازهگیری و تحلیل عوامل موثر در بهره وری کل عوامل در بخش صنعت و معدن پیک نور سال دوم شماره چهارم ص 2. اندازهگیری بهرهوری در بخش خدمات ترجمه مدیریت بهرهوری بنیاد مستضعفان و جانبازان انقالب اسالمی 1735 ص 10 باقر کالنتری عباس و عرب مازار عباس 1731 برآورد موجودی سرمایه اقتصاد کشور) 1776-1783( مجله علمی پژوهشی دانشکده علوم اقتصادی و سیاسی دانشگاه شهید بهشتی شماره 1 تابستان 1731 ص 17-12 بختیاری حمید. هادی زنوز بهروز 1761 عوامل مؤثر بر اندازه گیری بهره وری عوامل موردی در شرکت کربن ایران پژوهش نامه اقتصادی سال دهم شماره دوم ص 7. تولید: مطالعه خاکی غالم رضا 1738 ارزش افزوده )راهی برای اندازه گیری بهره وی( موسسه مطالعات و برنامه ریزی آموزشی سازمان گسترش و نوسازی صنایع ایران ص 12. خاوری نژاد ابوالفضل 1765. شاخصهای بهرهوری اقتصاد ایران فصلنامه حسابهای اقتصادی ایران بانک مرکزی جمهوری اسالمی ایران شماره 1 ص 17-12. رحمانی میترا منصور عسگری و محمد رضا عابدین )1765( دستاوردهای تجاری تشکیل بلوک منطقهای در مرکز قاره آسیا فصلنامه پژوهشهای بازرگانی سال 10 شماره 76 ص 278-217. سلیمیفر حمیده سلیمیفر مصطفی شورورزی محمدرضا ملک الساداتی سعید 1710 تاثیر افزایش سرمایه بر افزایش بهرهوری واحدهای صنعتی استان خراسان رضوی)طی دوره 1762-1768( مجله توسعه اقتصادی و منطقهای سال اول شماره 1 ص 17. شیرازی همایون اکبریان رضا 1761 اثر فساد بر میزان حجم تجارت کشورهای منتخب منطقه خاورمیانه و آمریکای التین )2002-2006( پایاننامه کارشناسی ارشد دانشکده اقتصاد دانشگاه شیراز.ص 83-58.

211 اندازهگیري و تحلیل روند بهرهوري عوامل تولید به تفکیک بخشهاي اقتصادي استان بوشهر گجراتی دامور 1764 مبانی اقتصاد سنجی ترجمه حمید ابریشمی انتشارات دانشگاه تهران چاپ پنجم جلد دوم ص 800-300 عسگری حشمت اله 1710 تحلیل بهرهوری در صنایع استان ایالم فصلنامه پژوهشهای بازرگانی شماره 82 بهار 1711 ص.127-101 مهرآرا محسن. احمدزاده ابراهیم 1766 بررسی نقش بهره وری کل عوامل تولید در رشد تولیدات بخشهای عمده اقتصادی ایران مجله تحقیقات اقتصادی دانشگاه تهران دوره 44 شماره 2 ص 8-5. Baltagi, Badi. 2008, "A Companion to Econometric Analysis of Panel data.hoboken",nj: John Wiley and amp, Sons, Vol. 39, No. 3, pp307-309. Claude Nachega, Jean and Fontaine, Thomson T, 2006, "Economic Growth and Total Factor Productivity in Niger", International Monetary Fund, September, Vol. 42, No. 13, pp 36-38. Cororaton, Caesar B. 2005, "Total Factor Productivity Growth in the Philippines 1960-2000",Asian Development Bank, Vol. 26, No. 15, pp 97-113. Jajri, Idris. 2007, "Determinant Total Factor Productivity Growth in Malaysia", Journal of Economics Cooperoation, Vol. 18, No. 10, pp 41-58. Il Kim, Jong. 2001, " Total Factor Productivity Growth in East Asia": Implications and Future Department of Economics, Vol. 42, No. 16, pp1-5. Levin, Andrew, Chien-Fu, Lin and Shangm Chia. James, Chu 2002 Unit root tests in panel data: asymptotic and finite-sample properties, Journal of Econometrics,Vol 108, No. 4, pp1-24. Lee, Byoungki. 2001, "Measuring Total Factor Productivity in Republic of Korea Measuring Total Factor Productivity Tokyo " : Asian Productivity Organization, Vol. 12, No. 10, pp 47-49. Safdar Ullah Khan, K. 2005, "Determinants of Total Factor Productivity in Pakistan",State Bank of Pakistan, Karachi, PakistanMacro, Online at http://mpra.ub.unimuenchen.de/8693/. Sethuraman, SV. 1974,"Employment and Labor Productivity in Indian since 1950", Economic Development and Cultural Change, Vol. 22, No. 4, pp 673-690. Van Ser Eng, Pierre. 2009, "Total Factor Productivity and Economic Growth in Indonesia", The Australian National University (ANU), Working Paper in Trade and Development, Vol. 10, No. 6, pp1-10.