تأثیر اعتماد بر عملکرد اقتصادی در اقتصاد ایران

اعتماد به‌عنوان سرمایه اجتماعی در کنار سایر عوامل تولید باعث افزایش کارآئی اقتصادی می‌شود. در مطالعه حاضر تأثیر اعتماد بر عملکرد اقتصادی از طریق بهره‌وری کل عوامل تولید بررسی شده است. ابتدا براساس ایده شعاع اعتماد فوکویاما و تولید خانواری و غیرخانواری شاخصی برای بی‌اعتمادی می‌سازیم و ترکیب ساختار تولید اقتصاد ایران را بررسی می‌کنیم و سپس با تخمین یک تابع تولید برای ۷ بخش قتصادی در ۵ سال (۷۵-۷۹)، با استفاده از الگوی اقتصادسنجی پانل، تأثیر شاخص بی‌اعتمادی به‌عنوان بخشی از بهره‌وری کل عوامل تولید برستانده را مورد سنجش قرار می‌دهیم. در این تحقیق در نهایت به این نتایج می‌رسیم که نهاد خانوار بیشترین سهم تولید را در مقابل تولید نهادهای غیرخانواری دارا است و بی‌اعتمادی به‌عنوان بخشی از بهره‌وری کل عوامل تولید نقشی منفی بر عملکرد اقتصادی و ستانده دارد.
۱. مقدمه
در سال‌های اخیر اقتصاددانان به سرمایه اجتماعی به‌عنوان یک عامل مهم در عملکرد اقتصاد کلان توجه زیادی کردند. مطالعات جدی در حوزه سرمایه اجتماعی با مطالعه پاتنم و همکارانش (۱۹۹۳) شروع شد و با مطالعه فوکویاما اهمیت سرمایه اجتماعی در حوزه اقتصاد افزایش یافت. یکی از مفاهیم مفید در تبیین سرمایه اجتماعی، که توسط فوکویاما مطرح شد، ”شبکه اعتماد“ است. شبکه اعتماد، متشکل از افرادی است که براساس اعتماد متقابل با یکدیگر از اطلاعات، هنجارها و ارزش‌های یکسانی در تبادلات خود استفاده می‌کنند. شبکه اعتماد می‌تواند بین افراد یک گروه یا بین گروه‌ها و سازمان‌های مختلف به‌وجود آید. شبکه‌های اعتماد دارای ”شعاع اعتماد“ متفاوتی هستند، که به مفهوم میزان گستردگی شعاع شبکه اعتماد بین افراد است. می‌توان گفت هر چه یک شبکه اعتماد دارای شعاع بیشتری باشد، از سرمایه اجتماعی بیشتری نیز برخوردار است (Fukuyama, ۱۹۹۹:۳-۴). به گفته فوکویاما شعاع اعتماد در فرهنگ‌های مختلف به‌گونه‌های متفاوتی دیده می‌شود. برای مثال، در فرهنگ مردم چنین و بیشتر ساکنان آمریکای لاتین، سرمایه زیادی در بین خانواده‌ها و گروه‌های دوستانه شخصی وجود دارد، اما این گروه‌ها به شدت دارای اعتماد کمی نسبت به افراد خارج از گروه خود هستند. برای این گروه‌ها اعتماد به افراد خارج گروه بسیار مشکل و حتی غیرممکن است. در چنین فرهنگ‌هائی هر فرد خود را فقط متعلق به یک خانواده یا گروه می‌داند. بنابراین در این فرهنگ‌ها، شرکت‌ها عمدتاً ماهیت خانوادگی داشته و به‌ندرت از محدوده اولیه خود بزرگتر می‌شوند. این امر باعث می‌شود که فعالیت این شرکت‌ها محدود بماند و به احتمال زیاد عمر آنها نیز کوتاه باشد و در نسل‌های بعدی این خانواده‌ها، از بین برود (علوی ۸۰۹:۱۳۸۰). او می‌گوید در جوامعی که میزان اعتماد کمتر است افراد برای گریز از آسیب بی‌اعتمادی بیشتر فعالیت‌های اقتصادی خود را در محدوده خانواده و آشنایان انجام می‌دهند و در این‌گونه جوامع درصد زیادی از درآمد ملی کشور در قلمرو خانوار به‌وجود می‌آید و اضافه می‌کند که فعالیت‌های اقتصادی ”غیرخانوادگی“ و اعتماد عمومی شده از عوامل مهم پیشرفت اقتصادهای مترقی کنونی محسوب می‌شود (Bequelsdijk, Groot and Schaike ۲۰۰۲:۲-۳).
دو مطالعه مفید دیگر نیز تأثیر اعتماد، به‌عنوان سرمایه اجتماعی، بر عملکرد اقتصاد را ناک و کیفر (۱۹۹۷) و زاک و ناک (۱۹۹۸) انجام دادند. در هر دوی این مطالعات تجربی که برای کشورهای با اقتصاد از انجام گرفت، شاخص اعتماد به‌کار رفته از نمونه‌گیری wvs اخذ شده است. در این نمونه‌گیری شاخص اعتماد برای ۲۷ کشور در پاسخ به چنین سؤالاتی اندازه‌گیری شده است که ”آیا شما فکر می‌کنید که بیشتر مردم می‌تواند به همدیگر اعتماد کنند؟“ یا اینکه ”آیا شما در ارتباط با دیگران خیلی محتاط هستید؟“. در این مطالعات متغیر وابسته رشد اقتصادی کشورها در یک دوره ده ساله می‌باشد و شاخص اعتماد مذکور در کنار سایر عوامل کنترل در سمت راست مدل اقتصادسنجی وارد شده‌اند. در نهایت این پژوهشگران نشان دادند که اعتماد سهم مؤثری را در رشد اقتصادی کشورهای موردمطالعه دارا است.
با توجه به ایده فوکویاما در مورد جوامع دارای سطح اعتماد پائین، ساختار تولیدی به‌گونه‌ای است که بیشتر ارزش تولیدی جامعه در قالب فعالیت‌های اقتصادی خانوار صورت می‌گیرد و ارزش تولیدی شراکتی کمتر است. هدف این مقاله نیز در مرحله اول نشان دادن ترکیب ساختاری تولید در اقتصاد ایران و در مرحله دوم خاطرنشان کردن این نکته است که ساختار تولیدی مبتنی بر حاکمیت خانوار - که فوکویاما آن را به‌عنوان نشانه‌ای از بی‌اعتمادی بیان می‌کند - تأثیر منفی بر عملکرد اقتصادی دارد.
در این پژوهش از شاخص اعتماد برای نشان دادن اهمیت سرمایه اجتماعی بر علمکرد اقتصادی استفاده می‌شود. مطالعات تجربی قبلی بیشتر به چگونگی رابطه بین اعتماد و رشد اقتصادی پرداخته‌اند. داس گوپتا بر این مطالعات خرده می‌گیرد و می‌گوید تأثیر اعتماد را باید به‌طور وسیع و گسترده در رابطه با بهره‌وری کل عوامل تولید (TFP) مشاهده کرد (Duralauf and Fafchamps ۲۰۰۴:۲۶). در مطالعه تجربی حاضر، از این ایدهٔ داس گوپتا استفاده شده و تأثیر اعتماد، از طریق بهره‌وری کل عوامل تولید بررسی شده است. بهره‌وری کل عوامل تولید، مؤثرترین عامل در توضیح تغییرات درآمد سرانه است و انباشت سرمایه و عرضه نیروی کار، تنها بخش کوچکی از عملکرد اقتصادی را توضیح می‌دهند بهره‌وری عوامل تولید متأثر از محیطی است که آحاد اقتصادی در درون آن تصمیم به سرمایه‌گذاری و مشارکت در فعالیت‌های اقتصادی می‌گیرند و استعدادها و توانائی‌های خود را به فعالیت‌های مختلف اختصاص می‌دهند. تأمین اعتماد در کشورهای افراد تا حدودی می‌تواند موجب تشویق فعالیت‌های مولد و افزایش کارآئی عملکرد اقتصادی شود. برای رسیدن به این هدف این مراحل تجربی پیموده شده است:
- ایجاد شاخص بی‌اعتمادی براساس ایده فوکویاما و بررسی ساختار تولیدی در اقتصاد ایران
- تخمین تابع تولید مناسب بدون شاخص اعتماد.
- وارد کردن شاخص بی‌اعتمادی محاسبه شده در تابع تولید (به‌عنوان بخشی از بهره‌وری کل عوامل تولید) و بررسی تأثیر آن بر ستانده“.
۲. توصیف داده و ارقام
برای بررسی تأثیر اعتماد، به‌عنوان بخشی از TFP، بر سطح محصول تولید شده احتیاج به تخمین یک تابع تولید هست و برای تخمین یک تابع تولید باید آمارهای مربوط به تعداد نیروی کار، ذخیره سرمایه خالص و ارزش افزوده حقیقی سالانه وجود داشته باشد. در این قسمت از تحقیق، با توجه به آمار و داده‌های موجود، هفت بخش اقتصادی (کشاورزی و ماهیگیری، معدن، صنعت، آب و برق، حمل‌ونقل، ارتباطات، خدمات، و مستغلات و ساختمان) را در طول پنج سال (۱۳۷۵-۱۳۷۹) در نظر می‌گیریم. به اینترتیب یک الگوی اقتصادسنجی پانل، برای هفت بخش و پنج سال به‌وجود می‌آید که دارای ۳۵ مشاهده است.
آمار مربوط به نیروی کار از ۱۳۷۵ تا ۱۳۷۹ از گروه بازار کار دفتر اقتصاد کلان سازمان مدیریت و برنامه‌ریزی کشور که در سال ۱۳۸۳ برای ۴۰ سال و ۱۳ بخش انجام شده اخذ شده است.
آمار مربوط به ذخیره سرمایه خالص از اداره حساب‌های اقتصادی بانک مرکزی اخذ شده است. این حساب‌ها به قیمت ثابت ۱۳۷۶ در قالب هفت بخش اقتصادی تنظیم شده‌اند.
آمار مربوط به ارزش افزوده از آمارهای حساب‌های ملی ایران، ”حساب تولید تا حساب مالی به تفکیک بخش‌های نهادی اقتصاد، براساس سیستم جدید حساب‌های ملی (SNA ۹۳) که توسط اداره حساب‌های اقتصادی بانک مرکزی از ۱۳۷۵ تا ۱۳۸۱ در قالب ۱۶ بخش محاسبه شده، گرفته شده است. ارزش افزوده مورد استفاده، در تحقیق حاضر، به قیمت‌های ثابت ۱۳۷۶ می‌باشد. خلاصه‌ای از توصیف داده‌های مربوط به سرمایه سرانه نیروی کار و ارزش افزوده سرانه نیروی کار در جدول زیر نشان داده شده است.
(جدول ۱ـ۲)
تعداد مشاهدات میانگین مینیمم ماکسیمم انحراف استاندارد
سرمایه سرانه ۳۵ ۰۸+۳.۴۱e ساختمان ۴۵۰۴۰۹۳ خدمات ۴.۳۹e+۰۸ ۰۹+۱.۲۱۱e
ارزش افزوده سرانه ۳۵ ۴۸۲۴۸۱۸ برق و آب۰۲۲۴۱۷ ساختمان ۱.۹۰۲۱۷۱ ۵۱۹۸۷۱۴

به خاطر آنکه داده‌ها و آمارها ذکر شده برای عوامل تولید و ارزش افزوده در قالب بخش‌های متفاوت و آمار مربوط به نیروی کار در ۱۳ بخش، آمار مربوط به ذخیره سرمایه خالص در ۱۰ بخش و آمار مربوط به ارزش افزوده بر ۱۶ بخش اقتصادی تنظیم شده است، ما ناگزیر از ترکیب بعضی از بخش‌ها و حذف بعضی دیگر هستیم، اما همواره می‌کوشیم از داده‌های بیشتری استفاده کنیم و بخش‌های زیادتری را در نظر بگیریم. در نهایت هفت بخش اشاره شده، انسجام لازم را دارا می‌باشند.
۳. ایجاد شاخص‌ بی‌اعتمادی براساس ایده فوکویاما و بررسی ساختار تولیدی در اقتصاد ایران
در مطالعه حاضر، برای ایجاد شاخص بی‌اعتمادی از ایده فوکویاما استفاده شده است. همان‌طور که قبلاً توضیح دادیم فوکویاما به جنبه خانواری و غیرخانواری فعالیت‌های اقتصادی توجه داشته است. او می‌گوید در جوامعی که به دلایلی اعتماد به همدیگر در بین مردم کم است. مردم از یکدیگر می‌هراسند و از هم دور می‌شوند. در چنین جوامعی تنها محفل امن برای فعالیت‌های اقتصادی و سرمایه‌گذاری، حیطه خانواده و آشنایان است. زیرا در چنین محفل‌هائی به خاطر همدلی و همبستگی یا رودروئی آتی امکان فریب و استثمار کم‌تر می‌شود و افراد با خیال آسوده به سرمایه‌گذاری و فعالیت اقتصادی مشغول می‌شوند. در این‌گونه جوامع شعاع اعتماد بسیار کم و محدود به حیطه خانوار می‌شود. بنابراین در چنین جوامعی بیشتر تولیدات اقتصادی در حوزه خانوار انجام می‌شود و سهم ارزش افزوده شرکت‌ها، که شکل‌گیری آن مستلزم اعتماد افراد به همدیگر است، در ایجاد ارزش افزوده کل ناچیز خواهد بود.
با توجه به آمارها و داده‌های موجود در کشور سعی می‌شود این ایده به‌خوبی عملی شود در واقع هرگونه تفکیکی را که بتوان بین فعالیت‌های شرکتی و خانوادگی برقرار کنیم می‌تواند به‌عنوان معیار مناسبی از شعاع اعتماد باشد.
یکی از روش‌های ایجاد این شاخص اعتماد، نشان دادن ”درصد کارگاه‌های یک نفری“ در سطح کشور است. پرسش مطرح در ساختن چنین شاخص اعتمادی این است که چرا فرد صاحب کارگاه تک‌نفری نمی‌خواهد از بازده نسبت به مقیاس استفاده کند و یا همکار خود شریک شود. این شراکت از نظر تئوری‌های اقتصادی برای هر دو طرف سودآور است، چون بخشی از هزینه‌ها را در خرید مواد اولیه، تجهیزات و بازاریابی کاهش می‌دهد. همچنین امکان استراحت بیشتر و ذخیره بالای سرمایه را برای آنها فراهم می‌کند. تنها جوابی که با این سؤال می‌توان داد این است که افراد در همکاری با هم دچار ضرر و زیان از همدیگر می‌شوند و نمی‌توانند به‌هم اعتماد کنند. استفاده از این شاخص می‌توانست مفید باشد اما مشکل آن گسستگی داده‌های سری زمانی است. به این خاطر در تحقیق حاضر از ایجاد و استفاده از این شاخص، صرف‌نظر می‌شود.
روش دیگر برای رسیدن به این هدف (ایجاد شاخص اعتماد برحسب ایده شعاع اعتماد فوکویاما) استفاده از آمار ”توزیع نسبی جمعیت شاغل کشور برحسب وضعیت شغلی“ سازمان مرکز آمار است. در این گزارش، جمعیت شاغل کشور به دو گروه اصلی تقسیم می‌شود. ”جمعیت شاغل در بخش خصوصی“ و ”جمعیت شاغل در بخش عمومی“، هر دوی این گروه‌های اصلی نیز خود به چندین گروه تقسیم می‌شوند. به خاطر ماهیت موضوع این پژوهش، شاغلان بخش عمومی نمی‌توانند ما را به شاخص مفیدی از اعتماد راهنمائی کنند. اما شاغلان بخش خصوصی می‌توانند در این امر مفید باشند. این گروه شاغلان، شاغلان بخش خصوصی، خود به چهار زیر گروه تقسیم می‌شوند که عبارتند از: ”کارفرمایان“، ”کارکنان مستقل“، ”مزد و حقوق‌بگیران“ و ”کارکنان فامیلی بدون مزد“. از نسبت ”کارکنان مستقل“ به ”کل کارکنان بخش خصوصی“ می‌توان به‌عنوان شاخص بی‌اعتمادی استفاده کرد. سؤالی که پایه ایجاد این شاخص است، مشابه سؤال قبلی است. اگر ”کارکنان مستقل“ موقعیت و سرمایه‌ لازم برای ”کارفرما“ شدن را ندارند چرا آنها با یکدیگر شریک نمی‌شوند، تا از مزیت‌های بازده نسبت به مقیاس استفاده کنند؟ شریک شدن آنها به‌منزله تبدیل شدن وضع شغلی آنها از ”کارکنان مستقل“ به ”مزد و حقوق‌بگیران“ خواهد شد. جواب این سؤال نیز طبق توضیحات بالا واضح است. عدم اعتماد و گریز از ضرر و زیان حتی به قیمت از دست دادن بعضی از مزیت‌ها. در مطالعه حاضر از این شاخص ”نسبت کارکنان مستقل“ به ”کل کارکنان بخش خصوصی“ به‌دلیل اینکه در سری زمانی گسست آماری مشاهده می‌شود (این داده‌ها از ۱۳۳۵ تا ۱۳۷۵ برای ده سال یکبار وجود دارند) استفاده نمی‌شود.سرانجام در تحقیق حاضر برای ساختن شاخص اعتماد از ”حساب تولید تا حساب مالی به تفکیک بخش‌های نهادی اقتصاد، براساس سیستم جدید حساب‌های ملی (SNA ۹۳)“ استفاده می‌شود. در سیستم جدید حساب‌های ملی، منشاء تولید ارزش افزوده کل برحسب بخش‌های نهادی مشخص شده است. طبقه‌بندی بخش‌های نهادی در نظام جدید حساب‌های ملی بدین‌صورت است:
- شرکت‌های غیرمالی
- شرکت‌های مالی (شامل بانک مرکزی، سایر بانک‌ها و مؤسسات اعتباری، سایر واسطه‌گری‌های مالی و شرکت‌های بیمه)
- دولت عمومی (شامل دولت مرکزی، دولت ایالتی یا استانی، دولت محلی یا شهرداری‌ها و سازمان‌های مجری برنامه تأمین اجتماعی).
- خانوارها
- مؤسسات غیرانتفاعی در خدمت خانوارها
- دنیای خارج
بخش نهادی شرکت‌های غیرمالی مشتمل بر شرکت‌ها و شبه‌شرکت‌ها است. شرکت، مطابق با SNA ۹۳ شخص حقوقی است که به‌منظور تولید کالاها و خدمات بازاری تشکیل شده و هدف آن کسب سود یا منافع دیگر است و تحت مالکیت و کنترل جمعی صاحبان سهام اداره می‌شود. علاوه بر شرکت‌ها، SNA ۹۳ شبه شرکت‌ها را نیز معرفی می‌کند که به‌رغم آنکه فاقد شخصیت حقوقی ثبت شده هستند، اما از نظام نگهداری حساب دارائی‌ها و بدهی‌های کامل و مستقلی برخوردار هستند.
شرکت‌ها بسته به نوع فعالیت خود به شرکت‌های غیرمالی و مالی تفکیک می‌شوند که هر یک از آنها به سه دسته شرکت‌های دولتی، خصوصی و شرکت‌های تحت کنترل خارجیان قابل تقسیم هستند. بخش شرکت‌های مالی از فعالیت‌های بانک مرکزی تا بانک‌های تجاری، مؤسسات اعتباری غیربانکی، شرکت‌های بیمه و بازنشستگی، کارگزاران و دلالان اوراق بهاءدار و ارائه‌کنندگان انواع خدمات پوشش‌دهنده ریسک را دربرمی‌گیرد. کلیه شرکت‌هائی که نتوان آنها را برحسب نوع فعالیت در این رده طبقه‌بندی کرد به بخش شرکت‌های غیرمالی تعلق دارند.
خانوار متشکل از گروه کوچکی از افراد است که از شرایط زیستی مشترکی برخوردار هستند و یا ادغام تمام یا قسمتی از درآمد و ثروت خود کالاها و خدماتی نظیر غذا و مسکن را به‌صورت جمعی تولید و مصرف می‌کنند. خانوارها مانند دولت نقش تولیدکننده و مصرف‌کننده را توأمان ایفاء می‌کنند.
بخش نهادی مؤسسات غیرانتفاعی در خدمت خانوار نیز شامل مؤسساتی است که کالاها و خدمات را به‌صورت رایگان یا با قیمت نازل در اختیار اعضاء خود یا سایر خانوارها قرار می‌دهد.
مطابق با این حساب‌ها، ارزش افزوده بخش‌های اقتصادی در هر سال از جمع ارزش افزوده ایجاد شده توسط ۶ بخش نهادی مذکور به‌وجود می‌آید. یعنی ارزش افزوده در بخش‌های اقتصادی از طریق فعالیت‌های اقتصادی خانوار، شرکت‌های غیرمالی، شرکت‌های مالی، دولت عمومی و نفت و گاز به‌وجود می‌آیند. در اقتصاد ایران طی سال‌های ۱۳۷۵-۱۳۸۱ خانوارها سهم بیشتری از ارزش افزوده کشور را تولید می‌کنند. به‌طوری که ۴۳ تا ۴۶ درصد از ارزش افزوده ایجاد شده توسط این نهاد، مثبت و در حدود ۱۵/۱ درصد می‌باشد. ۲۸ تا ۳۳ درصد از تولید ارزش افزوده کل در دست شرکت‌های مالی و غیرمالی دولتی و غیردولتی می‌باشد متوسط رشد سالانه ارزش افزوده این نهاد طی این دوره ۸/۱۵ درصد می‌باشد. بخش نهادی نفت تقریباً ۵/۱۱ تا ۵/۱۵ درصد از ارزش افزوده کل و دولت عمومی در حدود ۵/۹ تا ۱۳ درصد از ارزش افزوده کل اقتصاد را تولید می‌کنند. متوسط رشد سالانه ارزش افزوده در بخش نهادی نفت و دولت عمومی به ترتیب در حدود ۹/۲۵ - و ۵/۲۷- درصد می‌باشد.
آنچه در این نمودار بیشتر به چشم می‌خورد نقش مسلط خانوار در تولید ارزش افزوده کل کشور است. در طی این دوره، درصد ارزش افزوده شرکت‌های مالی وغیرمالی تا حدودی رشد می‌کند اما این رشد با کاهش رشد سهم ارزش افزوده خانوارها همراه نیست. بلکه بخشی از رشد آن را می‌توان به کاهش رشد در بخش نهادی نفت و دولت عمومی نسبت داد. زمانی می‌توان در این مورد قضاوت دقیقی داشت که بتوان شرکت‌های دولتی و غیردولتی را از هم جدا کرد.
گرچه شرکت‌های دولتی و غیردولتی با ایجاد ساختارهائی بی‌اعتمادی را در بین اعضاء خود کاهش می‌دهند. اما نحوه اعتمادسازی در هر دو نوع از این شرکت‌ها متفاوت خواهد بود. شرکت‌های دولتی به پشتوانه یک نظام دیوان‌سالارانه و گسترش بخش رسمی که تحت حمایت دولت است، تا حدودی بی‌اعتمادی را کنترل می‌کنند. اعتماد در بین بیشتر اعضاء این شرکت‌ها تا زمانی دوام دارد که نظام دیوان‌سالارانه و رسمی وجود داشته باشد و با اخلال در این سیستم اعتماد در بین اعضاء کاهش می‌یابد. اما در شرکت‌ها غیردولتی، پایه ایجاد این شراکت داوطلبانه است و مؤسسات آن از اعتماد عمومی شده برخوردار هستند. هر چند بخش رسمی و اداری شرکت نقش تداوم اعتماد را بر عهده دارد اما آن نقش مسلطی را، که در شرکت‌های دولتی بیان شد، ندارند.
بنابراین حضور شرکت‌های دولتی در اعتمادسازی مهم است اما به‌نظر می‌رسد کارآئی این اعتماد نسبت به شرکت‌های غیردولتی کمتر می‌باشد.
با توجه به مطالب توضیح داده شده و ارزش افزوده ایجاد شده در نهادهای مختلف هفت بخش اقتصادی، شاخص اعتماد محاسبه شده، مطابق با مفهوم ”شعاع اعتماد“ به‌صورت نسبت زیر در نظر گرفته می‌شود.
مجموع ارزش افزوده خانوار و شرکت‌ها / ارزش افزوده خانوار
این نسبت نشان‌دهنده بی‌اعتمادی در هر بخش است. هر چه میزان بی‌اعتمادی در یک بخش بیشتر باشد هزینه همکاری و تعاون با غریبه‌ها بالا می‌رود و افراد ترجیح می‌دهند که فعالیت‌های اقتصادی خود را در چارچوب روابط خانوادگی انجام دهند تا از هزینه‌های اضافی و ریسک فریب خوردن، در امان باشند. در جامعه‌ای که بی‌اعتمادی زیادی باشد. اندازه این کسر بزرگتر می‌شود و برعکس در جامعه‌ای که سطح اعتماد بالا باشد اندازه این کسر کوچک می‌شود. مخرج این کسر مجموع ارزش افزوده شرکت‌های دولتی و غیردولتی را دربردارد. همانطور که بیان شد هر دو نوع این شرکت‌ها به نوعی اعتماد لازم را به‌وجود می‌آورند.
در تحقیق حاضر از این نسبت به‌عنوان شاخص بی‌اعتمادی استفاده می‌شود و مقدار این شاخص را برای بخش‌های مختلف اقتصادی محاسبه می‌کنیم. شاخص اعتماد بخش‌های مختلف اقتصادی به خاطر ویژگی و خصلت‌شان متفاوت خواهند بود.
میزان فعالیت‌های شرکت‌های دولتی نقش به‌سزائی در اندازه شاخص بی‌اعتمادی بخش‌ها ایفاء می‌کند. در بخش‌هائی که بنا به ویژگی و نوع فعالیت‌شان، حضور شرکت‌های دولتی ضروری است، دارای شاخص اعتماد بالاتری می‌باشند. حضور خانوار و شرکت‌های غیردولتی در بخش‌های معدن، برق و آب به خاطر نیاز به سرمایه‌گذاری‌های کلان و همچنین انحصارات دولتی، کمتر است. این عامل در تعیین میزان شاخص اعتماد مطرح شده در این بخش‌ها، نقش مهمی ایفاء می‌کند، اما پرسش مهمی که مبنای شاخص مورد نظر، فارغ از خصلت بخش‌های اقتصادی می‌باشد این است: ”چرا خانوارهای موجود، در هر بخش اقتصادی، با یکدیگر شریک نمی‌شوند و در قالب شرکت‌های غیردولتی فعالیت نمی‌کنند؟“.
ترتیب شاخص بی‌اعتمادی در هفت بخش مورد مطالعه، در طی سال‌های موردنظر به‌طور کامل حفظ می‌شود. همواره بخش خدمات و مستغلات بالاترین و برق و آب پائین‌ترین مقدار شاخص بی‌اعتمادی را دارند. ترتیب بخش‌ها از نظر شاخص‌ بی‌اعتمادی در طی سال‌های ۸۵-۸۱ به‌صورت جدول زیر می‌باشد:
(جدول ۱ـ۳)
شاخص‌ بی‌اعتمادی متوسط رشد سالانه شاخص بی‌اعتمای
خدمات و مستغلات ۲/۹۰ درصد ۰۹۵/۰ درصد
کشاورزی ۷۹ تا ۸۳ درصد ۱۴۵/۰ درصد
حمل‌ونقل و ارتباطات ۵۲ تا ۵۵ درصد ۰۲۵/۰ درصد
صنعت ۳۶ تا ۴۰ درصد ۲۵/۱ درصد
ساختمان ۲۵ تا ۳۰ درصد ۹/۱- درصد
معدن ۷/۵ تا ۵/۶ درصد ۱/۲ درصد
برق و آب ۲/۳ درصد ۱۱/۰- درصد
۴. تخمین تابع تولید بدون شاخص بی‌اعتمادی
با توجه به ترتیب و نظم داده‌های موجود در تحقیق حاضر از الگوی اقتصادسنجی پانل استفاده شده است. به داده‌های اقتصادی که ترکیبی از داده‌های سری زمانی و مقطعی باشد اصطلاحاً داده‌های پانل می‌گویند. به شرط آنکه در دوره زمانی مورد بررسی واحدهای اقتصادی مورد بررسی یکسان باشند. الگوی پانل این ویژگی را دارد که به ما امکان می‌دهد از اطلاعات بیشتر و متنوع‌تر استفاده کنیم. همچنین این نوع الگو توانائی آن را دارد که آثار داده‌های مقطعی را در کنار داده‌های سری زمانی تفسیر کند لذا نتایج تحلیل از تفسیر صرف داده‌های مقطعی و سری زمانی کامل‌تر و جامع‌تر است.
فرم کلی مدل تابلوئی به‌صورت زیر می‌باشد که در آن i نماینگر داده‌های مقطعی (بخش‌های اقتصادی، خانوار، کشورها و ...) و t نشانگر زمان است.
yit = yit + X&#۰۳۹;itß + uit
بردار i=۱,۲,.............., N & t=۱,۲,............... T) X&#۰۳۹;it: ۱*K) نمایانگر مشاهده روی K متغیر مستقل در مورد واحد iام در دوره زمانی tام می‌باشد. برای مثال واحد iام می‌تواند یک بخش اقتصادی خانوار یا هر واحد اقتصادی معین باشد.
yit دربرگیرنده اثر واحد اقتصادی می‌باشد و ثابت تصادفی در نظر گرفتن آن ما را به الگوهای اثر ثابت و الگوی اثر تصادفی می‌رساند. در الگوهای اثر ثابت yit یک متغیر ثابت است و در الگوهای اثر تصافدی yit یک متغیر تصادفی است.
در تحقیق حاضر، به خاطر اینکه درصدد تخمین تابع تولید هستیم. بنابراین مقدار k=۲ متناسب با تعداد عوامل تولید (نیروی کار و ذخیره سرمایه) خواهد بود. فرم کلی آن، فارغ از نوع تابع تولید، چنین خواهد شد:
yit=ß۱it+ß۲itX۲it+ß۳itXit+eit
E(eit) = O
E(eit ejs)= &#۹۶۳;۲eif i=j , t=
و حالت اثر ثابت به‌صورت زیر می‌باشد:
ß۱it=ß۱i ß۲it=ß۲ ß۳it=ß۳
yit=ß۱it + ß۲X۲it + ß۳X۳it + eit
اگر فرم کلی جزء اختلال به شکل vit= eit + &#۹۴۵;i باشد، الگوی خطای یک‌سویه خواهد بود. که در آن &#۹۴۵;i نشانگر اثر خالص غیرقابل مشاهده فردی و eit باقیمانده جزء اختلال می‌باشد. ثابت و تصادفی بودن &#۹۴۵;i ما را به مدل‌های الگوی اثر ثابت یک‌سویه و الگوی اثر تصادفی یک‌سویه می‌رساند. اما اگر جزء خطا به شکل vit=eit+&#۹۴۵;i+&#۹۵۵;i باشد الگوی خطای دوسویه به‌دست می‌آید، که در آن زمان، در کنار اثر خالص غیرقابل مشاهده فردی است. اگر فرض کنیم &#۹۴۵;i و &#۹۵۵;i متغیر تصادفی فرض شوند بدان الگوی اثر تصادفی دوسویه اطلاق می‌شود.اثر تصادفی در حالت الگوی خطای یک‌سویه چنین می‌باشد:
ß۱it=ß۱+&#۹۴۵;i ß۲it = ß۲ ß۳it=ß۳
E (&#۹۴۵;i) = O
Var (&#۹۴۵;i)=&#۹۶۳; ۲ &#۹۴۵;
E (&#۹۴۵;i eit)= O,E(&#۹۴۵;iX۲it)=E(&#۹۴۵;iX۳it)=O
(yit=ß۱+ß۲X۲it+ß۳X۳it+(eit+&#۹۴۵;i
Uit
اثر تصادفی در حالت الگوی خطای دوسویه چنین می‌باشد:
ß۱it=ß۱+&#۹۴۵;i+&#۹۵۵;t ß۲it=ß۲ ß۳it=ß۳
E(&#۹۵۵;t) = O
Var (&#۹۵۵;t ) = &#۹۶۳; ۲ &#۹۵۵;
ٍE(&#۹۵۵;t&#۹۴۵;i) = O,E (&#۹۵۵;t eit) = O,E(&#۹۵۵;t X۲it) = E (&#۹۵۵;t ۳it) = C
(yit = ß۱ + ß۲X۲it + ß۳X۳it + (eit+&#۹۴۵;i+&#۹۵۵;i
Uit
به کمک آزمون هاوسمن، می‌توان به این سؤال پاسخ داد که آیا میان vi و مجموعه Xها همبستگی وجود دارد یا خیر (تفاوت میان اثر ثابت و اثر تصادفی) فرضیه صفر و مقابل در این تست به‌شرح ذیل است.
[H۰=Random Effect model [cor (vi,dxit)#O
[H۱=Fixed Effect model [cor (vi,xit)#O
اگر vi با مجموعه xit همبسته نباشد. آنگاه مدل RE و تخمین زن موزون حداقل مربعات (GLS) سازگار و کارا خواهد بود و &#۹۴۶; FE که از تخمین به روش FE به‌دست می‌آید سازگار اما ناکارآ می‌باشد. در مقابل اگر فرضیه مقابل صحیح باشد و Vi و Xit همبسته باشند، تخمین زن FE سازگار و کارآ خواهد بود ولیکن تخمین زن RE ناسازگار خواهد بود. تحت فرضیه صفر هیج تفاوت سیستماتیک میان B FE و &#۹۴۶;RE وجود ندارد. لذا فرضیه صفر و مقابل به شکل زیر خواهد بود:
H۰: BFE-BRE = O
H۱:B FE= BRE# O
در مطالعه تجربی حاضر i نشان‌دهنده هفت بخش اقتصادی (خدمات و مستغلات، کشاورزی و ماهیگیری، حمل‌ونقل و ارتباطات، صنعت، ساختمان، معدن و برق و آب) و t نشان‌دهنده پنج سال (۱۳۷۵-۱۳۷۹) می‌باشد.
همان‌طور که قبلاً بیان شد برای برسی تأثیر اعتماد به‌عنوان بخشی از بهره‌وری کل عوامل تولید بر عملکرد اقتصادی لازم است که یک تابع تولید تخمین بزنیم. اما الگوی خاصی برای انتخاب نوع تابع تولید در دست نداریم پس چندین تابع تولید مهم را مورد آزمون قرار می‌دهیم تا مناسب‌ترین تابع به‌دست آید. تخمین را ا تابع تولید کاب داگلاس شروع می‌کنیم. فرم این تابع در حالت پانل چنین خواهد بود:
lnyit=cit+lnlit+lnkit+uit
در آن lnl نشان‌دهنده لگاریتم نیروی کار، lnk نشان‌دهنده لگاریتم ذخیره سرمایه می‌باشد و lny نشان‌دهنده لگاریتم ارزش افزوده حقیقی می‌باشد. با تأیید فرضیه صفر در آزمون هاوسمن، مبنی بر اینکه هیچ تفاوت سیستماتیک میان B FE و B RE وجود ندارد، روش اثر تصادفی تأیید می‌شود.
تمامی ضرایب در سطح اطمینان بالای ۹۵% معنی‌دار هستند و ضرایب متغیرهای متسقل نشان‌دهنده کشش تولیدی و تابع تولید همگن از درجه یک می‌باشد. در نهایت فرم خاص این تابع تولید چنین خواهد شد.
y=e۱۲.۳ l.۶ k.۳۱
همان‌طور که بیان شد الگوهای پانل تلفیقی از دو جزء سری زمانی و مقطعی می‌باشند. لذا مسئله بروز رگرسیون‌های کاذب در این الگوها نیز مطرح می‌باشد. آزمون‌های متعددی در راستای بررسی ریشه واحد در این مدل‌ها عنوان شده است که از جمله می‌توان به آزمون لوین - لین، پسران وشین پدرونی، مادلا و وو، و بالتاجی اشاره کرد. در راستای برسی جامع‌تر موضوع در ابتدا به بررسی روند کلی آزمون ریشه واحد در الگوی پانل می‌پردازیم و در ادامه به بررسی دو الگوی ارائه شده توسط ایم، پسران وشین (IPS) و مادلا و وو (MW) خواهیم پرداخت.
متغیر فرضی همانند y در الگوی تابلوئی از دو مشخصه مقطع و زمان برخوردار است. لذا شکل کلی نشان دادن آن به‌صورت معادله می‌باشد.
yit=&#۹۴۵;o,i + &#۹۴۵;۱,i yi,t-۱ + &#۹۴۵;۲,i t + &#۹۳۱;mlogi j=۱ bij ∆y i,t-j + &#۹۴۹;i,t
در معادله بالا yit سطح متغیر در سال t همچنین mhagi حداکثر مقدار وقفه در هر گروه از داده‌های مقطعی می‌باشد. در فرضیه صفر فرض می‌شود که دارای ریشه واحد می‌باشد لذا فرم کلی آزمون فرضیه‌ها عبارت است از:
H O,DF,i: &#۹۴۵;۱,i=۱
H ۱,DF,i: O≤&#۹۴۵;۱,i<۱
i=۱,۲,۳,...... N
IPS الگوئی برای آزمون فرضیه‌های فوق ارائه دادند و در آن از تست LM استفاده کردند. طبق روش آنها می‌بایست در ابتدا آزمون ریشه واحد برای تک تک مقاطع محاسبه شود سپس به کمک آماره ذیل به بررسی ریشه واحد برای کل داده‌ها پرداخت.
(&#۹۶۸; LM = √N(LM N,T - ۱/N∑ N i=۱&#۹۵۶; LMi,T / √۱/N ∑N i=۱ &#۹۴۵;۲ LM i,T
LM= ۱/N ∑N i=۱ LMi,T
از آنجا که آماره t شبیه آماره LM است می‌توان از آمار t نیز استفاده کرد در این حالت آمارهای آزمون به‌صورت معادله زیر خواهد شد.
تأثیر اعتماد بر عملکرد اقتصادی در اقتصاد ایران
(&#۹۶۸; LM = √N(t N,T - ۱/N∑ N i=۱ &#۹۵۶; ti,T / √۱/N ∑N i=۱ &#۹۴۵;۲ ti,T
t= ۱/N ∑N i=۱ ti,T
IPS با استفاده از روش‌های مونت کارلو آماره‌های این آزمون برای مقادیر متعدد N و t محاسبه کردند. اما ضعف عمده این مدل که سبب می‌شود برای تمام داده‌های قابل استفاده نباشد آن است که این روش برای داده‌های بالانس قابل استفاده است. لذا در ادامه به بررسی الگوی ارائه‌شده توسط MW می‌پردازیم که برای داده‌های غیربالانس نیز قابل استفاده است. آزمون ریشه واحد MW همانند آزمون IPS بر مبنای N تست مستقل می‌باشد که بر روی واحد اقتصادی انجام داده می‌شود. این آزمون بر مبنای تست فیشر صورت می‌گیرد. اگر فرض کنیم که P-value,лi تست دیکی - فولر برای سری I باشد آنگاه آماره مورد استفاده به‌صورت زیر خواهد بود.
&#۹۵۵; = -۲ ∑lnлi
آماره فوق دارای توزیع x۲ با ۲N درجه آزادی می‌باشد. مطالعات مونت کارلو نشان داد، در مواقعی که برخی از سری‌ها در یک الگوی تلفیقی مانا و برخی دیگر ناماتا باشند، آزمون MW نسبت به IPS از کارآئی برخوردار است.
آزمون ریشه واحد با روش‌های لوین - لین و همچنین ایم - پسران - شین انجام گرفت و فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد پذیرفته شد. انگل و گرنجر (۱۹۸۷) بیان کردند که اگر آزمون دیکی - فولر را روی پسماندهای مدل انجام دادیم و سری زمانی پسماند مانا شد، این تأییدی برهم‌انباشتگی است. در این حالت، مانائی و نامانائی را از طریق آزمون ریشه واحد دیکی - فولر برای سری u بررسی می‌شود که فرضیه‌ها به‌صورت زیر است:
H۰= عدم هم‌‌انباشتگی
H۱= هم‌انباشتگی
در آزمون ما فرضیه H۰ رد می‌شود (چون مقدار محاسبه شده از مقادیر بحرانی بزرگتر است) و ترکیب مدل تجربی حاضر هم انباشته می‌شود. بنابراین روش اقتصادسنجی در این قسمت پانل هم انباشته خواهد شد .
روندی که برای تخمین تابع تولید کاب داگلاس انجام دادیم برای تخمین توابع تولید ترانسلوگ و CES تکرار می‌کنیم. معادله نشان‌دهنده فرم کلی تابع تولید ترانسلوگ و معادله نشان‌دهنده فرم کلی تابع تولید CES می‌باشد.
(Iny=&#۹۴۵;۰+&#۹۴۵;۱ln۱+&#۹۴۵;۲lnk+۱/۲(&#۹۴۶;kk(Ink)۲)+&#۹۴۶;kl link.Inl + ۱/۲ (&#۹۴۶;ll(lnl)۲
y= [&#۹۴۵;tl p + &#۹۴۵;k K p]۱/p
مناسب‌ترین تابع تولید، که از نظر ضرایب معنی‌دار و منطقی است، تابع تولید کاب داگلاس می‌باشد. در مرحله بعد از این تابع برای بررسی تأثیر اعتماد بر روی عملکرد اقتصادی استفاده می‌کنیم.
۵. جایگزین کردن شاخص بی‌اعتمادی در تابع تولید و بررسی تأثیر آن به‌عنوان بخشی از TFP بر روی عملکرد اقتصادی
در قسمت حاضر، شاخص بی‌اعتمادی محاسبه‌شده را به‌عنوان بخشی از TFP در تابع تولید کاب‌داگلاس را جاگذاری و به این ترتیب تأثیر بی‌اعتمادی بر ارزش افزوده و عملکرد اقتصادی سنجیده می‌شود و تابع تولید حاصل به هر دو روش اثر ثابت و اثر تصادفی تخمین زده می‌شود، سپس آزمون‌ هاوسمن را برای تست کردن تفاوت سیستماتیک میان BFE و BRE انجام گرفته و این نتیجه حاصل می‌گردد که فرضیه صفر رد و فرضیه مقابل مبنی بر کارا و سازگار بودن اثر ثابت پذیرفته می‌شود .
ضرایب متغیرهای مستقل در سطح اطمینان بالای ۹۵ درصد معنی‌دار هستند. ضریب شاخص بی‌اعتمادی منفی در سطح اطمینان حدود ۹۷ درصد معنی‌دار می‌باشد. بدین‌ترتیب شاخص بی‌اعتمادی که به‌صورت بخشی از TFP وارد مدل شده بود تأثیر منفی بر ارزش افزوده و عملکرد اقتصادی دارد.
الگوی پانل تخمین تابع تولید بدون شاخص اعتماد اثر تصادفی و الگوی پانل تخمین تابع تولید با شاخص اعتماد اثر ثابت سازگارتر و کم‌کاراتر از اثر تصادفی می‌باشد. اثرات ثابت در جدول زیر تفاوت‌ها ساختاری در بخش‌های مختلف اقتصادی را نشان می‌دهند. میزان اثر ثابت در بخش کشاورزی در حدود ۱۲/۱۰ می‌باشد که مقدار اثر ثابت بخش خدمات از این مقدار بیشتر و مقادیر اثرات ثابت سایر بخش‌ها از این مقدار کمتر می‌باشند.
●●نتیجه‌گیری
در اقتصاد ایران بخش قابل‌ملاحظه‌ای از ارزش افزوده کل، توسط نهاد خانوار تولید می‌شود. نهاد خانور با تولید ۴۰ تا ۵۰ درصد از ارزش افزوده نقش مسلطی بر عملکرد اقتصاد کشور دارد. در طول سال‌های مورد بررسی (۱۳۸۱-۱۳۷۵) نهاد خانوار تسلط خود را بر مقدار تولید ارزش افزوده همواره حفظ کرده است. خانوارها همراه با نهاد دولت عمومی و نفت حدود ۷۰ درصد تولید کشور را در دست دارند. ۳۰ درصد باقی‌مانده تولید کشور نیز بین شرکت‌های دولتی و غیردولتی تقسیم می‌شود. اگر اقتصاد ایران یک اقتصاد دولتی نبود و از شرکت‌های دولتی حمایت نمی‌شد شاید میزان سهم خانوار از ارزش افزوده تولید کشور از مقدار فعلی نیز فزون‌تر می‌شد. در اقتصاد ایران نهادهای رسمی و غیررسمی حاکم، عملکردشان به‌گونه‌ای بوده که همواره موجب ایجاد ترس از شراکت و همکاری در بین مردم بوده است و مردم برای گریز از ضرر و زیان حاصل از این بی‌اعتمادی ترجیح می‌دهند فعالیت‌های اقتصادی خود را در محفل دوستان و آشنایان خود به انجام برسانند و این شاید عامل مهمی در عدم گسترش و افول شرکت‌های اقتصادی در ایران است.
در مطالعه تجربی حاضر تأثیر سرمایه اجتماعی از طریق بهره‌وری کل عوامل تولید مورد بررسی قرار گرفته است. طبق نتایج اقتصادسنجی مطالعه تجربی حاضر، بی‌اعتمادی به‌عنوان بخشی از TFP تأثیر منفی بر میزان ستانده و عملکرد اقتصادی دارد.
بدون توجه به مسائل و ساختار اجتماعی تلاش برای حل مشکلات اقتصادی نتایج نامشخصی را به‌وجود خواهد آورد. تشویق به سرمایه‌گذاری بدون حل بی‌اعتماد و ترکیب ساختار تولیدی جامعه نتایج مثبتی نخواهد داشت. شاید عمده‌ترین دلیل این بی‌اعتمادی در خصلت ”کلنگی“ و ”بی‌ثباتی“ جامعه ایران نهفته است.

فرهاد نیلی و مهدی آذری
توضیح
یکی از مشکلات اساسی در مطالعه سرمایه اجتماعی، شاخص‌سازی آن است. با توجه به ضعف داده‌ها و آمار در ایران به‌خصوص در حیطه مسائل اجتماعی و فرهنگی این مشکل عمیق‌تر می‌باشد. به این دلیل اغلب پژوهشگران از وارد شدن در این حوزه‌ها اجتناب می‌ورزند. در تحقیق حاضر با آنکه سعی شده است شاخص مناسبی برای سرمایه اجتماعی ساخته شود ولی این‌کار عاری از ایراد نیست. امیدواریم که پژوهشگران با مشاهده تلاش این مقاله تشویق به پژوهش در این عرصه بشوند چرا که به‌نظر می‌رسد مطالعات از این نوع برای مشخص شدن علل ضعف اقتصاد ایران ضروری است.
پانوشت
۱. پلاتو (۱۹۹۴) می‌گوید که اعتماد به دو صورت وجود دارد. اعتماد شخصی شده (peronalized trust) و اعتماد عمومی (generalized trust). اعتماد شخصی شده، در اثر فعل و انفعالات مکرر بین اشخاص شکل می‌گیرد و دارای کارآئی کمی است. اما اعتماد عمومی شده از طریق نوع تربیت کودکان و افراد، دانش عمومی درباره جمعیت عاملین و اشتیاق برای رویارو شدن به‌وجود می‌آید و دارای کارآئی بیشتری است. تفاوت اساسی بین این دو نوع اعتماد این است که در اولین رویاروئی با فردی، ایجاد اعتماد نوع اول مستلزم تلاش و زمان است، اما در نوع دوم به‌صورت خودجوش و آنی می‌باشد. اعتماد عمومی شده سریع‌تر و کم‌هزینه‌تر از اعتماد شخص شده عمل می‌کند. چنانکه اعتمادسازی سریع باعث ایجاد منافع مؤثر زیادی می‌شود (Durlauf & Fafchamps, ۲۰۰۴:۹).
۲. بخشی از محصول یک جامعه که به‌وسیله عوامل تولید (نیروی کار، سرمایه) توضیح داده نمی‌شود در قالب بهره‌وری کل عوامل توید (TFP) قرار می‌گیرند. عوامل مختلفی می‌توانند این بخش محصول را توضیح دهند که یکی از این عوامل می‌تواند سرمایه اجتماعی باشد.
۳. توجه شود که تابع تولید مذکور تابع تولید کل اقتصاد ایران نمی‌باشد، چون دارای ۷ بخش اقتصادی است که توسط دو نهاد تولید شده‌اند.

منبع : فصلنامه اقتصاد سیاسی