The relationship between value adde

The relationship between value added per worker (Y) and the wage (W) is repre¬sented by the coefficient a (the elasticity of substitution) which should come close to unity.
Griliches [8, pp. 962-64] and Bautista [2, pp. 76-77] have shown a way to reduce a possible source of bias in the elasticity estimates by introducing a mea¬sure of education into equation (2) on the assumption that education takes into account qualitative differences in the labor input across regions. Our study goes further from their respective approaches by differentiating the education variable into secondary and higher education, respectively.
The data used for agriculture are taken mainly from the 1971 Census of Agri-culture [12], a nationwide sample survey which provides the relevant data for our purposes. It provides cross section observations for sixty-six Philippine prov¬inces—our units of observations—and refers to crop-year 1970/71.
For manufacturing, the data employed are derived mainly from the 1968 Annual Survey of Manufactures [11], a nationwide sample survey covering around 4,000 manufacturing establishments with five or more workers. It contains cross section data for fifty-seven reporting provinces, Manila and suburbs being included as the fifty-seventh “province.”
Considering that the agricultural census data have no observations pertaining to a measure of education variables, such information is obtained from the 1970 Philippine Census of Population and Housing [13].
Table I shows the results of fitting equation (2) with some modifications to manufacturing data. Most of the coefficients are statistically significant at the 5 per cent level, and have the predicted signs. The crucial point in Table I is related to the estimates of the elasticity of substitution as indicated by the co¬efficient of the logarithm of the wage rate (PAYR). By statistically testing (at the 5 per cent level) we found that these estimates support the findings of previous studies [2] [15] that there exists a unitary elasticity of substitution in Philippine manufacturing. Thus, the stage is set for applying the Cobb-Douglas form in the following discussion

النتائج (العربية) 1:

العلاقة بين القيمة المضافة عن كل عامل (Y) والأجور (W) هو repre¬sented بالمعامل (مرونة الإحلال) التي ينبغي أن تأتي قريبة من الوحدة.
جريليتشيس [8، ص 962-64] وباوتيستا [2، ص. 76-77] أظهرت طريقة لتقليل مصدر محتمل للتحيز في تقديرات مرونة عن طريق إدخال mea¬sure للتعليم في المعادلة (2) على افتراض أن التعليم يأخذ في الاعتبار الاختلافات النوعية في مدخلات العمل عبر المناطق. دراستنا يذهب أبعد عن النهج التي تتبعها كل منها بالتفريق بين متغير التعليم في التعليم الثانوي والتعليم العالي، على التوالي.
تؤخذ البيانات المستخدمة للزراعة أساسا من تعداد السكان لعام 1971 للثقافة الزراعية [12]، مسح عينة على الصعيد الوطني الذي يوفر البيانات ذات الصلة لأغراضنا. أنه يوفر عبر قسم الملاحظات لستة وستين prov¬inces الفلبينية – وحداتنا الملاحظات – ويشير للمحاصيل في العام 1970/71.
للتصنيع، البيانات المستخدمة مستمدة أساسا من عام 1968 "السنوي المسح من يصنع" [11]، مسح عينة وطنية تغطي حوالي 4,000 تصنيع المنشآت مع خمسة أو أكثر من العمال. أنه يحتوي على بيانات المقطع العرضي لسبعة وخمسون الإبلاغ المقاطعات ومانيلا والضواحي التي يتم تضمينها السابعة والخمسين "المقاطعة".
وإذ ترى أن بيانات التعداد الزراعي أن أية ملاحظات تتعلق بتدبير من متغيرات التعليم، هو الحصول على هذه المعلومات من عام 1970 الفلبينية لتعداد السكان والإسكان [13].
جدول يوضح الأول نتائج تركيب المعادلة (2) مع إدخال بعض التعديلات على بيانات التصنيع. معظم المعاملات ذات دلالة إحصائية على مستوى 5 في المائة، وقد تنبأ علامات. النقطة الحاسمة في الجدول أنا هو المتصلة بتقديرات مرونة الاستبدال كما هو مبين من co¬efficient لوغاريتم معدل الأجور (باير). قبل الاختبار إحصائيا (عند مستوى 5 في المائة) وجدنا أن هذه التقديرات تدعم النتائج التي توصلت إليها الدراسات السابقة [2] [15] أن يوجد مرونة وحدوي لاستبدال في التصنيع الفلبينية. وهكذا، أصبح المسرح معداً لتطبيق النموذج كوب-دوغلاس في المناقشة التالية

النتائج (العربية) 2:

العلاقة بين القيمة المضافة لكل عامل (Y) الأجور (W) ببيان تعلي للتصويت حسب فاحلته بدورى من معامل )مرونة من استبدال) التي يجب أن يقترب من وحدة "
griliches [8, الصفحات 962-64] باوتيستا [2, الصفحاتسيظهر فندق 76-77] على طريقة للحد من المصدر من التحيز في مرونة التقديرات بتطبيق الاتفاقات البيئية المتعددة الاطراف حسب تأكد من التعليم في المعادلة )2( على افتراض أن التعليم في الاعتبار الاختلافات النوعية في مدخلات العمل عبر المناطق. بحث المزيد من النهج من التمييز بين متغير التعليم في التعليم الثانوي والعالي،على التوالي "
البيانات المستخدمة في الزراعة التي اتخذت أساسا من 1971 من التعداد الزراعي ثقافة [ 12]، على عينة الدراسة فى جميع انحاء البلاد التي توفر البيانات ذات الصلة بموضوعنا. وتقدم عبر الباب الملاحظات ستة وستين المقاطعة حسب inces الفلبينية - الوحدات من الملاحظات - يشير إلى المحاصيل عام 1970/71 "
للصناعةالبيانات المستخدمة مستمدة أساسا من 1968 الدراسة الاستقصائية السنوية من المصنوعات [ 11], فى جميع انحاء البلاد تشمل عينة الدراسة نحو 4,000 للمؤسسات الصناعية مع خمسة أو أكثر. وهو يتضمن شريحة البيانات عن سبعة وخمسين المقاطعات المشمولة بالتقرير، مانيلا وضواحيها التي تدرج في الدورة السابعة "المقاطعة"
معتبرا أن بيانات التعداد الزراعي أي ملاحظات تتعلق بقدر من التعليم المتغيرات الحصول على هذه المعلومات من الفلبين 1970 تعداد السكان والمساكن [ 13].
الجدول الاول يعرض نتائج تركيب المعادلة (2) مع بعض التعديلات على بيانات الصّناعة. معظم معاملات هامة إحصائياً عند مستوى 5 فى المائة,و قد توقع توقع. والنقطة الحاسمة في الجدول الأول مرتبط التقديرات من مرونة الاستبدال كما هو مبين من حسب كفاءة لوغاريتم معدل الاجور )payr).من الناحية اختبار (5 في المائة) وجدنا أن هذه التقديرات دعم نتائج الدراسات السابقة [ 2] [ 15] ان هناك مرونة من وحدوية في الفلبين الاستعاضة عن التصنيع. وهكذا، أصبحت تطبيق cobb-douglas شكل في المناقشة التالية الفولطية