FCI

۶۷/۰

۲۱/۲

۰۲/۰

Constant

۷۹/۲۰-

۹۸/۲-

۰۰۳/۰

F- لیمر

۰۰۰/۰=, P>F28/12 = (164،۶)F

آزمون هاسمن

۰۰۰/۰=۴۵/۴۸=(۶) =H

منبع: یافته­های پژوهش
همان­طور که در جدول شماره­ (۴-۴) مشاهده می­ شود، ضریب متغیر سرمایه ­گذاری مستقیم خارجی منفی و از نظر آماری معنادار است. به نظر می­رسد، طبق تئوری تجارت، سرمایه ­گذاری مستقیم خارجی در کشور­های در­حال توسعه میزبان، منجر به بهبود تخصیص منابع و از این طریق، افزایش توان اشتغال­زایی و کاهش بیکاری شده است. شاید دلیل این موضوع آن باشد که آثار سرمایه ­گذاری مستقیم خارجی بر اشتغال و بیکاری کشور­های مختلف، به میزان توسعه ­یافتگی و آماده بودن بستر­های مناسب در این کشور­ها بستگی دارد. بنابراین می­توان بیان کرد، منفی بودن این ضریب نشان می­دهد که سرمایه ­گذاری مستقیم خارجی در کشور­های در­حال توسعه منتخب منجر به تسهیل دسترسی بنگاه­ها به سرمایه و کاهش هزینه­ آن­ها شده است. بنابراین فعالیت بنگاه­ها افزایش یافته و با رشد تولید، تقاضا برای نیروی کار افزایش و بیکاری کاهش یافته است، به گونه ­ای که یک درصد افزایش در FDI،بیکاری را به میزان ۲۲/۰ درصد کاهش داده است.

( اینجا فقط تکه ای از متن پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

درجه­ باز بودن تجاری (نسبت مجموع صادرات و واردات به GDP)، بیکاری را در کشور­های منتخب کاهش داده است و برآورد می­ شود که یک درصد افزایش در درجه­ باز بودن تجاری، بیکاری را به میزان ۵۷/۸ درصد با کاهش رو به رو نموده است. ضریب این متغیر برابر با ۵۷/۸- برآورد شده و در سطح بالایی معنادار است. این مقدار نشان می­دهد که درجه­ باز تجاری در کشور­های منتخب عضو منا توانسته است از طریق افزایش صادرات به ایجاد یک بازار داخلی قدرتمند و سپس ایجاد یک محیط رقابتی بینجامد. این شرایط به بهبود رشد اقتصادی این کشور­ها کمک کرده و افزایش رشد اقتصادی موجب ایجاد و افزایش فرصت­های شغلی جدید و کاهش بیکاری گردیده است. از سوی دیگر، افزایش صادرات باعث افزایش سطح تولید این کشور­ها شده و از آن­جایی که تولید بیشتر، نیازمند استخدام نیروی کار بیشتر است به کاهش بیکاری در این کشور­ها کمک نموده است.
با توجه به نتایج، اثر نرخ ارز واقعی بر بیکاری منفی و معنادار است و یک درصد افزایش در نرخ ارز واقعی، بیکاری را ۰۸۵/۰ درصد کاهش می­دهد. تأثیر منفی نرخ ارز واقعی بر بیکاری را می­توان این­گونه بیان کرد؛ با افزایش نرخ ارز واقعی (کاهش ارزش پول ملی)، تولید کالا­های صادراتی مقرون به صرفه می­ شود و تولیدکنندگان کالا­های صادراتی از این راه، سود سرشاری به دست می­آورند و به منظور حفظ کمیت و کیفیت تولید، مبادرت به افزایش سرمایه ­گذاری می­ کنند که این رشد سرمایه ­گذاری پاسخگوی رشد بالای نرخ بیکاری می­باشد. افزایش سرمایه ­گذاری تولیدکنندگان باعث افزایش تقاضا برای نیروی کار جدید می­ شود، بنابراین با افزایش نرخ واقعی ارز، نرخ بیکاری کاهش می­یابد.
نتایج برآورد معادله، بیانگر اثر منفی و معنادار رشد تولید ناخالص داخلی بر بیکاری است. طبق جدول (۴-۴)، ضریب برآورد شده این متغیر برابر با ۰۵/۰- است که انتظار می­رود افزایش یک درصدی رشد تولید ناخالص داخلی، کاهشی ۰۵/۰ درصدی در بیکاری به همراه داشته باشد. طبق قانون اوکان، رشد ۳ درصدی تولید ناخالص داخلی منجر به یک درصد کاهش بیکاری می­ شود و علامت ضریب متغیر برآورد شده با این قانون مطابقت دارد و افزایش تولید ناخالص داخلی در کشور­های
در­حال توسعه منتخب، کاهش بیکاری را به همراه داشته است. علت این تأثیر منفی را می­توان این­گونه توجیه کرد؛ در کشور­های مورد مطالعه نرخ رشد بهره­وری و نرخ رشد نیروی کار از نرخ رشد تولید ناخالص داخلی پایین­تر بوده است و همین امر باعث شده که با رشد GDP، نرخ بیکاری کاهش یابد.
نرخ مشارکت نیروی کار، دارای تأثیر مثبت بر نرخ بیکاری بوده و بیکاری را در کشور­های مورد مطالعه افزایش داده است؛ به گونه ­ای که افزایش یک درصدی این نرخ به افزایش ۷۶/۰ درصدی در نرخ بیکاری منجر شده است. اگرچه این تأثیر مثبت و معنادار، برخلاف ادبیات و تئوری است اما شاید بتوان علت این امر را این­گونه توجیه کرد:
رشد بی­رویه­ی جمعیت در کشور­های در­حال توسعه منجر به افزایش کل جمعیت و هم­چنین جمعیت فعال در این کشور­ها گردیده است. از سوی دیگر با افزایش جمعیت، تعداد افراد شاغل و در
جست و جوی شغل افزایش یافته که منجر به افزایش نرخ مشارکت نیروی کار در این کشور­ها شده است. کمبود تقاضای نیروی کار در مقایسه با عرضه­ی رو به رشد نیروی کار در این کشور­ها که اغلب از کاهش سطح تقاضای کل، بیشتر بر اثر سرمایه ­گذاری ناکافی یا به کارگیری تکنولوژی سرمایه­بر منشأ می­گیرد به این امر کمک نموده که با وجود افزایش نرخ مشارکت نیروی کار، بیکاری افزایش یابد.
ضریب متغیر شاخص بحران مالی برابر با ۶۷/۰ برآورد شده است که تأثیر مثبت و معناداری بر بیکاری دارد. به عبارتی افزایش شاخص بحران مالی باعث افزایش بیکاری شده که این تأثیر را
می­توان این­طورعنوان کرد؛ در اثر بحران مالی، عواید و درآمد­های صادراتی کشور­های مورد مطالعه
به­ ویژه صادرات مواد خام و اولیه مانند نفت و منابع طبیعی دیگر کاهش یافته و از آن­جایی که در این کشور­ها، صادرات و درآمد ارزی حاصل از آن به عنوان یکی از مهم­ترین منابع رشد اقتصادی
محسوب می­ شود، رشد اقتصادی را کاهش داده که نتیجه­ آن بر اساس قانون اوکان، افزایش بیکاری بوده است.
هم­چنین کاهش تقاضا برای کالا­ها و محصولات تولید شده در کشور­های مورد مطالعه از سوی
کشور­های درگیر بحران، کاهش تولید را به همراه داشته است که نتیجه­ آن کاهش تقاضای نیروی کار، کاهش تعداد ساعات کاری کارگران و بیکاری نیروی کار بوده است. از سوی دیگر، بحران مالی اخیر به دلیل طولانی و عمیق بودن، تعداد نیروی کار بالقوه را از طریق نا­امید کردن کارگران جویای کار کاهش داده که این مسئله افزایش نرخ بیکاری را به همراه داشته است.
۴-۳- تأثیر بحران مالی بر بیکاری کشورهایی با گروه ­های درآمدی متفاوت
در این بخش، با بهره گرفتن از سطوح درآمدی کشورها به بررسی تأثیر بحران مالی بر نرخ بیکاری پرداخته می­ شود.بر اساس طبقه بندی­های بانک جهانی، از ده کشور مورد مطالعه، شش کشور جزء کشورهایی با درآمد بالاتر از متوسط و درآمد بالا هستند که به دلیل محدود بودن جامعه­ آماری مورد مطالعه، این کشورها به عنوان کشورهای در­حال توسعه با درآمد بالا در نظر گرفته شده ­اند و شامل: الجزایر، ایران، اردن،کویت، عربستان سعودی و تونس می­باشند.چهار کشور مصر، مراکش، سودان و سوریه نیز طبق طبقه ­بندی بانک جهانی، کشورهایی با در آمد پایین هستند که در این بخش، تأثیر بحران مالی بر نرخ بیکاری کشورهای مذکور بررسی می­ شود.
۴-۳-۱- تجزیه و تحلیل تأثیر بحران مالی بر نرخ بیکاری کشورهایی با در آمد بالا
به منظور بررسی تأثیر بحران مالی بر بیکاری کشور­های با درآمد بالا، الگوی زیر برآورد می­گردد:
(۴-۴)
به منظور تعیین نوع برآورد به روش داده ­های تلفیقی و داده ­های پانلی، از آزمون F- لیمر و برای تعیین برآورد معادله به روش اثرات ثابت یا اثرات تصادفی، از آزمون هاسمن استفاده می­گردد. بر اساس مدل مورد استفاده و نتایج آزمون F- لیمر که نشان­دهنده بزرگتر بودن F محاسبه شده از F جدول است، فرضیه­ صفر مبنی بر این­که داده ­ها به صورت ترکیبی هستند، به نفع فرضیه­ مقابل یعنی قابلیت استفاده از روش داده ­های پانلی رد شده است. بنابراین از روش داده ­های پانلی برای برآورد مدل استفادهمی­شود.نتایج بدست آمده از برآورد معادله به وسیله­ آزمون هاسمن نیز نشان می­دهد که فرضیه­ صفر مبنی بر این­که باید از روش اثرات تصادفی استفاده شود، در مقابل فرضیه­ یک که مربوط به روش اثرات ثابت است، رد شده و برآورد مدل بر اساس روش اثرات ثابت صورت گرفته است. نتایج برآورد تأثیر بحران مالی بر نرخ بیکاری کشورهایی با درآمد بالا را می­توان در جدول (۴-۵) به صورت زیر نشان داد.
جدول (۴-۵): نتایج برآورد معادله­ (۴-۲) بر مبنای اثرات ثابت

متغیر­های توضیحی