نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استاد اقتصاد، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران
2 دانش‌آموخته کارشناسی‌ارشد علوم اقتصادی، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Abstract
This study examines how socioeconomic and demographic factors influence labor force participation (LFP) in Iran. Data from the Iranian Household Income and Expenditure Survey applied the pseudo-panel data method used. The logit model estimations show that there is an inverted U-shaped relationship between age and the probability of LFP, with higher chances of entering the labor market at younger than at middle or old ages. Marital status also affects LFP, with respectively never-married and divorced people more likely to participate in the labor market than married people. Being a student reduces the likelihood of LFP while having a larger household size and a higher level of education increases it. Being the head of the household increases the probability of LFP by 39%. Demographic trends in Iran, such as the high proportion of young adults (25-44 years old) who want to join the labor force, the large number of young people in higher education, and the rising rates of divorce and singlehood, suggest that the economic participation rate will increase shortly. Therefore, this important issue should be considered in the macro-policy.
Introduction
The rate of economic participation is one of the indicators of the labor market. In examining the challenges of the labor market and making policies for employment, knowledge based on the factors affecting the probability of the labor force is important. In this research, we investigate the factors affecting the probability of labor force participation, emphasizing the non-linear relationship between age and participation using the pseudo-panel data method.
In the scientific litreature of the labor market, some of the factors affecting the labor participation rate are individual characteristics such as age, gender, education level, and work income; family characteristics such as the income of other family members, their education level, marital status, employment and size of the household (Hussain et al., 2016).
Participation rates among men and women are usually different, with female participation rates being lower than male participation rates. There are several reasons for this difference. Some can mention women's employment in homework or gender discrimination in the labor market to the detriment of women (Rajaian and Bagharpour, 2014). The employment rate can also have a direct relationship with the level of education; Because with an increase in educational level and skill, the possibility of employment and earning more income increases (Magidu, 2010).
Another factor that determines employment is the age structure of the population. In Iran, with the changes in the population age structure, a phase of demographic changes has begun, known as the demographic window. The demographic window is a temporary situation that started in 2005 and will continue for four decades. During this period, the proportion of the population of working age reaches its maximum, and the age dependency ratios decrease. As a result, a golden and unique opportunity for economic development in Iran is presented (Abbasishawazi, 2017). Some studies have considered the demographic window as an important factor in economic growth (Bloom & Williamson, 1998; Bloom et al., 2001). Lack of attention to this golden opportunity for the youth of the population and lack of planning for training according to the labor market will cause the waste of this potential capital.
Methods and Data
Data for this research gathered from the Household Expenditure and Income Survey conducted by the Statistical Center of Iran which is covered 73414 households.
In investigating the factors affecting participation in the labor market, the dependent variable is a latent variable that indicates economic participation or non-participation in the labor market.
According to the basic principles of binary choice models, considering that the dependent variable is a qualitative variable showing the two states of participation or non-participation of individual, probit or logit models can be used (Verbeek, 2008). However because the data used in this study is the household income expenditure survey for a specific year, we have to use the pseudo-panel data method too. Therefore, at first, the households were clustered geographically at the level of the provinces. It means the provinces of Iran play the role of sections, and the men and women in each province play the role of repeating the time series.
There is an important analogy between the econometric techniques used here and the method of estimation routinely used for panel data. In panel data, we typically have a short time series on a large cross-section of individuals. But here we have one-year data. Therefore, the provinces play the role of individuals (sections), and the observation in each province plays the role of the time series. To determine the factors affecting participation, a probability model was used that relates the chances of participating to characteristics such as age, literacy status, marital status, etc. The explanatory variables are chosen from Becker’s time allocation theory, previous studies, and data description.
Findings
The main findings can be summarized as follows:
A). The relationship between age and the probability of participation is inverted U-shaped. This means that in the age group of about 31-35 years, the probability of people entering the labor market is higher than before and after.
B). Being a man compared to being a woman has a positive and significant effect of 88% on the probability of participation.
C). Being a student has a negative effect on the possibility of participation.
D). The level of education of people has a positive effect on the probability of participation.
E). Being divorced and single compared to being married has a positive effect on the probability of participation, but this effect is greater in the never-married group than in the other group. While being a widow reduces the probability of participation by 17%.
F). The infrastructure level of the residential unit in which a person lives has a positive effect on the probability of participation compared to the base group. However, the greater the difference between the residential unit and the base group (households whose surface area of the residential unit is more than 120 square meters), which indicates the higher the class distance, the stronger this effect. Because to reach a favorable level of financial status and well-being, people must enter the labor market and if they are employed, devote more hours to work.
G). As the size of the household increases, the probability of participation increases by 1.9 percent.
Conclusion and Discussion
Despite the inverted U relationship between age and participation, the existence of the golden opportunity of Iran's demographic window, and the desire of the age group of around 25-44 years to enter the labor market, it is necessary for the government to take a correct and efficient decision to use this wave of youth ready to work.
Education has a positive effect on participation. Taking into account the individual's and family's attitude toward children's education and increasing the average level of education, for this human capital and creating opportunities from these potential capacities, policymakers must think of a suitable solution to use these potential capacities.
Being divorced and single has a positive and significant effect on the probability of participation compared to being married, and this effect is higher in never-married people. Considering the increase in the rates of celibacy and divorce in Iran, it is necessary to make decisions to facilitate the entry of these groups into the labor market while investigating the causes and pathology of these inevitable social phenomena, which are rooted in economic and cultural issues.
The level of infrastructure, which has been an indicator of the class gap, showed that the probability of participation of people in lower levels of well-being (here, the level of infrastructure in which the household lives) is more likely than in higher levels. Considering the inflation in society the fall of the middle classes to lower income levels, and the expansion of the poor classes in society, economic policymakers should expect more pressure on the labor market even to get a second job.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه و بیان مسئله
نرخ مشارکت اقتصادی که به‌صورت نسبت جمعیت فعال (شاغل یا بیکار) به جمعیت در سن کار اندازه‌گیری میشود، شاخص مهمی جهت سیاست‌گذاری‌های دولت برای برنامه‌ریزی آینده بازار کار است. عوامل متعددی بر مشارکت نیروی‌کار تأثیر گذارند. بنابراین پرسش اصلی در مطالعه عرضه نیروی‌کار، این است که یک فرد چه زمانی و تحت تأثیر چه عواملی تصمیم به حضور یا عدم حضور در بازار کار می‌گیرد. در متون علمی بازار کار، برخی از عوامل مؤثر بر نرخ مشارکت کار عبارتند از: مشخصات فردی مانند سن، جنس، سطح آموزش، درآمدهای کاری؛ و مشخصات خانوادگی مانند درآمد سایر اعضای خانواده، سطح تحصیلات آنها، وضعیت تاهل، اشتغال و بعد خانوار (Hussain et al., 2016). معمولاً ویژگی‌های خانوادگی تأثیر بیشتری بر نرخ مشارکت زنان نسبت به مردان دارد. رابطه سن با مشارکت غالباً یک رابطه غیرخطی است، به صورتی که مشارکت در سنین جوانی با توجه به انگیزه ایجاد درآمد و شروع زندگی مستقل و یا تشکیل خانواده افزایش یافته و در سنین بالاتر، به خصوص در دوران بازنشستگی، کاهش می‌یابد (علیقلی، 1395).
نرخ مشارکت در میان و زنان مردان معمولاً متفاوت است، به این ترتیب که نرخ مشارکت زنان کمتر از نرخ مشارکت مردان است. دلایل متعددی برای این تفاوت وجود دارد که می‌توان اشتغال زنان به کارهای خانگی و یا تبعیض جنسیتی در بازار کار به زیان زنان را مورد اشاره قرار داد (رجائیان و باقرپور، 1394). البته با توجه به تغییر شرایط بازار کار در بسیاری از کشورها و ایجاد فرصت‌های برابر برای زنان، نرخ مشارکت آنها درحال افزایش است. از عوامل دیگر، افزایش نرخ مشارکت زنان و در نتیجه نرخ مشارکت در کل جامعه، پیشرفت فناوری است. پیشرفت فناوری، امکان انجام فعالیت‌های خانگی را با وقت و هزینه کمتر فراهم کرده و هزینه فرصت ماندن در خانه برای زنان را افزایش داده است. نرخ اشتغال با سطح آموزش نیز می‌تواند رابطه مستقیمی داشته باشد؛ زیرا با افزایش سطح آموزش و مهارت، احتمال اشتغال و کسب درآمدهای بیشتر افزایش می‌یابد (Magidu, 2010).
در ایران نرخ مشارکت نسبتا پایین است. پایین بودن نرخ مشارکت در کل و زنان به‌طور خاص، به معنی عدم توانایی جامعه در به‌کارگیری و مدیریت منابع انسانی است. امروزه سرمایه انسانی باارزش‌ترین نهاده تولید است و ناهمگونی جنسیت، نابرابری‌های شغلی و تفاوت در دستمزدها باعث مطرح‌شدن دیدگاه‌های گوناگونی در زمینه اشتغال شده است. ازاین‌رو بررسی عوامل اجتماعی و اقتصادی تأثیرگذار بر مشارکت نیروی‌کار حائز اهمیت است؛ بنابراین، مطالعه حاضر براساس داده‌های سطح خرد، به بررسی عوامل اقتصادی-اجتماعی و جمعیتی که بر مشارکت نیروی‌کار اثرگذارند؛ می‌پردازد.
از دیگر عوامل تعیین‌کننده اشتغال، ساختار سنی جمعیت است. ایران در بستر تحولات جمعیتی و گذار ساختار سنی، در سال‌های اخیر در دو فاز جوانی و میانسالی جمعیت قرار گرفته و به همین دلیل حجم و نسبت جمعیت در سنین فعالیت (64-15 سال) به بالاترین حد خود رسیده است. به‌عبارتی، در بستر تغییرات ساختار سنی جمعیت، فازی از تحولات جمعیتی در ایران آغاز شده که به « پنجره جمعیتی[1]» موسوم است. پنجره جمعیتی یک وضعیت موقت در ساختار جمعیتی ایران به شمار می‌رود که از سال 1385 شروع شده و تا چهار دهه ادامه خواهد داشت. در این دوران، نسبت جمعیت در سنین فعالیت به حداکثر خود میرسد و نسبتهای وابستگی سنی کاهش می‌یابد و در نتیجه، فرصت طلایی و منحصر به فردی فراروی توسعه اقتصادی قرار می‌گیرد. پنجره جمعیتی، دوره زمانی نسبتا کوتاه از تحولات جمعیتی یک کشور است که در طول آن نسبت جمعیت در سنین فعالیت به حداکثر میرسد و نوعی ساختار جمعیتی مطلوب برای شتاب بخشیدن به رشد اقتصادی مهیا میشود (عباسی‌شوازی 1397).
مطالعات بسیاری پنجره جمعیتی را عامل مؤثر در رشد اقتصادی دانستهاند (2001 Bloom & Williamson, 1998; Bloom et al.,). اما به استنباط لوتز[2] (2014 ) ساختار سنی جمعیت جوان به تنهایی نمیتواند به رشد اقتصادی منجر شود. وی تأکید می‌کند که ساختار جمعیت جوان زمانی می‌تواند باعث رشد اقتصادی شود که کیفیت تحصیلی بالایی داشته باشد. بنابراین، علاوه بر ساختار سنی جمعیت، باید به ساختار تحصیلی آن نیز توجه شود. هرچه سطح تحصیلات و مهارت جمعیت متناسب با شرایط بازار کار افزایش یابد، می‌توان انتظار داشت که کشور با رشد قابلملاحظهای مواجه شود. کم‌توجهی به این فرصت طلایی جوانی جمعیت و عدم برنامه‌ریزی برای آموزش متناسب با بازار کار سبب هدر رفت این سرمایه بالقوه خواهد شد.
فرایند مهمی که همزمان و همراه با تغییرات ساختار سنی جمعیت در ایران رخ داده است، افزایش سواد و سطح تحصیلات برای گروه‌های مختلف سنی بهویژه جوانان و زنان بوده است. بالا رفتن تحصیلات به همراه ساختار جوان جمعیتی موجب گشوده شدن فرصت منحصربه‌فرد پنجره جمعیتی- تحصیلی شده است. فرصتی که عمر طولانی ندارد و در بستر مدیریت و برنامه‌ریزی درست می‌تواند رشد اقتصادی را به همراه داشته باشد.
با توجه به اهمیت بحث، عوامل موثر بر احتمال مشارکت افراد در ایران با استفاده از مدل لاجیت و روش داههای شبه‌تابلویی بررسی گردید. ساختار مقاله حاضر بدین صورت است که بعد از مقدمه و تبیین روند مشارکت اقتصادی در ایران و جهان، ادبیات نظری و تجربی ارائه شده است. سپس مدل و روش تحقیق ارائه گردیده و نتایج برآورد و آزمونهای مرتبط با آن آورده شده است. پایان بخش مقاله، جمع‌بندی و ارائه راهبرد سیاستی است.
مشارکت اقتصادی و تبیین روند آن در ایران و جهان
مشارکت اقتصادی متغیری است که با توسعۀ اقتصادی رابطه‌ای متقابل دارد و می‌تواند هم برای کشورهای توسعه‌یافته و هم کشورهای در حال توسعه حائز اهمیت باشد. مشارکت جهانی نیروی‌کار از سال 1990 به‌طور مداوم کاهش یافته است. طبق داده‌های بانک جهانی[3]، نرخ مشارکت جهانی کار در پایان 2019، 2/61 درصد بوده است، در حالی که این آمار، عدد 7/62 درصد را برای دهه قبل آن، نشان‌می‌دهد. طبق برآورد سازمان بینالمللی کار[4] (2022: 25) این نرخ در سال2021 به 59 درصد رسیده است.
در ایران نیز مشارکت نیروی‌کار در بازۀ 1390-1384 به حدود 40 درصد کاهش یافت. به‌عبارتی، از سال 1385 روند نزولی در نرخ مشارکت اقتصادی آغاز شد و تا سال 1393 نیز ادامه یافت. به بیان دیگر، نرخ مشارکت اقتصادی از 46 درصد در سال 1384 به حدود 40 درصد در سال 1393 رسید. از سال 1394 بار دیگر روند صعودی در این شاخص آغاز شد و در سال 1397 به 5/44 درصد رسید و در سال 1398 نیز همچنان بالای 44 درصد بود. این افزایش در نرخ مشارکت اقتصادی به دلیل تغییر سن اشتغال و برخی محاسبات مرکز آمار بوده است. طبق آخرین آمارهای اقتصادی این نرخ با اهمیت در حوزه کلان از 3/41 درصد، در سال 1399 کاهش یافته و در سال 1400به کانال 40 درصد وارد شده است (جدول 1). در این بازه، نرخ مشارکت اقتصادی زنان همواره کمتر از 17 درصد بوده و در سال 1393 به کمترین مقدار خود رسیده است. اما این نرخ نیز از سال 1394 صعودی شد و در سال 1395 به 9/14 درصد رسید (مرکز آمار ایران، 1396). نرخ مشارکت زنان در سال 1398 معادل 16 درصد و در سال 1400 حدود 17 درصد برآورد شده است.
جدول1- نرخ مشارکت اقتصادی جمعیت 15 ساله و بیشتر بر حسب مناطق شهری و روستایی 1399-1400 (درصد)
|
سال |
1384 |
1385 |
1386 |
1387 |
1388 |
1389 |
1390 |
1391 |
1392 |
|
کل |
3/46 |
4/45 |
4/44 |
0/42 |
9/42 |
1/42 |
5/40 |
0/41 |
1/41 |
|
شهری |
3/44 |
4/43 |
3/42 |
2/40 |
4/41 |
9/40 |
2/39 |
7/39 |
1/40 |
|
روستایی |
9/50 |
9/49 |
3/49 |
5/46 |
7/46 |
5/45 |
2/44 |
4/44 |
8/43 |
|
سال |
1393 |
1394 |
1395 |
1396 |
1397 |
1398* |
1399 |
1400 |
|
|
کل |
6/40 |
8/41 |
2/43 |
2/44 |
5/44 |
1/44 |
3/41 |
9/40 |
|
|
شهری |
7/39 |
8/40 |
4/42 |
2/43 |
6/43 |
0/43 |
4/40 |
3/40 |
|
|
روستایی |
2/43 |
4/44 |
7/45 |
4/47 |
5/47 |
3/47 |
2/44 |
2/43 |
|
ماخذ: مرکز آمار ایران، نتایج طرح آمارگیری نیروی کار از سال 1384 تا 1400
*براساس مصوبات مرکز آمار ایران، از سال 1398 نتایج طرح آمارگیری نیروی‌کار براساس پیش‌بینی جمعیتی 15 ساله و بیشتر منتشر شده است.
مبانی نظری مشارکت اقتصادی
تا دهه 1960 و قبل از ارائه نظریه تخصیص زمان بکر، عرضه نیروی‌کار صرفا با تصمیم در مورد کار و استراحت و با توجه به قید درآمد تعیین میشد. از اواسط دهه 1960در مطالعات مربوط به عرضه‌ی نیروی‌کار، ادبیات گسترده‌ای در زمینه‌ی تصمیم‌گیری فرد و خانوار وجود دارد. شروع این مطالعات را به بکر (1965) می‌توان منتسب دانست که در بخشی از مقاله‌ی تخصیص زمان (1965) به مسأله‌ی تصمیم‌گیری در درون خانوار می‌پردازد. براساس دیدگاه بکر، خانوار با بررسی میزان هزینه و درآمد مواجه است که تک‌تک اعضای خانواده در بازار کار مشارکت دارند. از یک سو مشارکت اعضا در بازار به درآمد مورد نیاز برای حفظ استاندارد زندگی منجر و از سوی دیگر این مشارکت، سبب اعمال هزینه برای خانوار خواهد شد. اعضای خانوار شاغل در بازار کار، زمان کمتری برای فعالیت‌های خانگی مانند: نظافت، خرید روزانه، نگه‌داری از کودکان، آشپزی و ... خواهند داشت. بخشی از این فعالیت‌های هزینه‌بر به فرد دیگری سپرده میشود. از این رو سهم هزینه یا درآمد ناشی از حضور اعضای خانوار، تعیین‌کننده‌ی مشارکت آنان در بازار کار میشود (روستایی‌شلمانی، 1391). امروز این نظریه نه تنها توسط اقتصاددانان، بلکه توسط جامعه‌شناسان خانواده، جمعیت‌شناسان و دیگرانی که رفتار اقتصادی خانواده را مطالعه می‌کنند، پذیرفته شده است.
مشارکت در بازار کار یک تصمیم فردی است که با توجه به تابع مطلوبیت فرد و محدودیتهای مالی و زمانی صورت می‌پذیرد. تا قبل از دهه 1960رفتار مصرفی افراد براساس کالاهای خریداری شده از بازار طراحی میشد. در واقع، همان‌گونه که فرد مقدار تقاضای از خود کالاها و خدمات را در چارچوب به حداکثر رساندن مطلوبیت ناشی از مصرف کالاها با توجه به قید بودجه و قیمتهای نسبی کالاها حداکثر می‌کند، برای مشارکت در بازار کار و عرضه نیروی‌کار خود، از منطق حداکثرسازی مطلوبیت ناشی از استراحت با توجه به منابع مالی و مدت زمانی که در اختیار دارد پیروی می‌کند. خانوارها تابع مطلوبیت مقید (1) را حداکثر می‌کنند که در آن:
ST:
Yi کالاهای خریداری شده در بازار و قیمت آنها است. I درآمد پولی، W درآمد ناشی از کار و V سایر درآمدها است. در این مدل برای وارد کردن زمان در تحلیل بین کار و استراحت یک دوگانگی در نظر گرفته میشد و استراحت، آشکارا هزینه فرصتی داشت که برابر با ارزش کالاها و خدمات چشمپوشی شده به خاطر کار نکردن بود. گَری بکر تلاش کرد رفتارهایی را که افراد در خانواده دارند، با تئوریها و روشهای اقتصادی مورد بررسی قرار دهد. او بر این عقیده است که موارد استفاده از زمان، بیش از دو مورد کار و فراغت است. واضح است که همانند دیدگاه سنتی، زمان را می‌توان در بازار نیروی‌کار صرف کرد. همچنین، می‌توان آن را در بسیاری دیگر از کارهایی که پرداختی بابت‌شان صورت نمی‌گیرد نیز صرف کرد (مثل کارهای منزل، تعمیر اتومبیل شخصی و ...). براساس نظر وی، دلیلی ندارد که فراغت به صورت متمایز در نظر گرفته شود. به‌عبارت دیگر، همواره «فراغت» با «مصرف» و «مصرف» با «فراغت» همراه میشود و لازم نیست میان مصرف و فراغت دوگانگی در نظر گرفته شود. لیکن باید میان فعالیت‌های مختلف مصرفی (فعالیتهایی که در آنها از ترکیبات مختلفی از کالاها و خدمات تولیدشده در بازار استفاده میشود) تمایز قائل شد (موسوی جهرمی و همکاران، 1397).
بکر با وارد کردن مساله تخصیص زمان، پایهای را برای مدل‌سازی دوبارهی تئوری مصرف‌کننده به وجود آورده است. در تئوری تخصیص زمان وی اینچنین فرض میشود که خانوارها زمان و کالاهای بازاری را برای تولید کالاهای مصرفی بیشتر که به‌طور مستقیم وارد تابع مطلوبیت‌شان میشود، ترکیب می‌کنند. برای مثال در تابع مطلوبیت افراد انواع غذاها وجود دارد که برای فراهم کردن آنها باید مواد اولیه آن از بازار خریداری شود. او این کالاها را نامیده که به صورت (3) نوشته میشود:
بنابراین براساس نظریه‌ی بکر این کالاها مستقیما از بازار خریداری نمیشوند بلکه خانوارها با ترکیب برداری از کالاهای بازاری و بردار زمان استفاده شده در تولید کالای ام آن را تولید می‌کند. در کالاهای سرمایه‌ای از قبیل یخچال و اتومبیل، به خدمات حاصل از کالاها اشاره می‌کند. عمومأ، مشتق جزئی نسبت به و مثبت است. در مدل بکر خانوار هم تولیدکننده است و هم مصرف‌کننده. خانوارها زمان و کالاهای بازاری را با تابع تولیدی برای تولید کالاهای اساسی ترکیب می‌کنند. آنها ترکیب بهینه از این کالاها را با روش حداکثرسازی تابع مطلوبیت (4) مقید به معادله (5) انتخاب می‌کنند:
یک تابع هزینه از و Z محدودیت منابع است. با توجه به اینکه تولید در بنگاه‌ها و مصرف در خانوارها صورت می‌گیرد، ادغام تولید و مصرف در تضاد با تمایل شدید اقتصاددانان به جدایی آن‌هاست. البته باید توجه کرد که در سال‌های اخیر اقتصاددانان به‌طور فزاینده خانوار را به‌عنوان یک کارخانه‌ی کوچک به رسمیت می‌شناسند. خانوار کالاهای سرمایه‌ای، مواد اولیه و کارگر را برای نظافت، آشپزی و سایر کارهای مفید دیگر ترکیب می‌کند. هدف یافتن اندازه و Z است.
در حقیقت مدل سنتی کار- استراحت توسط بکر با دو تغییر اساسی همراه بوده است: اولین مورد اینکه تصمیم در خانوار صورت می‌گیرد و بیشتر مردم عضوی از خانوار هستند و تصمیم در مورد نحوهی استفاده از زمان آنان بر روی تصمیم سایر اعضای خانوار قویا اثرگذار است. به‌عبارتی تصمیمات افراد با یکدیگر مرتبط است. به‌عنوان مثال تصمیم در مورد حضور یا عدم حضور در بازار کار به این که همسر فرد شاغل است یا خیر و یا این که درآمد او چه میزان است بستگی دارد. مورد دوم استفاده چندگانه از زمان بوده است. از نظر بکر خانوار یک واحدی تولیدی است که به تولید کالاهای مطلوب[5] می‌پردازد که با ترکیب کالاهای دیگر با صرف زمان به دست میآید. پس یک خانوار از محدودیت زمان خود به سه شکل استفاده می‌کند: 1) زمان را می‌تواند در بازار کار برای کسب درآمد جهت خرید کالاها و خدمات نیاز صرف کند، 2) زمان را می‌تواند برای تولید کالاهای خانگی اختصاص دهد، 3) زمان را صرف مصرف کالاها و خدمات بکند (زمان مصرف). از آنجا که محدودیت زمان وجود دارد فرد باید برای تخصیص بهینه زمان تصمیم بگیرد. به طور مثال اگر زوجین هر دو در بازار کار مشغول فعالیت باشند زمان کمتری به تولیدات خانگی اختصاص می‌دهند (McConnell et al., 1994).
از نظر بکر کالاها دو دسته هستند. یا کالاهای زمان‌بر[6] مانند تماشای یک فیلم از تلویزیون هستند و یا کالابر[7] مانند تهیه غذا که نیاز به مواد اولیه دارد. یکی از کاربردهای این دستهبندی این است که اگر دستمزد افزایش یاید ممکن است از کالاهای زمان‌بر به نفع کالاهای کالابر صرف نظر میشود تا زمان آزاد شده به کار در بازار تخصیص یابد. ویژگی دوم این تفکیک اینکه این دو نوع کالا جانشین هم هستند. به‌طور مثال، یک خانوار ممکن است غذایی را با موادی که در منزل با صرف زمان تهیه کرده آماده کند، یا این که این مواد را از بیرون خریداری کند و یا حتی غذا را آماده از رستوران تهیه کند. همه این تصمیمات به درآمد فرد، درآمد سایر افراد و ویژگی‌های فرد مانند ساختارسنی او بستگی دارد. در مدل انتخاب زمان بکر، هر خانوار باید بتواند به سوالات اساسی چه مقدار از کالاهای مصرفی را خودش تهیه کند و یا چه مقدار از بازار خریداری کند و چگونه اعضای خانوار زمان خود را به سه نوع تخصیص زمان (کار دربازار، کار در فعالیت خانگی و زمان مصرف) اختصاص دهند تصمیم‌گیری کند. نکته آخر به مزیت نسبی افراد خانوار برمیگردد. از آنجا که تصمیم در درون خانوار صورت می‌گیرد باید هزینه فرصت زمان خانوار به حداقل برسد (McConnell at al., 1994).
پیشینه پژوهش
اکثر مطالعات در داخل و خارج بر تعیینکنندههای مشارکت زنان متمرکز شده‌اند در حالی‌که که مقاله حاضر براساس داده‌های خرد جهت تبیین رفتار افراد (اعم از زن و مرد) متمرکز است. بنابراین در بررسی مطالعات پیشین، برخی از مطالعات داخل و خارج که صرفا بر مبنای داده‌های خرد جهت تبیین رفتار افراد صورت گرفته ارائه میشود.
فرجادی (۱۳۷8)، با استفاده از داده‌های هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی سال 1374 عوامل مؤثر بر نرخ مشارکت را بررسی کرده است. در این مطالعه، عمدهترین عوامل مؤثر بر مشارکت نیروی‌کار در ایران، عوامل اجتماعی مانند سن، جنس، تحصیلات و تأهل در کنار عوامل اقتصادی مانند درآمد سایر اعضای خانوار یا درآمدهای غیرکاری معرفی‌شده است. او نتیجه می‌گیرد که افراد تا سن خاصی با افزایش سن، تمایل بیشتری به حضور در بازار کار دارند و از این سن به بعد از تمایل آنها کاسته میشود؛ تأهل باعث افزایش نرخ مشارکت مردان و کاهش نرخ مشارکت زنان میشود. درآمدهای غیرکاری و درآمدهای سایر اعضای خانوار باعث کاهش احتمال حضور زنان و مردان در بازار کار خواهد شد و متغیرهای جمعیتی، اثر قاطعی بر احتمال حضور در بازار کار ندارند. نرخ مشارکت مردان، هم در شهر و هم در روستاها به دلیل افزایش اشتغال به تحصیل، کاهش تأهل و کاهش بعد خانوار رو به کاهش است ولی در میان زنان به دلیل افزایش تحصیلات دانشگاهی و کاهش بعد خانوار افزایش می‌یابد.
مشیری و همکاران (1394) با استفاده از داده‌های بودجه خانوار طی دوره‌ی 1386-1380 به بررسی اثر متغیرهای اقتصادی و اجتماعی بر مشارکت زنان و مردان پرداختند. نتیجه تحقیق نشان‌دهنده نرخ مشارکت بالاتر در سنین میانی است و افراد متأهل بیشتر از افراد مجرد و مجرد قبلاً ازدواج‌کرده در بازار کار مشارکت دارند. افزایش مدرک تحصیلی، احتمال مشارکت را به‌خصوص در زنان افزایش می‌دهد و درآمد سایر اعضای خانواده احتمال مشارکت در بازار کار را کاهش می‌دهد.
رستمعلی‌زاده و حسینی (1399)، در پژوهشی به بررسی عوامل مؤثر بر مشارکت اقتصادی و اجتماعی جوانان روستایی 30-15 ساله در استان آذربایجان شرقی با حجم نمونه 769 نفر پرداخت. دلیل انتخاب دو شهرستان این بوده است که طی دوره 1385-1375 هشترود مهاجرفرستترین و شهرستان اسکو دارای کمترین میزان مهاجرت در سطح استان بوده‌اند. طبق این مطالعه، متغیرهایی نظیر افزایش تحصیلات و درآمد، وضعیت شغلی متزلزل (عدم اشتغال) و وضعیت تجرد باعث کاهش میزان مشارکت اقتصادی در روستا میشود و با بالارفتن سن جوانان میزان مشارکت افزایش می‌یابد. یافته‌های تحلیلی نشان داد هر چقدر سطح کیفیت زندگی، رضایت از زندگی و وابستگی به محل زندگی بالا باشد، میزان مشارکت اجتماعی و اقتصادی افزایش یافته است. همچنین نتایج رگرسیون چندمتغیره نشان می‌دهد که متغیرهای کیفیت زندگی و وابستگی مکانی اثر مثبت بر مشارکت اقتصادی داشته و بهبود کیفیت زندگی و رضایت از زندگی میزان مشارکت اجتماعی و اقتصادی را افزایش می‌دهد.
ماجیدو (2010) در مطالعه‌ای عوامل اقتصادی-اجتماعی تأثیرگذار بر مشارکت نیروی‌کار را برای افراد فعال بین 65-15 سال در اوگاندا تخمین زد. برآورد داده‌های سال‌های 2008 و 2009 نشان داد که زنان مجرد تمایل بیشتری به فعالیت‌های بخش رسمی نسبت به بخش غیررسمی دارند و تحصیلات پایین و سن از عوامل مؤثر اشتغال در بخش غیررسمی است و سیاست‌های سمت عرضه جهت کاهش موانع برای ورود زنان به بخش رسمی ضروری است. همچنین احتمال مشارکت مردان و زنان ساکن شهر بیشتر از مناطق روستایی است.
آپراگیس و آریسوی[8] (2017) رابطه بین بیکاری و مشارکت نیروی‌کار را در بازه زمانی 2014-1976 در ایالات‌متحده بررسی کردند. نتایج آزمون علیت بر مبنای داده‌های تابلویی نشان‌دهنده اثر منفی بیکاری بر مشارکت نیروی‌کار است. آنها پویایی مشارکت نیروی‌کار را تابعی از عوامل ساختاری مانند ساختارهای جمعیتی، فرصت‌های آموزشی و شرایط بازنشستگی در نظر گرفتند و اجرای همزمان سیاست‌های سمت عرضه و تقاضا را به‌منظور کاهش بیکاری و افزایش فرصت‌های اشتغال لازم دانستند.
یوسناندر و همکاران[9] (2020) عوامل تعیین‌کننده مشارکت نیروی‌کار و تأثیر آن بر استاندارد زندگی جوانان اندونزی را با استفاده از داده‌های خرد سال 2018 بررسی کردند. اثر متغیرهایی نظیر تحصیلات، وضعیت تأهل، وضعیت باروری و سلامتی روی مشارکت مردان و زنان در گروه سنی مختلف رابطه‌ی U شکلی را نشان داد. نتایج پژوهش حاکی از اهمیت وضعیت تأهل برای مشارکت مردان و وضعیت تحصیلات برای مشارکت زنان است؛ هرچند اثر تحصیلات در مناطق فقیر کمتر است. همچنین پیشرفت تحصیلی در مقاطع متوسطه و عالی علاوه بر آموزش و تجربه، منجر به آشنایی با سطح زندگی استاندارد و معمول میشود.
آبراهام و همکاران[10] (2021)، به بررسی اثر متفاوت شوک ناشی از همه‌گیری کرونا بر نتایج بازار کار زنان و مردان در کشور هند پرداختند که در طی آن با استفاده از روش داده‌های تابلویی، دریافتند که احتمال از دست دادن کار در طول قرنطینه در زنان، ۷ برابر بیشتر و احتمال بازگشت به کار قبلی در زنان، ۱۱ برابر کمتر از مردان است. نتایج رگرسیون لاجیت، نشان می‌دهد که نیروهای کار جوان و همچنین روزمزدها، صرف نظر از جنسیت‌شان، در طی این دوران، بیشتر با مشکل از دست دادن شغل مواجه شدند. برخلاف زنان با آموزش عالی که در مواجهه با چالش از دست دادن شغل در دوران پاندمی، آسیب‌پذیر بودند، مردانِ با سطح آموزش بالاتر، شانس کمتری برای از دست دادن شغل داشتند. تاثیر تأهل در احتمال بازگشت به کار مردان مستقیم و در زنان معکوس بود. تحقیقات نشان داد برخلاف مردان که دین بر احتمال بازگشت به کارشان بی‌تاثیر است، زنان مسلمان، پس از ازدست دادن کارشان، با احتمال کمی به کار بازمی‌گردند. این تحقیقات نشان داد که در بین افرادی که به کار بازگشتند، مردان عموماً به کارهای روزمزد یا خود اشتغالی در زمینه‌های کشاورزی و تجارت و ساخت و ساز روی آوردند درحالیکه، زنان به تغییر ماهیت و شکل کارشان، مایل نبودند.
در یک جمع‌بندی از مطالعات می‌توان اظهار نمود که در بررسی عوامل مؤثر بر مشارکت اقتصادی، سهم تعیین‌کننده متغیرهایی چون سن، جنس، وضعیت تأهل، سطح تحصیلات و غیره را بر احتمال مشارکت افراد در بازار کار تخمین زدهاند. اکثر این مطالعات بر تعیینکنندههای مشارکت زنان متمرکز شده‌اند در حالی‌که که مقاله حاضر براساس داده‌های خرد، جهت تبیین رفتار افراد (اعم از زن و مرد) متمرکز است. دیگر تمایز مهم این مطالعه، استفاده از داده‌های خرد در یک سال و پشته‌سازی آن در سطح استانها و ایجاد یک پانل ساختگی (Pseudo Panel) است تا بدین ترتیب ناهمگنیهای مشاهده نشده استانها در نظر گرفته شود و این همان ویژگی کلیدی استفاده از داده‌های تابلویی است. زیرا برآورد مقطعی داده‌های خرد، ویژگی ناهمگنیهای مشاهده نشده بین مقاطع (استانها) را لحاظ نمیکند.
روش و داده‌ها
الف)- تصریح مدل: در این مطالعه، ارائه یک مدل برای بررسی عوامل مؤثر بر مشارکت اقتصادی مردان و زنان ضرورت دارد؛ زیرا توسط آن می‌توان اثرگذاری عواملی چون سن، جنس، وضعیت تأهل، سطح تحصیلات، نحوه مالکیت بر محل سکونت و غیره را بر احتمال مشارکت افراد در بازار کار تخمین زد. در مدل‌های معمول اقتصادسنجی متغیر وابسته کمّی است، اما متغیرهای مستقل می‌توانند کمّی، کیفی و یا ترکیبی از هر دو باشند. گاهاً در مطالعات اقتصادی با مدل‌هایی روبرو می‌شویم که متغیر وابستة آنها کیفی است؛ در زمینة مشارکت اقتصادی، متغیر وابسته متغیری دو حالتی میباشد که بر مشارکت اقتصادی یا عدم مشارکت اقتصادی فرد دلالت دارد. با توجه به اینکه داده‌های مربوط به متغیر وابسته تنها دو مقدار صفر و یک (مشارکت=1 و عدم مشارکت=0) را به خود اختصاص می‌دهد دیگر نمی‌توان از مدل برآورد معمول مانند حداقل مربعات معمولی استفاده کرد. همانند بسیاری از پژوهش‌ها که از مدل پروبیت یا لاجیت استفاده کرده‌اند، در اینجا نیز مدل انتخاب دوتایی به کار گرفته میشود (ابراهیم‌پور، 1390). علاوه بر این، از روش داده‌های شبه تابلویی در پشته‌سازی داده‌ها و در برآورد استفاده شده است.
جهت استفاده از روش داده‌های شبه تابلویی، ابتدا خانوارها به صورت جغرافیایی و در سطح استانها خوشه‌بندی شدند. شباهت‌های مهمی میان تکنیک‌های اقتصادسنجی مورد استفاده در روش شبه تابلویی و روش داده‌های تابلویی متعارف وجود دارد. در داده‌های تابلویی، معمولا مقاطع انفرادی با دوره زمانی همراه هستند. در حالی‌که در این پژوهش، استان‌های ایران نقش مقاطع و افراد (شاغل و بیکار و سایر) در هر استان، نقش تکرار سری زمانی را ایفا می‌کنند. به‌عبارتی، در این تحقیق هر استان یک خوشه در نظر گرفته میشود (سیدمهدوی چابک، 1393). ساختار خطا امکان مشاهدة اثرات ثابت یا تصادفی برای هر فرد یا مقطع را فراهم می‌نماید (Ghazouani & Goaied, 2001).
در بررسی مدل‌ها و متغیرهای مورد استفاده در رابطه با مشارکت اقتصادی مردان و زنان، عوامل اقتصادی اجتماعی و جمعیتی را می‌توان شناسایی کرد که شانس مشارکت یا عدم مشارکت را تحت تاثیر قرار می‌دهند. در واقع جهت شناسایی وضعیت فعالیت مردان و زنان، از یک مدل احتمال استفاده میشود که شانس اشتغال افراد را به برخی مشخصه‌های اجتماعی-اقتصادی فرد مانند سن، وضعیت سواد، وضعیت تأهل، محل اقامت و غیره مرتبط می‌سازد. با توجه به اصول اساسی مدل‌های انتخاب دوتایی و اینکه متغیر وابسته، یک متغیر کیفی دوحالتی است که مشارکت یا عدم مشارکت افراد را نشان می‌دهد می‌توان از مدل پروبیت یا لاجیت استفاده نمود (Verbeek, 2008).
برای یک فرد h در خوشۀ c فرض میشود:
= ++ c=1, 2, … , C ; h=1, 2, …, (6)
متغیر مشاهده‌شدۀ پنهانی[11]، بردار ویژگی‌های فرد (عوامل تاثیر گذار)، بردار پارامترها و جزء خطاست. جزء نیز نشان‌دهندۀ اثرات ثابت یا تصادفی هر خوشه و تعداد افراد در خوشۀ C است. به این ترتیب، متغیر دو حالتۀ فعال اقتصادی (شاغل و بیکار) و غیرفعال به‌صورت (7) تعریف میشود (Ghazouani & Goaied, 2001):
= (7)
احتمال این که یک فرد، مشارکت اقتصادی داشته باشد در رابطۀ (8) نشان داده شده است:
P (=1) = p () = F (+) (8)
F (+) تابع تجمعی اجزاء خطا () است. مانند مدل‌های متعارف انتخاب گسسته[12]، چنانچه جزء خطا، توزیع نرمال یا لجستیکی داشته باشد، به ترتیب از مدل پروبیت یا لاجیت داده‌های تابلویی استفاده میشود (Ghazouani & Goaied, 2001).
با توجه به نکتۀ اخیر، می‌توان دو نوع تصریح را در نظر گرفت: مدل اثرات ثابت یا مدل اثرات تصادفی. در سطح عملی، در مدل‌های غیرخطی، تصریح با اثرات ثابت با دو کمبود همراه است. اول اینکه اثر متغیرهای ثابت[13] در خوشه (مانند منطقه، ماه پیمایش و ...) قابل شناسایی نیست. دومین مورد، امکان از دست رفتن اطلاعات در برآورد بردار پارامترها است که می‌تواند نتیجۀ ثابت ماندن مقدار ، صفر یا یک، در یک خوشۀ مشخص باشد. بنابراین، باید با به‌عنوان متغیر تصادفی برخورد شود. به‌عبارت دیگر، درتوابع غیرخطی با داده‌های تابلویی، روش برآورد اثرات تصادفی کاراتر از اثرات ثابت است (Ghazouani & Goaied, 2001).
باتوجه به رابطۀ (8)، جزء خطا برابر با خواهد بود. فرض‌می‌شود که جزء تصریح تصادفی است و از بردار متغیرهای توضیحی (X) و اجزاء پسماند () مستقل و دارای توزیع نرمال است (). در صورتی که تابع توزیع نرمال داشته باشد از مدل پروبیت و اگر تابع توزیع لجستیک داشته باشد از مدل لاجیت استفاده میشود (Ghazouani & Goaied, 2001)؛ اما همان‌گونه که وربیک (2008) نیز بیان نموده است، برآوردهای مدل لاجیت و پروبیت بسیار به هم نزدیک و در برخی مواقع با هم برابر است. در اینجا برای ساده‌سازی بحث، تصریح پروبیت مورد توجه قرار گرفته است. از این‌رو، احتمال اینکه یک فرد مشارکت اقتصادی داشته باشد، به شکل رابطه (9) بیان میشود:
(9)
تابع تجمعی توزیع نرمال استاندارد و ضریب همبستگی بین جملات پسماند دو فرد از یک خوشه است که در آن میباشد. زمانی که باشد، یک پروبیت ساده یا عدم وجود اثر تصریح انفرادی برای خوشه‌ها را خواهیم‌داشت. روش برآورد در توابع لاجیت و یا پروبیت با داده‌های تابلویی، به‌دلیل غیرخطی بودن این توابع، روش حداکثر درستنمایی میباشد. در این روش برآورد، آزمون نسبت درستنمایی، نشان‌دهندۀ مقایسۀ میان دو نوع تصریح با اثرات تصادفی و حالت ساده است. آمارۀ این آزمون در رابطۀ (10) آمده است:
(10)
نشان دهندۀ نسبت درستنمایی مدل اثرات تصادفی و نشان دهندۀ نسبت درستنمایی مدل مقید (مدل ساده لاجیت یا پروبیت) است. پذیرفته نشدن فرضیۀ ، که بیانگر محدودیت است، به مفهوم پذیرش مدل اثرات تصادفی است (قزوانی و گواید، 2001). در آزمون دیگر تصریح، فرضیۀ ، بیانگر صفر بودن همۀ پارامترها به‌جز عرض از مبدا است. آمارۀ این آزمون که والد[14] نام دارد، به شکل رابطۀ 11 است:
(11)
ماتریس واریانس-کوواریانس از بردار برآورد شدۀ حاصل میشود. رد فرضیۀ به مفهوم معنی‌داری کل رگرسیون است (Ghazouani & Goaied, 2001).
ب)- الگوی تحقیق: در این پژوهش، احتمال مشارکت به‌عنوان متغیر وابسته و سایر متغیرهایی که معرفی می‌گردند، متغیر مستقل در نظر گرفته شده‌اند. الگوی مورد استفاده در این پژوهش براساس جمع‌بندی مطالعات گذشته مانند فرجادی (1378)، مشیری و همکاران (1394)، ماجیدو (2010) و یوسناندر و همکاران (2020) به‌صورت رابطه (12) در نظر گرفته شد. متغیرهای مورد استفاده در این مطالعه در بسیاری از مطالعات انجام گرفته در زمینه موضوع مورد بررسی، استفاده شده و در اکثر موارد هم روش برآورد، لاجیت یا پروبیت بوده است. تفاوت این مطالعه با سایر مطالعات، ایجاد یک شبه پانل (Pseudo Panel) برحسب مقاطع استانی و استفاده از روش پانل لاجیت بوده است. با ایجاد این پانل، ناهمگنیهای مشاهده نشده بین استانی در نظر گرفته میشود.
(12)
که در آن:
Participation (وضع مشارکت اقتصادی)؛ متغیر وابسته و مجازی دوحالتی است. در صورتی فرد شاغل یا بیکار باشد یک و در غیر اینصورت صفر منظور شد.
age (سن فرد مورد بررسی) و age2 متغیر کنترلی مجذور سن است. انتظار بر این است که رابطه سن و مشارکت به شکل U وارونه باشد. یعنی تمایل افراد در سنین میانی برای ورود به بازار کار بیش از سنین اولیه کاری و پایانی آن باشد.
sex (جنسیت)؛ متغیر مجازی است که برای مرد یک و زن صفر در نظر گرفته شد. انتظار بر این است مرد بودن نسبت به زن بودن احتمال مشارکت را افزایش دهد.
stud (در حال تحصیل بودن)؛ متغیر مجازی دوحالتی است که یک برای در حال تحصیل بودن و در غیر اینصورت صفر در نظر گرفته شد.
breadwin (نان‌آور خانوار)؛ یک متغیر مجازی است. درصورتی که فرد مورد بررسی سرپرست خانوار باشد عدد یک و در غیر اینصورت صفر منظور گردید.
edulevel (سطح آموزش)؛ شامل بیسواد (0)، ابتدایی (1)، متوسطه اول یا سیکل (2)، متوسطه دوم، پیش دانشگاهی و دیپلم (3)، کاردانی (4)، کارشناسی، کارشناسی‌ارشد و دکتری (5) که به صورت کد مرتب در نظر گرفته شدند.
در ارتباط با وضعیت تأهل متغیرهای مجازی به صورت زیر تعریف شدند:
divorce (افراد بی‌همسر بر اثر طلاق / مطلقه)؛ یک متغیر مجازی است که در صورت مطلقه بودن عدد یک و در غیر اینصورت صفر منظور شد.
Widow (افراد بی‌همسر بر اثر فوت)؛ متغیر مجازی که در صورت بیوه بودن یک و در غیر اینصورت صفر منظور گردید.
nmarried (افرادی که هرگز ازدواج نکرده‌اند)؛ متغیر مجازی که در صورت تجرد عدد یک و در غیر اینصورت صفر میباشد. بنابراین متغیر پایه افراد متأهل هستند که سایر وضعیت با آن مقایسه میشوند.
سطح زیربنای محل سکونت (infrastructure) به‌عنوان شاخصی برای وضعیت مالی به کار گرفته شده است. بدین منظور محل مسکونی افراد به 5 گروه دستهبندی گردید که گروه پایه فضای مسکونی بیش از 120 متر است. هرچه افراد در واحدهای مسکونی با سطح زیربنای کوچکتر زندگی کنند که نشان از زندگی در دهکهای پایینتر درآمدی است، انتظار می‌رود جهت بهبود وضعیت زندگی خود تمایل به مشارکت بالاتری نسبت به گروه پردرآمد (ساکنان واحدهای مسکونی با سطح زیربنای بالاتر از 120 متر) داشته باشند.
Ifra1: متغیر مجازی درصورتی که سطح زیربنای واحد مسکونی کمتر از 50 متر باشد عدد یک و در غیر اینصورت صفر منظور گردید.
Ifra2: متغیر مجازی درصورتی که سطح زیربنای واحد مسکونی بین 51 تا 75 متر باشد عدد یک و در غیر اینصورت صفر درنظر گرفته شد.
Ifra3: متغیر مجازی درصورتی که سطح زیربنای واحد مسکونی بین 76 تا 100 مترمربع باشد عدد یک و در غیر اینصورت صفر منظور گردید.
Ifra4: متغیر مجازی درصورتی که سطح زیربنای واحد مسکونی بین 101 تا 120 متر باشد عدد یک و در غیر اینصورت صفر درنظر گرفته شد.
size: بعد خانوار که انتظار براین است اثر مثبت بر احتمال مشارکت داشته باشد.
یافته‌ها
1- سازماندهی و توصیف داده‌ها
در این بخش از پژوهش، برخی ویژگی‌های موثر بر مشارکت مردان و زنان کشور (شهرها و روستاها) مانند گروه سنی و سطح سواد برحسب جنسیت با محاسبات مبتنی بر ریزدادههای طرح هزینه-درآمد خانوار در سال 1395 که توسط مرکز آمار ایران جمع‌آوری شده است، ارائه میشود.
1-1. وضعیت فعالیت مردان و زنان
براساس آمار موجود (تعداد 57803 مشاهده از زنان و 57065 مشاهده از مردان) از وضعیت فعالیت زنان و مردان، آنها را به چهار گروه تقسیم می‌کنند. 33/9 درصد از زنان کل کشور شاغل، 58/3 درصد بیکار و 68/16 درصد آنها محصل هستند.
جدول1. توزیع درصد مردان و زنان 15 سال و بیشتر برحسب وضع فعالیت آنان در سال 1395
|
سایر |
محصل |
بیکار |
شاغل |
وضع فعالیت |
||||
|
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
استان |
|
8/17 |
4/79 |
0/16 |
6/14 |
8/8 |
8/0 |
6/57 |
1/5 |
اردبیل |
|
3/19 |
7/71 |
3/12 |
8/12 |
2/8 |
6/3 |
2/60 |
0/12 |
اصفهان |
|
0/14 |
8/68 |
7/17 |
3/15 |
2/6 |
3/4 |
2/62 |
7/11 |
البرز |
|
1/12 |
9/61 |
8/15 |
5/15 |
8/6 |
6/1 |
3/65 |
1/21 |
ایلام |
|
3/11 |
4/77 |
1/20 |
4/16 |
1/11 |
2/1 |
5/57 |
0/5 |
آذربایجان شرقی |
|
4/12 |
9/67 |
5/16 |
1/12 |
3/8 |
3/2 |
8/62 |
7/17 |
آذربایجان غربی |
|
8/14 |
1/73 |
3/20 |
4/18 |
9/9 |
9/3 |
1/55 |
6/4 |
بوشهر |
|
6/17 |
5/72 |
5/17 |
6/16 |
2/10 |
9/3 |
7/54 |
9/6 |
تهران |
|
1/16 |
3/70 |
6/20 |
5/20 |
5/13 |
9/5 |
8/49 |
3/3 |
چهارمحال و... |
|
3/13 |
3/69 |
6/20 |
8/16 |
3/6 |
7/1 |
8/59 |
2/12 |
خراسان جنوبی |
|
5/19 |
4/71 |
5/15 |
5/16 |
4/9 |
7/1 |
7/55 |
3/10 |
خراسان رضوی |
|
5/13 |
5/72 |
1/26 |
4/21 |
7/20 |
8/1 |
8/39 |
4/4 |
خراسان شمالی |
|
8/9 |
5/72 |
7/15 |
7/13 |
8/8 |
8/2 |
7/65 |
0/11 |
خوزستان |
|
6/16 |
5/71 |
5/15 |
3/14 |
4/13 |
0/2 |
6/54 |
2/12 |
زنجان |
|
4/13 |
6/67 |
4/18 |
0/20 |
1/12 |
9/4 |
2/56 |
4/7 |
سمنان |
|
3/11 |
4/74 |
1/20 |
1/16 |
7/12 |
0/2 |
9/55 |
6/7 |
سیستان و.... |
|
2/15 |
4/62 |
5/19 |
3/16 |
6/13 |
3/9 |
8/51 |
1/12 |
فارس |
|
0/11 |
6/61 |
4/20 |
0/18 |
7/20 |
3/17 |
9/47 |
2/3 |
قزوین |
|
0/14 |
8/66 |
2/22 |
5/19 |
6/12 |
0/9 |
3/51 |
7/4 |
قم |
|
4/13 |
0/64 |
3/15 |
1/15 |
2/5 |
9/2 |
1/66 |
0/18 |
کردستان |
|
5/18 |
9/72 |
2/18 |
1/18 |
6/5 |
7/3 |
7/57 |
3/5 |
کرمان |
|
7/11 |
1/65 |
5/20 |
7/17 |
2/4 |
2/2 |
6/63 |
1/15 |
کهگیلویه و ... |
|
5/13 |
9/72 |
7/22 |
5/20 |
4/12 |
9/1 |
4/51 |
7/4 |
کرمانشاه |
|
3/16 |
9/72 |
3/18 |
1/17 |
5/9 |
9/2 |
9/55 |
1/7 |
گلستان |
|
2/12 |
3/66 |
9/14 |
8/14 |
4/10 |
9/2 |
5/62 |
1/16 |
گیلان |
|
8/17 |
1/75 |
0/18 |
7/17 |
7/6 |
5/1 |
5/57 |
6/5 |
لرستان |
|
6/17 |
2/74 |
9/14 |
0/15 |
1/6 |
5/1 |
4/61 |
4/9 |
مازندران |
|
8/17 |
9/69 |
1/17 |
8/15 |
5/5 |
3/3 |
7/59 |
0/11 |
مرکزی |
|
4/11 |
9/65 |
7/20 |
0/17 |
4/6 |
8/3 |
6/61 |
3/13 |
هرمزگان |
|
8/22 |
4/73 |
0/19 |
9/13 |
2/4 |
7/2 |
0/54 |
1/10 |
همدان |
|
0/23 |
6/74 |
1/16 |
9/15 |
1/7 |
1/3 |
8/53 |
4/6 |
یزد |
منبع: محاسبات پژوهش براساس نتایج طرح هزینه و درآمد خانوار (مرکز آمار ایران، 1395)
بیشترین فراوانی زنان در گروه سایرین با سهم 4/70 درصد است که از افراد غیرفعال، شامل زنان خانه‌دار (8/59 درصد)، زنان دارای درآمد بدون کار (8/8) و سایر (8/1 درصد) تشکیل میشود. همچنین 63/56 درصد از مردان کل کشور شاغل، 83/9 درصد بیکار و 53/18 درصد محصل هستند. سهم سایر مردان کشور 15 درصد میباشد که شامل مردان خانه‌دار (02/0 درصد)، مردان دارای درآمد بدون کار (12 درصد) و سایرین (7/2 درصد) میشود. بیشترین سهم از زنان شاغل، بیکار و محصل در هر استان به ترتیب به استان‌های ایلام، قزوین و خراسان شمالی و بیشترین سهم از مردان شاغل، بیکار و محصل در هر استان به ترتیب به استان‌های کردستان، قزوین و خراسان شمالی اختصاص دارد.
2-1- گروه سنی زنان و مردان شاغل
با استفاده از نتایج طرح هزینه و درآمد خانوار در سال 1395، شاغلان مرد و زن در بازه‌های سنی 10 ساله به گروه‌های مختلف تقسیم شده‌اند (جدول 2). بر این اساس 1/26 درصد از زنان در گروه سنی34-25 سال، 98/29 درصد در گروه سنی44-35 ساله، 20درصد در گروه سنی 54-45 و 8/10 درصد در گروه سنی 64-55 قرار می‌گیرند. همچنین 1/27 درصد از مردان در گروه سنی 34-25، 38/26 درصد در گروه سنی 44-35 سال، 18درصد در گروه سنی 54-45 سال و 9/10 درصد در گروه سنی 64-55 قرار می‌گیرند. بیشترین فراوانی مربوط به زنان و مردان در بازه گروه سنی 35-44 میباشد. در این گروه سنی بالاترین سهم اشتغال زنان و مردان به ترتیب مربوط به استان قم و خراسان شمالی میباشد و در گروه سنی 54-45 سال بیشترین سهم اشتغال زنان و مردان مربوط به استان خوزستان و اصفهان است. بیشترین سهم از جمعیت مردان شاغل کشور به بازه‌ی سنی 34-25 با 10/27 درصد و بیشترین سهم از زنان شاغل کشور به بازه‌ی سنی 44-35 با 99/29 درصد مربوط میشود.
جدول 2. درصد زنان و مردان شاغل از کل نیروی‌کار و درصد مردان از کل مردان و زنان از کل زنان در هریک از استان‌های منتخب و ایران بر حسب گروه سنی
|
65 سال و بیشتر |
55-64 سال |
45-54 سال |
35-44 سال |
25-34 سال |
15-24 سال |
مرد و زن از کل هر استان |
گروه سنی
استان |
|||||||
|
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
|
|
0/3 |
5/11 |
6/10 |
4/14 |
1/22 |
3/21 |
6/27 |
8/23 |
1/27 |
4/21 |
5/9 |
6/7 |
7/17 |
3/82 |
اصفهان |
|
6/1 |
2/7 |
8/9 |
2/13 |
5/23 |
0/22 |
7/37 |
1/25 |
7/25 |
4/26 |
6/1 |
9/5 |
4/15 |
6/84 |
البرز |
|
9/1 |
1/5 |
2/5 |
7/9 |
2/18 |
7/19 |
9/29 |
4/28 |
7/35 |
5/27 |
1/9 |
6/9 |
4/11 |
6/88 |
تهران |
|
7/4 |
0/5 |
3/6 |
3/12 |
2/17 |
0/19 |
6/40 |
0/31 |
1/28 |
7/27 |
1/3 |
0/5 |
6/6 |
4/93 |
چهارمحال و... |
|
0/2 |
1/3 |
0/5 |
0/7 |
8/17 |
6/14 |
6/35 |
8/29 |
7/25 |
1/34 |
9/13 |
1/11 |
0/10 |
0/90 |
خراسان شمالی |
|
7/2 |
9/4 |
2/10 |
1/12 |
3/29 |
8/18 |
9/27 |
3/23 |
8/23 |
2/26 |
6/1 |
8/11 |
2/14 |
8/85 |
خوزستان |
|
7/3 |
1/5 |
1/11 |
6/9 |
8/14 |
9/15 |
1/36 |
7/25 |
4/32 |
6/32 |
9/1 |
1/11 |
1/11 |
9/88 |
سمنان |
|
8/8 |
7/7 |
3/5 |
8/12 |
3/19 |
4/19 |
9/43 |
7/31 |
1/21 |
8/23 |
8/1 |
5/4 |
7/5 |
3/94 |
قزوین |
|
0/0 |
1/3 |
3/2 |
8/8 |
0/14 |
6/17 |
2/30 |
4/29 |
3/45 |
4/29 |
1/8 |
6/11 |
2/8 |
8/91 |
قم |
|
0/1 |
7/2 |
5/3 |
8/8 |
6/16 |
5/21 |
6/24 |
6/28 |
2/41 |
1/29 |
1/13 |
3/9 |
6/10 |
4/89 |
گلستان |
|
33/5 |
67/6 |
9/10 |
0/11 |
0/20 |
7/18 |
0/30 |
4/26 |
1/26 |
1/27 |
47/7 |
0/10 |
2/14 |
9/85 |
ایران |
منبع: محاسبات پژوهش براساس نتایج طرح هزینه و درآمد خانوار (مرکز آمار ایران، 1395)
* سهم‌ها با توجه به جمعیت 10 ساله و بیشتر محاسبه شده است.
جهت مقایسۀ وضعیت فعالیت مردان و زنان و کل جمعیت در سن کار، نرخ مشارکت آنها بر حسب گروه سنی نمودارهای 1 و 2 ارائه شده است. براساس نمودارهای فوق، بین سن و مشارکت مردان و زنان رابطه‌ی U وارون وجود دارد. به‌عبارتی با افزایش سن، احتمال مشارکت مردان و زنان در ابتدا افزایش و سپس کاهشی میشود. اوج این افزایش در سنین 25 تا 44 اتفاق میافتد.
نمودار 1. رابطۀ سن و مشارکت اقتصادی مردان در ایران در سال 1395 (درصد)
نمودار 2. رابطۀ سن و مشارکت اقتصادی زنان در ایران در سال 1395 (درصد)
منبع نمودارهای 1و 2: محاسبات پژوهش براساس نتایج طرح هزینه و درآمد خانوار مرکز آمار ایران
*. نرخ مشارکت در گروه سنی محاسبه شده است.
3-1- وضعیت تاهل زنان و مردان شاغل و بیکار
وضعیت تاهل افراد شاغل و بیکار در جدول 3 ارائه شده است. محاسبات مندرج در جدول 4 نشان می‌دهد از کل افراد شاغل و بیکار، استان‌های آذربایجان شرقی و اردبیل، درصد مردان بیش از سایر استانهاست در حالی‌که زنان شاغل و بیکار در استان‌های کردستان و آذربایجان غربی بیش از سایر استانهاست. 9/82 درصد از مردان استان همدان و 78درصد از مردان شاغل و بیکار در استان‌های البرز و هرمزگان متأهل‌اند درحالیکه بیشترین درصد زنان متأهل مربوط به استان ایلام است.
جدول3. وضعیت تأهل مردان و زنان شاغل و بیکار برحسب استان (درصد)
|
هرگز ازدواج نکرده |
بی‌همسر بر اثر طلاق |
بی‌همسر بر اثر فوت |
متأهل |
کل |
وضعیت استان |
|||||
|
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
|
|
28/9 |
27/7 |
4/1 |
0/91 |
10/7 |
0/83 |
56/2 |
70/6 |
8/4 |
6/91 |
اردبیل |
|
37/1 |
24/5 |
4/3 |
2/0 |
7/3 |
1/2 |
51/4 |
72/3 |
19/8 |
80/2 |
اصفهان |
|
29/0 |
19/6 |
4/6 |
1/82 |
7/6 |
0/54 |
57/0 |
78/0 |
18/6 |
81/4 |
البرز |
|
20/8 |
21/7 |
2/7 |
0/69 |
4/3 |
0/23 |
72/2 |
77/5 |
25/3 |
74/7 |
ایلام |
|
36/2 |
3/23 |
1/7 |
0/53 |
6/9 |
0/68 |
2/55 |
5/75 |
1/8 |
91/9 |
آذربایجان شرقی |
|
30/1 |
3/30 |
2/0 |
1/5 |
7/5 |
0/52 |
60/5 |
67/7 |
23/0 |
77/0 |
آذربایجان غربی |
|
0/58 |
31/8 |
0/97 |
0/67 |
9/3 |
0/31 |
37/2 |
67/2 |
11/2 |
88/8 |
بوشهر |
|
47/6 |
28/1 |
2/9 |
1/13 |
4/07 |
0/21 |
45/5 |
70/6 |
14/8 |
85/2 |
تهران |
|
61/5 |
29/3 |
2/8 |
0/86 |
5/0 |
0/43 |
30/7 |
6/69 |
13/4 |
86/6 |
چهارمحال و .... |
|
16/9 |
21/0 |
6/9 |
0/73 |
7/5 |
0/46 |
8/68 |
77/8 |
17/5 |
5/82 |
خراسان جنوبی |
|
28/7 |
6/27 |
3/5 |
0/93 |
4/8 |
0/17 |
63/0 |
71/3 |
16/2 |
8/83 |
خراسان رضوی |
|
32/4 |
27/1 |
3/5 |
0/36 |
6/34 |
0/72 |
57/8 |
71/8 |
9/3 |
90/7 |
خراسان شمالی |
|
5/28 |
24/5 |
3/2 |
0/70 |
6/5 |
0/30 |
61/8 |
5/74 |
15/6 |
4/84 |
خوزستان |
|
1/29 |
4/25 |
6/1 |
0/88 |
6/5 |
1/1 |
8/63 |
72/6 |
16/7 |
3/83 |
زنجان |
|
40/1 |
33/1 |
0/55 |
0/66 |
4/40 |
0/28 |
55/0 |
65/9 |
14/7 |
85/3 |
سمنان |
|
1/29 |
6/32 |
1/2 |
1/1 |
9/7 |
0/3 |
61/8 |
0/66 |
8/11 |
88/2 |
سیستان و ... |
|
53/3 |
36/6 |
1/37 |
0/80 |
4/40 |
0/71 |
40/9 |
61/9 |
24/5 |
75/5 |
فارس |
|
83/0 |
39/2 |
1/60 |
0/30 |
2/93 |
0/30 |
12/5 |
60/3 |
21/9 |
78/1 |
قزوین |
|
73/5 |
32/6 |
3/95 |
0/33 |
0/40 |
0/25 |
22/1 |
66/8 |
17/5 |
82/5 |
قم |
|
27/9 |
26/5 |
9/2 |
3/1 |
7/1 |
0/55 |
62/1 |
7/71 |
5/24 |
75/5 |
کردستان |
|
9/57 |
9/26 |
5/2 |
0/85 |
9/9 |
0/73 |
8/29 |
6/71 |
12/8 |
2/87 |
کرمان |
|
15/5 |
19/4 |
3/52 |
0/44 |
9/86 |
0/53 |
71/1 |
79/7 |
20/1 |
79/9 |
کهگیلویه و بویر... |
|
41/5 |
31/2 |
4/4 |
0/59 |
7/5 |
0/46 |
48/4 |
8/67 |
9/5 |
5/90 |
کرمانشاه |
|
56/9 |
29/9 |
8/48 |
1/22 |
4/24 |
0/46 |
30/4 |
68/5 |
12/6 |
87/4 |
گلستان |
|
23/0 |
26/5 |
1/3 |
0/59 |
6/2 |
3/1 |
69/5 |
71/6 |
20/5 |
79/5 |
گیلان |
|
36/6 |
24/97 |
7/1 |
1/1 |
5/36 |
0/20 |
50/9 |
73/7 |
10/1 |
89/9 |
لرستان |
|
23/4 |
23/0 |
1/95 |
1/5 |
7/14 |
0/21 |
67/5 |
75/29 |
14/1 |
85/9 |
مازندران |
|
7/34 |
0/22 |
1/0 |
0/72 |
1/6 |
0/56 |
58/2 |
76/8 |
19/2 |
8/80 |
مرکزی |
|
0/23 |
3/20 |
2/5 |
0/89 |
1/6 |
0/89 |
65/8 |
0/78 |
20/5 |
5/79 |
هرمزگان |
|
35/2 |
15/5 |
2/31 |
0/82 |
4/63 |
0/82 |
57/9 |
82/9 |
20/2 |
79/8 |
همدان |
|
47/6 |
26/4 |
9/09 |
1/50 |
3/50 |
0/43 |
39/9 |
71/8 |
13/3 |
86/7 |
یزد |
منبع: محاسبات پژوهش براساس نتایج طرح هزینه و درآمد خانوار
*سهم‌ها باتوجه به جمعیت 10 ساله و بیشتر محاسبه شده است.
2- برآورد الگو و تحلیل نتایج
الگوی تحقیق جهت تبیین متغیرهای اثرگذار بر احتمال مشارکت اقتصادی افراد در ایران در سال 1395 با کاربرد بیش از 73410 مشاهده برآورد گردید. نتایج برآورد مدل لاجیت داده‌های شبه تابلویی، با به‌کارگیری روش حداکثر درستنمایی در جدول 4 ارائه گردید. براساس نتایج، ضرایب حاصل در سطح 9۹ درصد، معنادار می‌باشند. همچنین، براساس آماره‌ی LR محاسباتی، استفاده از مدل لاجیت ساده رد میشود. آماره W محاسباتی نیز نشان‌دهندۀ معنی‌داری کل رگرسیون میباشد.
جدول 4. نتایج برآورد مدل لاجیت داده‌های شبه تابلویی با اثرات تصادفی
|
متغیر† |
احتمال مشارکت نیروی‌کار |
||
|
ضریب برآورد شده |
اثر نهایی () |
||
|
سن |
209/0 |
051/0 |
00/0 |
|
مجذور سن |
003/0- |
0007/0- |
00/0 |
|
جنسیت |
61/3 |
888/0 |
00/0 |
|
درحال تحصیل |
08/4- |
003/1- |
00/0 |
|
سرپرست خانوار |
58/1 |
388/0 |
00/0 |
|
سطح آموزش |
254/0 |
062/0 |
00/0 |
|
بیوه |
705/0- |
173/0- |
00/0 |
|
مطلقه |
443/0 |
109/0 |
00/0 |
|
هرگز ازدواج نکرده |
111/1 |
273/0 |
00/0 |
|
سطح زیربنای واحد مسکونی کمتر از 50 متر مربع |
537/0 |
132/0 |
00/0 |
|
سطح زیربنای واحد مسکونی بین 51 تا 75متر مربع |
391/0 |
096/0 |
00/0 |
|
سطح زیربنای واحد مسکونی بین 76 تا 100 متر مربع |
331/0 |
081/0 |
00/0 |
|
سطح زیربنای واحد مسکونی بین 101 تا 120 متر مربع |
168/0 |
041/0 |
00/0 |
|
بعد خانوار |
091/0 |
022/0 |
00/0 |
|
عرض از مبدا |
640/6- |
-------- |
00/0 |
|
تعداد مشاهده = 73414 Ý: اثر نهایی، تغییر گسستۀ متغیر مجازی از 0 به 1 را نشان می‌دهد. |
Log likelihood=947/21140- Statistic LR=13/305 p-value=00/0 Statistic W=39/1470 p-value=00/0 |
||
منبع: برآورد الگوی پژوهش با استفاده از نرم افزار stata17
† طبقه مرجع برای هر کدام از متغیرهای موجود در معادله رگرسیونی، در قسمت روش و داده‌های مقاله معرفی شده است.
اهم نتایج حاصل از برآوردهای مدل رگرسیونی را می‌توان به شرح زیر تشریح نمود:
1- رابطۀ سن و احتمال مشارکت به شکل U وارونه است. بدین مفهوم که در سن جوانی (حدود 36 سال[15]) احتمال ورود افراد به بازار کار بیش از دوران قبل و بعد آن است. آرانگو و پوسادا[16] (2007)، بنی‌هاشمی و محمدی (1390) و علمی و همکاران (1393) نیز در پژوهش خود به این نتیجه دست یافته‌اند.
2- مرد بودن نسبت به زن بودن بر احتمال مشارکت اثر مثبت و قابل توجه 88درصد را دارد.
3- در حال تحصیل بودن بر احتمال مشارکت اثر منفی دارد.
4- سطح آموزش افراد اثر مثبت بر احتمال مشارکت دارد. به‌عبارتی با افزایش هر سطح تحصیل نسبت به سطح قبلی انتظار براین است که به طور میانگین این احتمال 6 درصد افزایش یابد.
5- مطلقه بودن و مجرد بودن نسبت به متأهل بودن اثر مثبت بر احتمال مشارکت دارد، اما این اثر در گروه هرگز ازدواج نکرده بیش از گروه دیگر است. طبق جدول (۴) که () اثر نهایی در میانگین را نشان می‌دهد مطلقه بودن ۱0 درصد و هرگز ازدواج نکرده 27 درصد بر احتمال مشارکت در بازار کار اثرگذارند در حالی‌که، بیوه بودن 17درصد احتمال مشارکت را کاهش می‌دهد. البته علت این عدد منفی این است که اکثر مردان بعد از فوت همسر تجدید فراش می‌کنند. به‌عبارتی اکثر افراد این گروه زنان بوده‌اند. طبق داده‌ها، درصد زنان بیوه از کل این گروه معادل 2/86 (افراد بیوه) بوده است. همچنین درصد مردان بیوه از کل مردان مورد بررسی 61/0 بوده است در حالی‌که این عدد برای زنان از کل زنان معادل 8/6 درصد میباشد.
6- سطح زیربنای واحد مسکونی که فرد در آن زندگی می‌کند اثر مثبت بر احتمال مشارکت دارد. اما، هرچه اختلاف بین واحد مسکونی با گروه پایه (خانوارهای که سطح زیربنای واحد مسکونی آنان بیش از 120 متر است) بیشتر باشد که نشان از فاصله طبقاتی بالاتر دارد این اثر قویتر است. زیرا، برای رسیدن به یک سطح مطلوب وضعیت مالی و رفاهی لازم است افراد وارد بازار کار شوند و اگر شاغل هستند ساعت بیشتری به کار اختصاص دهند. طبق نتایج برآورد این مطالعه، احتمال مشارکت ساکنان واحد مسکونی کمتر از 50 متر مربع معادل 6/53 درصد است. این مقدار برای ساکنان واحدهای مسکونی با سطح زیربنای 51 تا 75 متر مربع، 76 تا 100متر مربع و 101 تا 120 مترمربع به ترتیب معادل 1/39 درصد، 1/33 درصد و 8/16 درصد بوده است.
7- بعد خانوار اثر مثبت بر احتمال مشارکت دارد. به‌عبارتی با افزایش بعد خانوار احتمال مشارکت 1/9 درصد افزایش می‌یابد.
نتایج آزمون همجمعی در جدول 5 آمده است. از آنجاکه فرضیه H0 بیانگر عدم وجود همجمعی است، بنابراین فرضیه مقابل وجود همجمعی در پانلهاست. با توجه به آماره حاصل، فرضیه H0 رد و وجود همجمعی تایید میشود.
جدول 5. نتایج آزمون همجمعی کائو
|
p-value |
Statistic |
|
|
00/0 |
4/8-e+02 |
Modified Dickey- Fuller |
|
00/0 |
8/1-e+02 |
Dickey- Fuller |
|
00/0 |
2/1-e+02 |
Augmented Dickey- Fuller |
|
00/0 |
6/3-e+03 |
Unadjusted Modified Dickey- Fuller |
|
00/0 |
6/2-e+02 |
Unadjusted Dickey- Fuller |
منبع: برآورد پژوهش با استفاده از نرم افزار stata17
در جدول 6، متغیر نرخ مشارکت و پیش‌بینی آن آورده شد. مقادیر متغیر وابسته صفر و یک است. زیرا، یک فرد یا فعال اقتصادی هست (عدد یک) و یا در غیر اینصورت، که عدد صفر برای او در نظر گفته میشود. در برآورد چون با احتمال مواجه هستیم که در بازه صفر و یک قرار می‌گیرد در صورتی که مقادیر برآوردی بالای 5/0 باشد عدد یک منظور می‌کنند و برای کمتر از نیم، عدد صفر در نظر گرفته میشود. نزدیکی دو عدد میانگین نرخ مشارکت و پیش‌بینی آن نشان از خوبی برازش دارد. هر دو عدد نشان از آن دارند که به‌طور متوسط احتمال مشارکت در ایران حدود 53 درصد است.
جدول 6. نرخ مشارکت و پیش‌بینی آن
|
متغیر |
Mean |
Std.dev |
Max |
Min |
Obs |
|
نرخ مشارکت |
5388476/0 |
4042863/0 |
995464/0 |
0002715/0 |
73414 |
|
برآورد (predict) |
5271474/0 |
4992659/0 |
1 |
0 |
73414 |
منبع: برآورد پژوهش با استفاده از نرم افزار stata17
جمع‌بندی و نتیجه‌گیری
بازار کار محل تعامل کنشگران عرضه و تقاضاست. نرخ مشارکت اقتصادی از جمله شاخص‌های کلیدی بازار کار در سطح جهان و هر کشور است. در بررسی چالشهای بازار کار و تدوین سیاستگذاری برای اشتغال که خود می‌تواند منشا اثر در کالبد اقتصاد و مسائل اجتماعی و فرهنگی جامعه باشد، دانش مبتنی بر عوامل موثر بر احتمال حضور نیروی‌کار در بازار کار حائز اهمیت است. تا قبل از بکر، عرضه نیروی کار صرفا تصمیم فردی و یک تابع مطلوبیت حاصل از درآمد و استراحت بود که قید مترتب برآن، همان محدویت زمان و تفکیک آن به کار و استراحت بود. اما در سال‌های دهه 1960 اقتصاددانان، مشارکت را در نظریه‌ی عمومی عرضه‌ی کار وارد کرده‌اند (Mincer,1962; Becker,1965). در حقیقت مدل سنتی کار- استراحت توسط بکر با دو تغییر اساسی همراه شد: اول اینکه تصمیم در خانوار صورت می‌گیرد و بیشتر مردم عضوی از خانوار هستند و تصمیم در مورد نحوهی استفاده از زمان آنان بر روی تصمیم سایر اعضای خانوار قویا اثرگذار است. به‌عبارتی تصمیمات افراد با یکدیگر در تعامل است. این که فرد مجرد باشد و یا متاهل، صاحب فرزند باشد و یا نباشد و مواردی از این دست بر روی تصمیم افراد در ورود به بازار اثرگذار است. مورد دوم استفاده چندگانه از زمان بوده است. از نظر بکر خانوار یک واحدی تولیدی است که به تولید کالاهای مطلوب می‌پردازد که با ترکیب کالاهای دیگر با صرف زمان به دست میآید. این که یک فرد به فعالیت خانگی متمرکز باشد (به طور خاص زنان متاهل) و یا به فعالیت بازاری بپردازد تصمیمی است که در خانوار اخذ میشود. بنابراین نگرش فراسوی مدل سنتی عرضه نیروی کار با ورود نظریه تخصیص زمان بکر دستخوش تغییر اساسی شد.
این پژوهش فراسوی یک مدل سنتی عرضه کار متعارف، تلاشی برای بررسی عوامل موثر بر احتمال مشارکت (سمت عرضه بازار کار)، با تاکید بر رابطه غیرخطی سن و احتمال مشارکت با توجه به حضور ایران در گذار پنجره جمعیتی و ترکیب جنسیتی با استفاده از روش داده‌های شبه تابلویی بوده است. از این‌رو، پس از معرفی مدل برگرفته از مبانی نظری، مطالعات پیشین و توصیف دادهای انجام شده، داده‌های برگرفته از طرح هزینه و درآمد در ایران در سال 1395 با تعداد 73414 مشاهده بعد از پشته‌سازی برحسب استانها و کدگذاری آنها، با روش لاجیت داده‌های شبه تابلویی برآورد گردید. نتایج حاصل از برآورد با توجه به معنی‌داری آنها در سطح اطمینان 99 درصد، واکاوی و تفسیر گردید. براساس نتایج، با وجود رابطۀ U وارونه بین سن و مشارکت، در سن جوانی (حدود 36 سال که با مشتقگیری از معادله برآوردی به دست آمده است)، احتمال ورود افراد به بازار کار بیش از دوران میانسالی است. با توجه به وجود فرصت طلایی پنجره جمعیتی ایران و تمایل بیشتر این گروه در حضور در بازار کار، اگر امروز برای استفاده بهینه از این موج جوان آماده به کار استفاده نشود، قطعا فردا دیر است و این سرمایه از دست رفته برگشت‌پذیر نیست.
آموزش اثر مثبت بر مشارکت دارد. با در نظر گرفتن نگاه فرد و خانوار نسبت به آموزش فرزندان و افزایش میانگین سطح تحصیل، برای این سرمایه انسانی و ایجاد فرصت از این ظرفیتهای بالقوه اندیشه راهکار مناسب توسط تصمیمسازان بازار کار ضرورت دارد.
مطلقه و مجرد بودن افراد در مقایسه با متأهل بودن او، بر احتمال مشارکت اقتصادی تاثیر مثبت و معنیدار دارد و این اثر در افراد ازدواج نکرده بیشتر است. با توجه به افزایش نرخ تجرد و نرخ طلاق در ایران، ضرورت دارد ضمن بررسی چرایی و آسیب‌شناسی این پدیدههای نامیمون اجتماعی که ریشه در مسائل اقتصادی و فرهنگی دارد تصمیماتی در جهت تسهیل ورود به بازار کار این گروه از افراد اتخاذ شود.
سطح زیربنا که خود شاخصی برای شکاف طبقاتی بوده است، نشان از آن داشت که احتمال مشارکت افراد در سطوح پایینتر رفاهی (در اینجا سطح زیر بنایی که خانوار درآن زندگی می‌کند مد نظر بوده است) بیش از سطوح بالاتر است. با توجه به تورم در جامعه و سقوط اقشار متوسط به سطوح پایینتر درآمدی و گسترش طبقات فقیر در جامعه، سیاستگذاران اقتصادی باید انتظار فشار بیشتر به بازار کار حتی برای دستیابی به شغل دوم را داشته باشند.
[1]. Demographic Window
[2]. Lutez
[3] . World bank open data
[4] . International Labor Organization
[5] . producing utility yielding commodities
[6]. time intensive commodities
[7]. goods intensive commodities
[8]. Apergis and Arisoy
[9]. Yusnandar et al.
[10]. Abraham et al.
[11]. Observed latent variable
[12]. Discrete choice models
[13]. Invariable variables
[14] .Wald statistic
[15] این عدد از مشتق متغیر وابسته نسبت به متغیر سن با فرض ثبات سایر شرایط به دست آمده است.
[16]. Arango & Posada
)
