Раванди озодсозии иқтисодӣ, ки Ҳиндустон соли 1991 оғоз кард, одатан бо суръати баланди рушд, афзоиши ҳосилнокӣ ва болоравии бахши хизматрасонӣ тавсиф мешавад. Ин таҳқиқоти Spandan Upadhyay таъкид мекунад, ки рушд набояд танҳо бо ҳаҷми умумии истеҳсоли иқтисодӣ арзёбӣ шавад. Таҳқиқот дигаргуниҳои давраи 1991-2016-ро бар асоси равиши Amartya Sen дар бораи “қобилиятҳо” ва “рушд ҳамчун озодӣ” тавассути сохтори шуғл, истеҳсол ба ҳар корманд, таваллуднокӣ, саломатӣ, бесамарии кишоварзӣ ва бекории таҳсилкардагон шарҳ медиҳад.

Таҳқиқот 26 соли мушоҳидаҳоро аз маҷмӯи додаҳои World Development Indicators-и Бонки Ҷаҳонӣ истифода мебарад. Нишон дода мешавад, ки ҳиссаи шуғли кишоварзӣ дар Ҳиндустон аз тақрибан 64 фоиз то 44 фоиз коҳиш ёфта, ҳиссаи кормандони бахши хизматрасонӣ аз тақрибан 22 фоиз то 33 фоиз афзоиш ёфтааст. Шуғл дар саноат низ меафзояд; аммо қисми зиёди қувваи корие, ки аз кишоварзӣ хориҷ мешавад, ба ҷои саноат мустақиман ба хизматрасонӣ мегузарад. Муаллиф ин сохторро ҳамчун қисман канор гузоштани роҳи классикии рушди “аз кишоварзӣ ба саноат ва баъд ба хизматрасонӣ” дар Ҳиндустон шарҳ медиҳад.

Графикҳо ҳамзамон фарқи калони байни ҳиссаи кишоварзӣ дар иқтисод ва ҳиссаи аҳолии машғул дар кишоварзиро намоён мекунанд. То наздики 2016 тақрибан 44 фоизи қувваи корӣ дар кишоварзӣ фаъолият мекард, дар ҳоле ки ҳиссаи кишоварзӣ дар маҷмӯи маҳсулоти дохилӣ то тақрибан 17 фоиз поин рафтааст. Таҳқиқот ин фосиларо ҳамчун нишонаи бесамарии кишоварзӣ ва бекории пинҳонӣ арзёбӣ мекунад.

Дар таҳқиқот ду модели регрессияи хаттии бисёртағйирёбанда сохта мешавад. Модели якум кӯшиш мекунад GDP ба ҳар кормандро бо ҳиссаи шуғл дар бахши хизматрасонӣ ва таваррум шарҳ диҳад. Модели дуюм бошад, сатҳи таваллуднокиро бо шуғл дар хизматрасонӣ ва GDP ба ҳар корманд алоқаманд мекунад. Сипас ин моделҳо барои сохтани сенарияҳои хушбинона, асосӣ ва бадбинона истифода мешаванд, бо фарзияе, ки шуғл дар хизматрасонӣ то 2030 ба таври хаттӣ идома меёбад. Дар сенарияи асосӣ GDP ба ҳар корманд дар соли 2030 тақрибан ба 20.486 доллар расиданаш пешбинӣ мешавад.

Бо вуҷуди ин, таҳқиқот маҳдудиятҳои муҳими методологӣ дорад. Танҳо 26 соли силсилаи вақт истифода мешавад; санҷишҳои стационарӣ, автокоррелятсия, коинтегратсия, эндогенӣ ва шикасти сохторӣ гузориш нашудаанд. Гарчанде натиҷаҳои регрессияи хаттӣ ҳамчун далели сабабият пешниҳод мешаванд, усули истифодашуда худ аз худ таъсири сабабиро муайян карда наметавонад. Илова бар ин, самти баъзе коэффисиентҳо ва фосилаҳои эътимод дар Шакли 3 бо тавзеҳоти матн ошкоро мухолифанд. Аз ин рӯ, таҳқиқот таҳлили иктишофии андешабарангезе дар бораи тағйироти Ҳиндустон пешниҳод мекунад, аммо набояд ҳамчун хулосаи қатъии сабабӣ ё пешгӯии боэътимоди дарозмуддати иқтисодӣ арзёбӣ шавад.

Саволи асосии таҳқиқот

Нуқтаи оғози таҳқиқот саволест, ки рушди иқтисодии Ҳиндустон пас аз 1991 то чӣ андоза имкониятҳои воқеии зиндагии мардумро васеъ кардааст. Таҳқиқот танҳо ба саволи “иқтисод чӣ қадар рушд кард?” маҳдуд намешавад, балки ба саволҳои инсониитар зерин тамаркуз мекунад:

• Мардум аз кадом бахшҳо ба даст овардани рӯзиро оғоз карданд?
• Қувваи кории аз кишоварзӣ хориҷшуда аз ҷониби саноат ҷаббида шуд ё аз ҷониби бахши хизматрасонӣ?
• Рушд бо ҳосилнокии кормандон ва қобилияти ба даст овардани фоидаи иқтисодӣ чӣ гуна алоқаманд буд?
• Оё афзоиши сатҳи таҳсил ба шуғли соҳибихтисос табдил ёфт?
• Сабабҳои беморӣ ва марг ҳамроҳ бо дигаргунии иқтисодӣ чӣ гуна тағйир ёфтанд?
• Кадом гурӯҳҳо берун аз рушди иқтисодӣ монданд ё аз дигаргунӣ ба қадри кофӣ баҳра набурданд?

Муаллиф равиши Amartya Sen-ро асос мегирад, ки рушдро на танҳо афзоиши даромад, балки васеъ шудани қобилияти одамон барои пеш бурдани зиндагие медонад, ки барои онҳо арзишманд аст. Аз ин нуқтаи назар, шуғл танҳо ҳамчун омили истеҳсолӣ не, балки ҳамчун воситаи асосии дастрасӣ ба ғизо, манзил, хизматрасонии тиббӣ ва иштироки иҷтимоӣ баррасӣ мешавад.

Фарқ кардани Ҳиндустон аз роҳи классикии рушд

Яке аз андешаҳои марказии таҳқиқот ин аст, ки дигаргунии сохтории Ҳиндустон пайдарпаии классикии индустриализатсияро пурра пайравӣ накардааст. Дар ривояти анъанавии рушд қувваи корӣ аввал аз кишоварзии каммаҳсул ба саноати истеҳсолӣ ва сипас ба бахшҳои пешрафтатари хизматрасонӣ мегузарад. Дар Ҳиндустон бошад, бо коҳиш ёфтани ҳиссаи кишоварзӣ бахши хизматрасонӣ босуръат рушд кард, дар ҳоле ки афзоиши шуғли саноатӣ маҳдудтар монд.

Дар панели миёнаи Шакли 1 тамоюлҳои тахминии давраи 1991-2016 чунин ба назар мерасанд:

Ин додаҳо маънои онро надоранд, ки Ҳиндустон саноатро комилан канор гузоштааст. Шуғли саноатӣ тақрибан нӯҳ нуқта меафзояд. Аммо коҳиши тақрибан бистнуқтаии кишоварзӣ пурра аз ҷониби саноат ҷуброн нашудааст; хизматрасонӣ ба пояи дуюми қавитари дигаргунӣ табдил ёфтааст. Аз ин рӯ, ибораи “гузаштан аз инқилоби саноатӣ” дар таҳқиқот бештар як тавсифи тафсирӣ дар бораи болоравии ғайриодатан барвақт ва қавии хизматрасонӣ мебошад, на набудани мутлақи саноат дар таърих.

Равзанаи имконияти демографӣ

Панели чапи Шакли 1 тағйироти аҳолии Ҳиндустонро аз рӯи гурӯҳҳои синнусолӣ нишон медиҳад. Аз график тақрибан чунин хонда мешавад:

• Аҳолии синни кории 15-64 сола аз тақрибан 520 миллион то ҳудуди 870 миллион афзудааст,
• Гурӯҳи синнии 0-14 аз тақрибан 340 миллион то наздики 380 миллион афзуда, сипас тақрибан устувор шудааст,
• Аҳолии 65-сола ва болотар аз тақрибан 30 миллион то ҳудуди 80-90 миллион афзудааст.

Таҳқиқот афзоиши босуръати аҳолии синни кориро ҳамчун “дивиденди демографӣ” шарҳ медиҳад. Аммо таъкид мешавад, ки аҳолии калони синни корӣ худ аз худ фоидаи иқтисодӣ эҷод намекунад. Ин аҳолӣ бояд ба ҷойҳои кори самаранок ва бо музди муносиб ҷойгир шавад. Дар акси ҳол, имконияти демографӣ метавонад ба фишори бекорӣ ва шуғли каммаҳсул табдил ёбад.

Дигаргунии бори саломатӣ

Дар панели рости Шакли 1 ҳиссаи бемориҳои сироятӣ ва ғайрисироятӣ дар ҳамаи фавтҳо муқоиса карда мешавад. Дар график танҳо барои чанд сол нуқтаҳои додаҳо мавҷуданд; аз ин рӯ, ин панел силсилаи пайвастаи солона нест.

Арзишҳои тахминии хондашаванда аз график чунинанд:

Таҳқиқот ин тағйиротро ҳамчун коҳиш ёфтани вазни нисбии бемориҳои сироятии марбут ба камбизоатӣ ва афзоиши вазни бемориҳои дилу раг, диабет, саратон ва дигар бемориҳои музмин шарҳ медиҳад. Аммо графики истифодашуда нишон намедиҳад, ки кори бахши хизматрасонӣ ё тарзи ҳаёти камҳаракат бевосита сабаби ин бемориҳо шудааст. Омилҳои зиёде, аз ҷумла дастрасӣ ба хизматрасонии тиббӣ, дароз шудани умр, пиршавии аҳолӣ, шаҳрнишинӣ, ғизо, истифодаи тамоку ва низомҳои ташхис метавонанд ба ҳамин дигаргунӣ мусоидат кунанд.

Домани кишоварзӣ: Ҷудошавии шуғл ва арзиши иқтисодӣ

Панели чапи Шакли 2 ҳиссаи коргарони кишоварзӣ дар қувваи умумии корӣ ва ҳиссаи кишоварзӣ дар GDP-ро якҷо нишон медиҳад. Гарчанде ҳар ду нишондиҳанда коҳиш меёбанд, ҳиссаи шуғл аз ҳиссаи истеҳсоли иқтисодӣ хеле баландтар мемонад.

Тақрибан:

• Соли 1991, 64 фоизи қувваи корӣ дар кишоварзӣ кор мекард ва кишоварзӣ тақрибан 30 фоизи GDP-ро истеҳсол мекард.
• Соли 2016, шуғли кишоварзӣ то тақрибан 44 фоиз коҳиш ёфт, дар ҳоле ки ҳиссаи кишоварзӣ дар GDP то тақрибан 17 фоиз поин рафт.

Майдони соядор байни ду хат дар график ҳамчун “фосилаи бесамарӣ” нишон дода шудааст. Муаллиф ин фарқро бо бекории пинҳонӣ ва иқтидори истифоданашудаи инсонӣ мепайвандад. Мантиқи асосӣ ин аст, ки шумораи зиёди одамон дар бахше ҷамъ шудаанд, ки ҳиссаи нисбатан хурди маҳсулоти иқтисодиро эҷод мекунад.

Аммо фарқи байни ин ду фоиз ченаки мустақим ва дақиқи бекории пинҳонӣ нест. Ҳосилнокии кишоварзӣ аз соатҳои кор, андозаи замин, истифодаи сармоя, сохтори маҳсулот, нархҳои минтақавӣ, меҳнати бемузди оилавӣ ва мавсимият вобаста аст. График мушкили сохториро возеҳ нишон медиҳад, аммо шумораи одамони бекори пинҳониро ҳисоб намекунад.

Мушкилоте, ки “хаёли таҳсил” номида шудааст

Панели рости Шакли 2 барои солҳои интихобшуда ҳиссаи шахсони дорои таҳсилоти олӣ дар қувваи корӣ ва сатҳи бекорӣ дар байни аҳолии таҳсилкардаро муқоиса мекунад. Солҳои истифодашуда дар график 1994, 2000, 2005, 2010 ва 2012 мебошанд.

Муаллиф иддао мекунад, ки низоми таҳсил малака ва интизориҳоро ба вуҷуд меорад, аммо иқтисод ҷойҳои кори мувофиқро ба миқдори кофӣ таъмин намекунад. Вай ин ҳолатро ҳамчун “табдил наёфтани қобилият ба ҳуқуқи иқтисодӣ” шарҳ медиҳад.

Гарчанде график баланд мондани бекории таҳсилкардагонро дастгирӣ мекунад, пас аз 2005 коҳиши возеҳро низ нишон медиҳад. Аз ин рӯ, вазъ бояд на ҳамчун сатҳи тамоман тағйирнаёбандаи бекорӣ, балки ҳамчун мушкиле хонда шавад, ки ҳарчанд дар мушоҳидаҳои охирин коҳиш ёфтааст, сатҳи он ҳанӯз баланд мемонад. Илова бар ин, ҳиссаи қувваи кории дорои таҳсилоти олӣ ва сатҳи бекорӣ дар байни таҳсилкардагон нишондиҳандаҳое мебошанд, ки маҳраҷҳои гуногун доранд; баландии ду сутунро набояд мустақиман аз ҳам тарҳ кард.

Маҷмӯи додаҳо ва тозакунии маълумот

Дар таҳқиқот World Development Indicators-и Бонки Ҷаҳонӣ барои давраи 1991-2016 истифода шудааст. Гуфта мешавад, ки маҷмӯи додаҳои хом:

• 26 мушоҳидаи солона,
• 27 нишондиҳандаи макроиқтисодӣ дошт.

Дар раванди тозакунии маълумот сутунҳо ба намуди ададӣ табдил дода шуда, ҳуҷайраҳои ғайриқобили табдил ба адад ҳамчун арзиши гумшуда қайд шудаанд.

Барои арзишҳои гумшуда пуркунии миёна ё интерполятсияи хаттӣ истифода нашудааст. Ба ҷои ин, агар дар ҳар таҳлил ягон тағйирёбандаи истифодашуда арзиши гумшуда дошта бошад, он сол пурра хориҷ карда шудааст. Ин усул “listwise deletion” ном дорад.

Listwise deletion аз он ҷиҳат фаҳмост, ки додаҳои сунъӣ эҷод намекунад; аммо махсусан дар маҷмӯи ҳамагӣ 26 мушоҳида метавонад андозаи намунаҳоро хеле кам кунад. Таҳқиқот шумораи дақиқи солҳои боқимонда пас аз ҳазфро барои ҳар яке аз ду модели регрессия гузориш намедиҳад. Ин арзёбии номуайянии коэффисиентҳо ва қувваи омориро душвор мекунад.

Модели якуми OLS: Ҳосилнокӣ ба ҳар корманд

Тағйирёбандаи ҳадафи модели якум GDP ба ҳар корманд аст. Тағйирёбандаҳои тавзеҳӣ:

• Ҳиссаи бахши хизматрасонӣ дар шуғли умумӣ,
• Сатҳи таваррум мебошанд.

Дар таҳқиқот муносибати умумии OLS чунин ифода шудааст:

\[ Y_i = \beta_0 + \beta_1 X_{1i} + \beta_2 X_{2i} + \varepsilon_i \]

Ҳангоми татбиқ ба модели якум:

\[ GDP\_PP\_EMP_t = \beta_0 + \beta_1 EMP\_SRV_t + \beta_2 INFL_t + \varepsilon_t \]

• GDP_PP_EMP: GDP ба ҳар корманд; дар график бо доллар нишон дода шудааст.
• EMP_SRV: Фоизи кормандони бахши хизматрасонӣ дар шуғли умумӣ.
• INFL: Сатҳи таваррум.
• β₀: Арзиши ибтидоии фарзиявӣ ҳангоми сифр будани тағйирёбандаҳои тавзеҳӣ.
• β₁: Тағйироти GDP ба ҳар корманд, ки бо тағйири як нуқтаи шуғли хизматрасонӣ алоқаманд аст, дар ҳолати собит будани таваррум.
• β₂: Тағйироти GDP, ки бо тағйири як нуқтаи таваррум алоқаманд аст, дар ҳолати собит будани шуғли хизматрасонӣ.
• ε_t: Таъсирҳоеро ифода мекунад, ки модел шарҳ дода наметавонад.

Коэффисиентҳои OLS чунин интихоб мешаванд, ки ҷамъбасти квадратҳои бақия байни арзишҳои воқеӣ ва пешбинишударо ҳадди ақал кунанд:

\[ \min_{\beta_0,\beta_1,\beta_2} \sum_{t=1}^{n} \left(Y_t-\hat{Y}_t\right)^2 \]

Ин ифода мегӯяд, ки модел хатогиҳои пешгӯиро ба квадрат бардошта ҷамъ мекунад, то хатогиҳои мусбат ва манфӣ якдигарро барҳам надиҳанд.

Модели дуюми OLS: Сатҳи таваллуднокӣ

Тағйирёбандаи ҳадафи модели дуюм сатҳи умумии таваллуднокӣ мебошад, ки бо шумораи таваллуд ба ҳар зан ифода мешавад. Тағйирёбандаҳои тавзеҳӣ ҳиссаи шуғл дар хизматрасонӣ ва GDP ба ҳар корманд мебошанд:

\[ FRTL_t = \alpha_0 + \alpha_1 EMP\_SRV_t + \alpha_2 GDP\_PP\_EMP_t + u_t \]

• FRTL: Сатҳи умумии таваллуднокӣ ҳамчун шумораи таваллуд ба ҳар зан.
• EMP_SRV: Фоизи кормандони бахши хизматрасонӣ дар шуғли умумӣ.
• GDP_PP_EMP: GDP ба ҳар корманд.
• α₁: Робитаи тағйири шуғл дар хизматрасонӣ бо таваллуднокӣ дар ҳолати собит будани GDP ба ҳар корманд.
• α₂: Робитаи тағйири GDP ба ҳар корманд бо таваллуднокӣ дар ҳолати собит будани шуғл дар хизматрасонӣ.

Муаллиф баррасӣ мекунад, ки гузариш ба иқтисоди хизматрасонӣ метавонад тавассути шаҳрнишинӣ, нақши занон дар бозори меҳнат ва хароҷоти иқтисодии тарбияи фарзанд ба коҳиши таваллуднокӣ мусоидат кунад. Аммо модел тағйирёбандаҳои шаҳрнишинӣ, таҳсили занон, шуғли занон, синни издивоҷ, фавти кӯдакон, дастрасӣ ба пешгирии ҳомиладорӣ ё инфрасохтори саломатиро дар бар намегирад. Аз ин рӯ, ин механизмҳо мустақиман санҷида нашудаанд.

Коэффисиентҳои Шакли 3 ва номувофиқӣ бо матн

Шакли 3 коэффисиентҳои регрессияро бо сутунҳои уфуқӣ ва фосилаҳои эътимоди 95-фоиза нишон медиҳад. Мувофиқи шарҳи таҳқиқот, фосилаи эътимод чунин ҳисоб мешавад:

\[ CI_{95\%} = \hat{\beta} \pm 1.96 \times SE(\hat{\beta}) \]

Дар ин ҷо β̂ коэффисиенти баҳогузоришуда ва SE хатои стандартии коэффисиентро нишон медиҳад.

Аммо байни шакл ва матн номувофиқиҳои муҳим вуҷуд доранд:

1. Коэффисиенти таваррум: Матн мегӯяд таваррум ба GDP ба ҳар корманд бори манфӣ ё “drag” меорад. Аммо дар Шакли 3 сутуни таваррум дар тарафи рости сифр, яъне дар тарафи мусбат, менамояд. Аз график тақрибан коэффисиенти мусбати 100-150 доллар хонда мешавад.
2. Хизматрасонӣ ва таваллуднокӣ: Матн иддао мекунад, ки шуғли хизматрасонӣ ба таваллуднокӣ таъсири қавии манфӣ дорад. Аммо коэффисиенти шуғли хизматрасонӣ дар Шакли 3 дар тарафи рости сифр, тақрибан +0,05, менамояд.
3. Фосилаи эътимод: Матн мегӯяд ҳеҷ хатти хато сифрро намебурад. Аммо фосилаи эътимоди шуғли хизматрасонӣ дар модели таваллуднокӣ тақрибан аз -0,09 то +0,18 тӯл кашида, сифрро ошкоро фаро мегирад.
4. Коэффисиенти GDP ба ҳар корманд: Ин коэффисиент дар модели таваллуднокӣ дар график хеле наздик ба сифр менамояд ва бинобар миқёс арзиши дақиқаш хонда намешавад.

Аз сабаби ин номувофиқиҳо, хулосаи матнӣ, ки “гузариш ба хизматрасонӣ таваллуднокиро аз даромад қавитар коҳиш медиҳад”, бо Шакли 3 тасдиқ намешавад. Азбаски ҷадвали коэффисиентҳо, хатогиҳои стандартии дақиқ, арзишҳои p ва натиҷаҳои модел пешниҳод нашудаанд, муайян кардан имкон надорад, ки аломати дуруст дар график аст ё дар матни шарҳдиҳӣ.

Чаро регрессия худ аз худ сабабиятро муайян намекунад?

Дар таҳқиқот гуфта мешавад, ки OLS барои “ҷудо кардани сабаб ва натиҷа” истифода шудааст ва коэффисиентҳо “харитаҳои таъсири сабабӣ” мебошанд. Аммо регрессияи хаттии бисёртағйирёбанда, агар стратегияи дигари идентификатсия вуҷуд надошта бошад, танҳо робитаи шартии байни тағйирёбандаҳоро баҳогузорӣ мекунад.

Барои тафсири сабабӣ ҳадди ақал бояд фарз кард, ки тағйирёбандаҳои тавзеҳӣ бо хатои модел робита надоранд:

\[ E(\varepsilon_t \mid X_t) = 0 \]

Ин фарзия талаб мекунад, ки ягон омили берунмондаи модел ҳамзамон ба шуғли хизматрасонӣ ва ҳосилнокӣ ё таваллуднокӣ таъсир нарасонад. Барои дигаргунии иқтисодии Ҳиндустон ин фарзияи хеле қавӣ аст.

Масалан, тағйирёбандаҳои зерин метавонанд ҳамзамон ба шуғли хизматрасонӣ ва истеҳсол ба ҳар корманд таъсир расонанд:

• Пешрафти технологӣ,
• Сармоягузории хориҷӣ,
• Сатҳи таҳсил,
• Сармоягузорӣ ба инфрасохтор,
• Шаҳрнишинӣ,
• Кушодагии тиҷорат,
• Қурби асъор,
• Сиёсати фискалӣ ва пулӣ,
• Шароити иқтисоди ҷаҳонӣ.

Ба ҳамин монанд, тағйири сатҳи таваллуднокӣ метавонад ба гузариш ба бахши хизматрасонӣ низ таъсир расонад. Таваллуднокии пасттар метавонад иштироки занонро дар қувваи корӣ зиёд кунад; аз ин рӯ, сабабият метавонад дуҷониба бошад. Ин мушкили ҳамзамонӣ ё эндогенӣ аст.

Дар таҳқиқот озмоиши табиӣ, тағйирёбандаи асбобӣ, фарқ-дар-фарқ, regression discontinuity, сохтори таъхирдор ё стратегияи дигари идентификатсияи сабабӣ истифода нашудааст. Аз ин рӯ, натиҷаҳо бояд ҳамчун “афзоиши шуғли хизматрасонӣ бо GDP ба ҳар корманд ва таваллуднокӣ алоқаманд аст” хонда шаванд, на ҳамчун “ин афзоиш ҳатман сабаби ин натиҷаҳо шудааст”.

Муқоисаи арзишҳои воқеӣ ва пешбинишуда

Дар Шакли 4 барои ҳар ду модел арзишҳои воқеӣ дар меҳвари уфуқӣ ва пешбиниҳои модел дар меҳвари амудӣ нишон дода шудаанд. Хати сурхи канда пешгӯии комилро ифода мекунад, яъне:

\[ \hat{Y}_t = Y_t \]

.

Дар модели ҳосилнокӣ ба ҳар корманд қисми зиёди нуқтаҳо ба хати диагоналӣ наздик менамоянд. Махсусан дар сатҳҳои паст ва миёнаи ҳосилнокӣ, пешбиниҳо арзишҳои воқеиро наздик пайгирӣ мекунанд. Дар арзишҳои баландтар баъзе дуршавиҳо зиёд мешаванд; аммо робитаи хаттӣ умуман қавӣ менамояд.

Дар модели таваллуднокӣ бошад, каҷии систематикии бештар ба назар мерасад:

• Дар арзишҳои воқеии пасти таваллуднокӣ пешбиниҳо боз ҳам пасттар мемонанд.
• Дар арзишҳои миёна пешбиниҳо аксаран болои хати пешгӯии комил меистанд.
• Дар арзишҳои баланди таваллуднокӣ пешбиниҳо зери хат мемонанд.

Ин намуна метавонад нишон диҳад, ки модели хаттӣ ғайрихаттӣ будани робитаи таваллуднокиро пурра намегирад. Азбаски R-квадрат, R-квадрати ислоҳшуда, тақсимоти бақия ё ченакҳои хатои пешгӯӣ барои ҳар модел дода нашудаанд, иддаои он ки графикҳо “қариб тамоми тағйироти таърихиро шарҳ медиҳанд” аз нигоҳи ададӣ санҷида намешавад.

Муқоисаи арзишҳои воқеӣ ва пешбинишуда дар ҳамон маълумоте, ки модел бо он сохта шудааст, мутобиқати дохилинамунавиро нишон медиҳад. Ин усул худ аз худ набудани overfitting-ро исбот намекунад. Барои арзёбии overfitting маълумоти ҷудогонаи санҷишӣ, cross-validation ё санҷиши пешгӯии қафогарди тартиби вақт лозим аст.

Формулаи R-квадрат

Муносибати R-квадрат, ки дар таҳқиқот шарҳ дода шудааст, чунин аст:

\[ R^2 = 1 - \frac{\sum_{t=1}^{n}(Y_t-\hat{Y}_t)^2}{\sum_{t=1}^{n}(Y_t-\bar{Y})^2} \]

• Ифодаи сурат ҷамъбасти квадратҳои бақияест, ки модел шарҳ дода наметавонад.
• Ифодаи махраҷ тағйироти умумии тағйирёбандаи ҳадаф нисбат ба миёнаи он аст.
• Ҳар қадар R-квадрат ба 1 наздик шавад, ҳамон қадар қисми зиёди тағйироти дохили намуна аз ҷониби модел шарҳ дода мешавад.

Аммо R-квадрати баланд маънои сабабият, сохтори дурусти модел ё пешгӯии муваффақи ояндаро надорад. Хусусан силсилаҳои иқтисодие, ки бо гузашти вақт ҳамзамон боло ё поён мераванд, ҳатто бе механизми воқеии иқтисодии байни онҳо метавонанд R-квадрати баланд диҳанд.

Мушкилоти вобаста ба хусусияти силсилаи вақт

Маълумот 26 мушоҳидаи мустақил нест, балки 26 соли пайдарпай аст. Аз ин рӯ, дар муқоиса бо регрессияи классикии буришӣ мушкилоти силсилаи вақт метавонанд ба миён оянд:

• Ғайристационарӣ: Шуғли хизматрасонӣ ва GDP ба ҳар корманд дар тӯли вақт тамоюл доранд.
• Регрессияи бардурӯғ: Ду тағйирёбандаи ҳамзамон тренддор метавонанд ҳатто бе робитаи воқеӣ мутобиқати баланд эҷод кунанд.
• Автокоррелятсия: Хатои як сол метавонад бо хатои соли баъдӣ алоқаманд бошад.
• Шикасти сохторӣ: Буҳронҳои ҷаҳонӣ, тағйироти сиёсат ё ислоҳоти иқтисодӣ метавонанд робитаро байни давраҳо тағйир диҳанд.
• Гетероскедастикӣ: Андозаи хатогиҳои пешгӯӣ метавонад бо калон шудани миқёси иқтисод зиёд шавад.

Дар таҳқиқот санҷишҳои unit root, cointegration, Durbin-Watson, Breusch-Godfrey, heteroskedasticity ё structural break гузориш нашудаанд. Ин норасоӣ эътимоднокии хатогиҳои стандартӣ ва арзёбии аҳамиятнокии омориро маҳдуд мекунад.

Сенарияҳои шуғли хизматрасонӣ то 2030

Дар қадами якуми сенарияи оянда нишебии таърихии шуғл дар хизматрасонӣ ҳисоб карда мешавад. Муносибати дар таҳқиқот додашуда чунин аст:

\[ Slope = \frac{EMP\_SRV_{2016}-EMP\_SRV_{1991}}{2016-1991} \]

Бо истифода аз ин нишебӣ барои солҳои 2017-2030 сенарияи асосии хаттӣ сохта мешавад:

\[ EMP\_SRV_t^{base} = EMP\_SRV_{2016} + Slope \times (t-2016) \]

Сипас се сенария таъриф мешаванд:

\[ EMP\_SRV_t^{optimistic} = EMP\_SRV_t^{base} + 3 \]

\[ EMP\_SRV_t^{pessimistic} = EMP\_SRV_t^{base} - 3 \]

Дар матн ин фарқ ҳамчун “+3%” ва “-3%” навишта шудааст. Дар график сенарияҳо тақрибан се нуқтаи фоизӣ болотар ва поёнтар аз хати асосӣ менамоянд. Аз ин рӯ, ба назар мерасад, ки татбиқ ба ҷои тағйири нисбии фоизӣ бандҳои се нуқтаи фоизии мутлақро истифода мекунад; аммо матн ин фарқро ошкоро шарҳ намедиҳад.

Арзишҳои тахминии 2030 аз Шакли 5:

Дар график шуғли таърихии хизматрасонӣ соли 2016 ба тақрибан 33 фоиз мерасад, дар ҳоле ки сенарияи асосӣ соли 2017 аз тақрибан 31 фоиз оғоз мешавад. Ин байни силсилаи таърихӣ ва пешгӯии асосӣ ҷаҳиши поёнӣ ба вуҷуд меорад. Агар формулаи нишебии додашуда дуруст аз арзиши 2016 оғоз мешуд, пешгӯии асосии 2017 бояд каме аз 2016 боло мебуд. Сабаби ин номувофиқии визуалӣ — коркарди дода, графиксозӣ ё таърифи сенария — шарҳ дода нашудааст.

Сенарияи GDP ба ҳар корманд барои 2030

Арзишҳои ояндаи шуғли хизматрасонӣ ҳамчун вурудҳои беруна ба модели якуми OLS ҷойгир карда мешаванд. Фарз мешавад, ки таваррум дар ҳамаи солҳои оянда 5 фоиз хоҳад буд:

\[ GDP\_PP\_EMP_t^{future} = \hat{\beta}_0 + \hat{\beta}_1 EMP\_SRV_t^{scenario} + \hat{\beta}_2 \times 5 \]

Таҳқиқот ин занҷирро “таъсири домино” меномад. Ҳангоми тағйир ёфтани арзиши сенариявии шуғл дар хизматрасонӣ, пешбинии истеҳсол ба ҳар корманд низ тавассути коэффисиенти OLS тағйир меёбад.

Дар Шакли 6 арзиши сенарияи асосии 2030 ба таври возеҳ чунин нишон дода шудааст:

20.486 доллар/корманд

. Аз график, сенарияи хушбинона тақрибан 24.000 доллар ва сенарияи бадбинона тақрибан 17.000 доллар аст.

Дар Шакли 6 GDP таърихӣ ба ҳар корманд дар 2016 аз тақрибан 16.000 доллар болотар менамояд, дар ҳоле ки сенарияи асосии 2017 аз тақрибан 14.500 доллар оғоз мешавад. Номувофиқии графики шуғли хизматрасонӣ ба ин пешгӯӣ низ мегузарад. Аз ин рӯ, хати пешгӯии 2017-2030 идомаи бефосилаи силсилаи таърихӣ ба назар намерасад.

Фарзияҳои асосии пешгӯӣ

Натиҷаҳои 2030 ба фарзияҳои зерин вобастаанд:

• Тамоюли шуғли хизматрасонӣ дар 1991-2016 то 2030 ба таври хаттӣ идома хоҳад ёфт.
• Таваррум дар тамоми давраи пешгӯӣ 5 фоиз хоҳад буд.
• Муносибати таърихии OLS байни шуғли хизматрасонӣ ва GDP ба ҳар корманд тағйир намеёбад.
• Ҷанги бузург, пандемия, буҳрони молиявӣ, шикасти технологӣ ё зарбаи дигари ғайриодии беруна рух намедиҳад.
• Сохтори дохилии бахши хизматрасонӣ ва ҳосилнокии ҷойҳои кор робитаи собитро вайрон намекунад.

Аз ин рӯ, 20.486 доллар арзиши қатъии оянда нест, балки натиҷаи сенарияи вобаста ба фарзияҳо мебошад. Ба таъбири худи таҳқиқот, ин натиҷа тақдир не, балки эҳтимоли шартӣ аст.

Ҷиҳатҳои қавии таҳқиқот

• Арзёбии рушди иқтисодӣ на танҳо тавассути GDP умумӣ, балки ҳамроҳ бо шуғл, саломатӣ, таҳсил ва имкониятҳои инсонӣ,
• Пайваст кардани равиши қобилиятҳои Amartya Sen бо нишондиҳандаҳои мушаххаси иқтисодӣ,
• Намоиши равшани фарқи байни аҳолии машғул дар кишоварзӣ ва ҳиссаи кишоварзӣ дар истеҳсоли иқтисодӣ,
• Арзёбии дигаргуниҳои демографӣ, соҳавӣ ва саломатӣ дар як ривоят,
• Интихоби кор бо додаҳои мушоҳидашуда ба ҷои пур кардани арзишҳои гумшуда бо интерполятсияи сунъӣ,
• Интихоби модели соддатаре, ки ба намунаи хурд мувофиқ аст, ба ҷои machine learning-и мураккаб,
• Пешниҳоди пешгӯии оянда дар се сенарияи хушбинона, асосӣ ва бадбинона ба ҷои як натиҷа,
• Кӯшиши шарҳ додани формулаҳо ва занҷири ҳисоб барои хонанда.

Маҳдудиятҳои асосии таҳқиқот

• Намуна ҳамагӣ аз 26 соли мушоҳида иборат аст; шумораи воқеии мушоҳидаҳо дар ҳар модел пас аз ҳазфи додаҳои гумшуда гузориш нашудааст.
• Ҷадвалҳои пурраи коэффисиентҳо, доимӣ, хатогиҳои стандартӣ, арзишҳои p, R-квадратҳо ва санҷишҳои ташхисии моделҳои OLS дода нашудаанд.
• Стационарӣ ва коинтегратсияи силсилаҳои вақт санҷида нашудаанд.
• Санҷишҳои автокоррелятсия, гетероскедастикӣ ва шикасти сохторӣ гузориш нашудаанд.
• Эндогенӣ байни шуғли хизматрасонӣ, ҳосилнокӣ ва таваллуднокӣ арзёбӣ нашудааст.
• Муносибатҳои регрессия ҳамчун таъсири сабабӣ шарҳ дода шудаанд; аммо стратегияи идентификатсияи сабабӣ вуҷуд надорад.
• Модели таваллуднокӣ тағйирёбандаҳои муҳими иҷтимоӣ ва демографиро дар бар намегирад.
• Ҳамон додаҳо барои сохтани модел ва нишон додани мутобиқати он истифода шудаанд; тасдиқи берун аз намуна вуҷуд надорад.
• Аломатҳои коэффисиентҳо ва фосилаҳои эътимод дар Шакли 3 бо матн мухолифанд.
• Арзишҳои оғози 2017 дар Шаклҳои 5 ва 6 бо силсилаи таърихии 2016 бефосила пайваст намешаванд.
• Равшан нест, ки “3 фоиз” дар сенарияҳои хушбинона ва бадбинона фоизи нисбӣ аст ё нуқтаи фоизӣ.
• Пешгӯии 2030 танҳо ба шуғли хизматрасонӣ ва таварруми собити 5 фоиз такя мекунад; дигар ҷузъҳои сохтори иқтисодӣ собит фарз шудаанд.
• Таҳқиқот аз баррасии ҳамтоён нагузаштааст.

Таҳқиқот чӣ мегӯяд ва чӣ намегӯяд

Таҳқиқот нишон медиҳад, ки дар Ҳиндустон шуғли кишоварзӣ кам шудааст, дар ҳоле ки шуғли хизматрасонӣ ва истеҳсол ба ҳар корманд афзудаанд. Он нишон медиҳад, ки ҳиссаи аҳолии машғул дар кишоварзӣ аз ҳиссаи кишоварзӣ дар истеҳсоли иқтисодӣ хеле баландтар боқӣ мондааст. Ҳамчунин нишон медиҳад, ки ҳиссаи бемориҳои ғайрисироятӣ дар бори фавт афзоиш ёфта, бекории таҳсилкардагон дар баъзе солҳо дар сатҳи баланд қарор доштааст.

Таҳқиқот нишон намедиҳад, ки даромад ё сифати зиндагии ҳар корманде, ки аз кишоварзӣ ба хизматрасонӣ гузаштааст, беҳтар шудааст. Дар дохили хизматрасонӣ ҷойҳои кори сердаромади технологияҳои иттилоотӣ аз корҳои каммузд ва ноустувори хизматрасонӣ ҷудо карда нашудаанд.

Таҳқиқот исбот намекунад, ки бахши хизматрасонӣ ҳатман сабаби коҳиши таваллуднокӣ шудааст. Коэффисиенти таваллуднокӣ ва фосилаи эътимод дар Шакли 3 иддаои қавии сабабии матнро дастгирӣ намекунанд.

Таҳқиқот инчунин аз рӯи шакли мавҷуд исбот намекунад, ки таваррум ҳатман ҳосилнокиро кам мекунад; дар график коэффисиент мусбат менамояд.

Таҳқиқот нишон намедиҳад, ки истеҳсол ба ҳар корманд дар 2030 ҳатман 20.486 доллар мешавад. Ин рақам сенарияи шартӣ аст, ки ба тамоюли хаттии шуғли хизматрасонӣ, таварруми собит ва коэффисиентҳои тағйирнаёбандаи регрессия асос ёфтааст.

Аҳамият барои гузашта, имрӯз ва оянда

Аз нигоҳи гузашта, таҳқиқот таъкид мекунад, ки Ҳиндустон баъд аз 1991 на танҳо иқтисоди калонтар шуд; сохтори меҳнат, бемориҳо ва аҳолӣ низ тағйир ёфт. Коҳиши кишоварзӣ, болоравии хизматрасонӣ ва афзоиши аҳолии синни корӣ ҳамчун ҷанбаҳои гуногуни як дигаргунӣ пешниҳод мешаванд.

Барои имрӯз паёми муҳимтарин ин аст, ки рушди умумии иқтисодӣ бе ба ҳисоб гирифтани тақсимот ва имкониятҳои зиндагӣ ченаки кофии рушд нест. Истеҳсол ба ҳар корманд метавонад афзоиш ёбад, дар ҳоле ки миллионҳо нафар дар кишоварзии каммаҳсул ё ҷойҳои кори номувофиқ бо таҳсилашон мемонанд.

Барои оянда, таҳқиқот пешниҳод мекунад, ки барои истифодаи имконияти демографии Ҳиндустон бояд ба инфрасохтори деҳот, ҳаракати қувваи корӣ, шуғли босифати саноатӣ ва хизматрасонӣ ва мутобиқати таҳсил ба талаботи бозори меҳнат диққат дода шавад. Аммо барои хулосаҳои боэътимодтари сиёсӣ таҳқиқоти нав бо додаҳои сатҳи иёлат ё инфиродӣ, силсилаҳои дарозтари вақт ва усулҳои сабабӣ лозим аст.

Усул ва Натиҷаҳои Таҳқиқот

Хулосаи техникии усул

Хулосаи илмии шаклҳо

Натиҷаҳои асосии ададӣ

• Шуғли кишоварзӣ аз тақрибан 64 фоиз то 44 фоиз коҳиш ёфтааст.
• Шуғли хизматрасонӣ аз тақрибан 22 фоиз то 33 фоиз афзоиш ёфтааст.
• Шуғли саноатӣ аз тақрибан 15 фоиз то 24 фоиз афзоиш ёфтааст.
• Ҳиссаи кишоварзӣ дар GDP аз тақрибан 30 фоиз то 17 фоиз коҳиш ёфтааст.
• Ҳиссаи фавт аз бемориҳои ғайрисироятӣ аз тақрибан 46 фоиз то 61 фоиз афзоиш ёфтааст.
• Ҳиссаи фавт аз бемориҳои сироятӣ аз тақрибан 44 фоиз то 28 фоиз коҳиш ёфтааст.
• Сенарияи асосии шуғли хизматрасонӣ дар 2030 тақрибан 35,5 фоиз аст.
• Сенарияи асосии GDP ба ҳар корманд дар 2030 20.486 доллар аст.
• Натиҷаи ҳосилнокии сенарияи хушбинонаи 2030 аз график тақрибан 24.000 доллар хонда мешавад.
• Натиҷаи ҳосилнокии сенарияи бадбинонаи 2030 аз график тақрибан 17.000 доллар хонда мешавад.

Арзишҳое, ки аз график хонда шудаанд ва дар матн дақиқ навишта нашудаанд, тахминӣ мебошанд. Азбаски таҳқиқот ҷадвалҳои пурраи ададии регрессияро пешниҳод намекунад, арзишҳои дақиқи коэффисиентҳоро аз графикҳо боэътимод барқарор кардан имкон надорад.

Ёддошт оид ба Манбаъ ва Усул

• Сарлавҳаи пурраи аслии дохили PDF: The Limits of Freedom (1991-2016)
• Сарлавҳаи сабти SSRN: The Limits of Freedom
• Муаллиф: Spandan Upadhyay
• Тартиби муаллиф: Таҳқиқоти якмуаллифӣ
• Ҳаммуаллифии аввал/ҳиссагузории баробар: Нест.
• Муаллифи тамос: Сабти SSRN Spandan Upadhyay-ро ҳамчун муаллифи тамос нишон медиҳад.
• Муассиса: Ramakrishna Mission Vidyamandira, Belur Math, Howrah, West Bengal, Ҳиндустон
• Санаи навиштани таҳқиқот: 26 июни 2026
• Санаи боргузорӣ ба SSRN: 30 июни 2026
• DOI: 10.2139/ssrn.7003198
• Платформаи нашр: SSRN
• Рақами сабти SSRN: 7003198
• Маҷаллаи баррасишуда: Версияи нашршуда дар маҷаллаи баррасишуда тасдиқ нашудааст.
• Ношири аслӣ: Маълумоти ҷудогонаи ношири академӣ ё тиҷоратӣ тасдиқ нашудааст.
• Вазъи баррасии ҳамтоён: Таҳқиқот preprint-и дар SSRN нашршуда аст; маълумоте дар бораи гузаштани баррасии ҳамтоён вуҷуд надорад.
• Навъи манбаъ: Preprint, таҳлили додаҳои дуюмдараҷа, моделсозии эконометрикӣ ва таҳқиқоти сенариявӣ
• Пайванди расмии таҳқиқот:Саҳифаи таҳқиқот дар SSRN

Дар саҳифаҳои намоёни PDF номи муаллиф ва маълумоти муассиса вуҷуд надоранд. Ин маълумот тавассути метамаълумоти файли PDF ва саҳифаи расмии SSRN тасдиқ шудааст. Ибораи “1991-2016”, ки ба сарлавҳаи дохилии PDF илова шудааст, дар сарлавҳаи сабти SSRN вуҷуд надорад.

Ин мақола бо баррасии пурраи PDF-и боршуда — матн, шарҳи усулҳо, формулаҳо ва шаш шакл — омода шудааст. Ягон натиҷаи илмии берун аз PDF ба муҳтаво илова нашудааст; санҷиши беруна танҳо ба маълумоти шахсияти библиографӣ, аз ҷумла муаллиф, муассиса, DOI, сана, платформаи нашр ва вазъи баррасии ҳамтоён маҳдуд шудааст.

Огоҳии асосии илмӣ: Ин таҳқиқот preprint аст ва гузаштани он аз баррасии ҳамтоён тасдиқ нашудааст. Натиҷаҳои OLS робитаҳои таърихии байни тағйирёбандаҳоро нишон медиҳанд ва худ аз худ сабабиятро исбот намекунанд. Ҷадвалҳои пурраи коэффисиентҳои регрессия дода нашудаанд ва баъзе натиҷаҳои Шакли 3 бо матн мухолифанд. Рақамҳои 2030 пешгӯии қатъӣ нестанд; онҳо сенарияҳое мебошанд, ки ба тамоюли хаттии шуғли хизматрасонӣ, таварруми 5 фоиз ва фарзияи коэффисиентҳои таърихии собит такя мекунанд.