برآورد تغییرات رفاهی مصرف‏ کنندگان در ایران با استفاده از شاخص درست هزینه زندگی

مدلسازی اقتصادی

مقاله 4، دوره 6، شماره 20، دی 1391، صفحه 57-74   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

علی خسروی نژاد^{* 1}؛ ابراهیم صیامی عراقی²

¹استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی

²کارشناس ارشد اقتصاد

چکیده

هدف این مقاله معرفی نظریه شاخص‌های عددی با تاکید بر رویکرد اقتصادی و کاربرد آن در اقتصاد رفاه از بعد مصرف‏کننده می‌باشد. در این راستا شاخص درست هزینه زندگی با استفاده از سیستم معادلات تقاضای تقریباً ایده‏آل خطی برای خانوار شهری و روستایی در ایران مورد محاسبه قرارگرفت. نتایج نشان می‌دهد شاخص درست هزینه زندگی طی دوره 86-1376 برای خانوار متوسط شهری کوچک‏تر از خانوار متوسط روستایی و در واقع خانوار روستایی طی سال‏های مورد بررسی رفاه  بیشتری به‏ دلیل افزایش هزینه‏های زندگی نسبت به خانوار شهری از دست داده‏اند.

کلیدواژه‌ها

شاخص درست ‌هزینه‌ زندگی؛ سیستم معادلات تقاضای تقریبا ایده‌آل خطی؛ تغییرات رفاهی مصرف کنندگان

اصل مقاله

1. مقدمه      

 شاخص­های عددی مربوط به قیمت­ها، محصول و رفاه یکی از مباحث مهم در علم اقتصاد هستند. به­­طوری که نظریه شاخص­های عددی طی سه دهه اخیر تحولات شگرفی را شاهد بوده­اند. دلیل اصلی این تحولات را نیز می‏توان در تفاوت رویکردها به نظریه شاخص‏های عددی دانست. این شاخص­ها همواره مورد توجه اقتصاددانان و آماردانان بوده است. در مطالعه نظریه شاخص­های عددی همواره سه رویکرد وجود دارد، رویکرد آکسیوماتیک^[1]، رویکرد آماری^[2]و رویکرد اقتصادی^[3]که در این مقاله به ‏دلیل وجود شاخص­های متنوع در دو رویکرد اول، تنها به رویکرد اقتصادی پرداخته می­شود. رویکرد اقتصادی به شاخص­های عددی قیمت و مقدار، بر پایه‏ی اطلاعات جمع آوری شده قیمت ها و مقادیر مشاهده شده هستند که این اطلاعات به­صورت تبعی با یکدیگر در ارتباط هستند(دیتون و مولبایر^[4]،1980الف). از طرفی یک بخش مهم نظریه اقتصاد خرد مربوط به اندازه­گیری سطح بهینه مصرف، تولید و نهادهای به کار گرفته شده در فرآیند تولید می‏باشد. پس براین اساس رویکرد اقتصادی به شاخص­های عددی بر اساس اصول حاکم بر نظریه اقتصاد خرد می­باشد(دیورت^[5]، 1990). در ابتدا این شاخص­ها بر اساس کارهای صورت گرفته توسط فریش^[6] (1930) و نیز تعدادی دیگر از اقتصاددانان مانند والد^[7] (1939) و کوناس^[8] (1930) پایه­گذاری شد. برای آن‏که رویکرد اقتصادی به‏نظریه شاخص­های عددی مورد بررسی قرار گیرد فیشر و شل^[9](1972)، ساموئلسن و سوئامی^[10](1974) و دیورت(1993)^[11]پیشنهاد می‏کنند دلیل اصلی اندازه‏گیری این شاخص‏ها و اهمیت آن‏ها میزان تغییرات رفاهی ناشی از اجرای سیاست‏های مختلف از جمله سیاست‏های مربوط به توسعه اقتصادی، مالیاتی و حمایتی است که می‏تواند میزان هزینه‏های زندگی و رفاه را تحت تاثیر قرار دهد.

با توجه به مطالب بالا هدف اصلی این مقاله برآورد تغییرات رفاهی مصرف‏کنندگان در ایران به تفکیک مناطق شهری و روستایی می‏باشد؛ از این رو، فرضیه مقاله حاضر بدین شرح است که شاخص درست هزینه زندگی طی سال‏های مورد مطالعه برای خانوارهای روستایی بزرگ­تر از خانوارهای شهری است. بر این اساس در این مقاله ابتدا در بخش مبانی نظری سه زیرمجموعه تعاریف نظری، نظریه حدود و شاخص دقیق و برترین مورد مطالعه قرار می‏گیرند و شاخص مناسب برای اندازه‏گیری تغییرات رفاهی معرفی و ارتباط آن با سیستم معادلات تقاضای تقریبا آیده­آل بیان می‏شود. در بخش سوم مروری بر مطالعات انجام شده صورت می‏گیرد. در بخش چهارم با استفاده از سیستم معادلات تقاضای تقریباً ایده‏ال برآورد انجام می‏گردد و با استفاده از ضرایب به دست آمده و جایگذاری آن در تابع هزینه شاخص انتخاب شده در بخش مبانی نظری محاسبه و در پایان با پاسخ به فرضیه تحقیق به نتیجه‏گیری خواهیم پرداخت.

2. مبانی نظری

 همان‏طور که بیان شد، برای بررسی رویکرد اقتصادی به شاخص‏های عددی، اقتصاددانان سه زیر مجموعه تعاریف نظری اولیه، نظریه حدود و شاخص عددی دقیق و برترین را مورد بررسی قرار می­دهند که در زیر به آن‏ها پرداخته خواهد شد.

تعاریف نظری اولیه  

کوناس در سال 1924 قالب اولیه برای تغییرات در قیمت‏های مصرف‏کننده طی زمان را مطرح و اندازه‏گیری نمود. شاخص کوناس بر اساس تفاوت قیمت­ها طی دو دوره پایه و جاری می‏باشد. مصرف‏کننده به یک سطح مطلوبیت تحت رفتار عقلایی و بر اساس قید بودجه به حداکثر مطلوبیت یا حداقل هزینه با توجه به سطح مطلوبیت ثابت دست می‏یابد. در هر دوی این انتخاب­ها، قیمت­های مشاهده شده نقش مهمی را ایفا می­کنند. به­علاوه این فرض وجود دارد که بردار­های مقداری مشاهده شده به ترتیب در قیمت­های موجود بهینه هستند.

شاخص قیمت کوناس در واقع مفهوم تابع هزینه یک مصرف‏کننده که به‏صورت  نمایش داده می‏شود را نشان می‏دهد. این تابع هزینه بیانگر حداقل هزینه­ای که احتیاج است مصرف­کننده به یک سطح مشخص از منحنی بی‏تفاوتی در بردار قیمت‏های داده شده دست یابد را نشان می­دهد که به‏صورت زیر است.

  (1)                                                        

مشخصات تابع هزینه فوق به نوع تابع مطلوبیت  بستگی دارد. برای دستیابی به شاخص کوناس فرض می­شود که تابع مطلوبیت تمامی شرایط مصرف کننده را ارضا می­کند که در نهایت شاخص درست هزینه زندگی به‏صورت زیر نوشته می‏شود:

  (2)                                                                                     

به‏طوری که  یک سطح مطلوبیت مرجع می­باشد. حال اگر فرم تبعی  مشخص   و  تعیین شده باشد، می­توان شاخص کوناس یا شاخص درست هزینه زندگی را اندازه­گیری کرد.

  رابطه (2) نشان می­دهد، در صورتی که هزینه دستیابی به سطح مطلوبیت  برابر قیمت  به میزان 5 درصد بیشتر از هزینه دستیابی به همین مطلوبیت در قیمت  باشد، آن‏گاه شاخص واقعی هزینه زندگی برابر 05/1 خواهد بود (خسروی‏نژاد، 1384: 10). توجه به این نکته ضروری است که مقدار عددی که برای شاخص هزینه زندگی محاسبه می‏شود متاثر از سطح مطلوبیت مرجع است. به عبارت دیگر، با تغییر سطح مطلوبیت مرجع، مقادیر شاخص هزینه زندگی تغییر می‏یابد. (تایل^[12]،1980: 30) بعد از بیان این شاخص، تایل شاخص دیگری   را تحت عنوان شاخص درست قیمت نهایی معرفی می‏کند که به‏صورت زیر است.

      (3)                                                                     

این شاخص دو بردار قیمتی  و  را در سطح مطلوبیت  مقایسه می‏کند. از آن‏جا که  هزینه نهایی مطلوبیت می‏باشد، شاخص فوق به سادگی نشان دهنده نسبت ارزش دو هزینه نهایی است. این ارزش‏ها در دو سطح  و  ارزیابی می‏شوند (خسروی‏نژاد، 1384: 19). 

نظریه حدود[13]

در ادبیات شاخص‏های عددی اغلب بیان می­شود که شاخص‏های لاسپیرز و پاشه محدودیت‏های بالا و پایین برای یک شاخص عددی درست و ناشناخته می‏باشند. همان‏طور که بیان شد، شاخص هزینه زندگی ارتباط بین دو بردار قیمت مانند  و  را مقایسه می­کند. اگر تنها دو موقعیت مختلف قیمتی مد نظر باشد، این دو انتخاب برای سطوح مرجع پایه  و سطوح مرجع جاری  هستند. به­طور خلاصه می‏توان بیان کرد که:

     (4)                                                                                         (5)                                 

                                                  

همان‏طور که از نامساوی‏های (4) و (5) مشخص است بخش مهمی از نظریه ترجیحات آشکار شده که مورد توجه اقتصاددانانی مانند هیکس(1942) و ساموئلسن(1947) بوده توسط این نظریه که پایه‏های آن توسط کوناس و پیگو[14] پی‏ریزی شده، باز می‏گردد.

شاخص عددی دقیق و برترین[15]

با در نظر گرفتن یک تابع کلی از مقادیر  تابع  به‏صورت زیر   در نظر گرفته می‏شود:

 (6)                                                               

 همان ‏طور که در قسمت قبل نیز بیان شد، حداقل سازی هزینه برای دستیابی به مطلوبیت  به ‏طوری که در اتحاد  قیمت  یک بردار برون‏زای قیمت‏هایی است که مصرف‏کننده با آن مواجه است. یک تابع یا فرمول شاخص عددی که در بخش قبلی این مقاله اشاره شد، می‏تواند دقیق برای تابع  تعریف شده باشد اگر به ‏صورت زیر به [16]توان نمایش داد.

 (7)                                                           

سمت راست معادله فوق شاخص قیمتی کوناس یا شاخص درست هزینه زندگی برای یک
مصرف کننده که تابع مطلوبیت  و بردار قیمت‏های  در دوره  برای های 0 و1 مواجه است را دارد.

کوناس و بایشجنس^[17](1926) نظریه همزاد را وارد ادبیات اقتصاد خرد نمودند. آن‏ها بیان کردند ترجیحات مصرف‏کننده نه تنها به‏وسیله تابع مطلوبیت مستقیم  بلکه به ‏وسیله مطلوبیت غیر مستقیم  متناظر است و به ‏صورت زیر بیان می‏شود:

       (8)                                                            

طبق تعریف تابع مطلوبیت غیر مستقیم حداکثر مطلوبیت به دست آمده هنگامی ‏که تابعی از قیمت‏ها و مخارج مصرف‏کننده روی  کالا را نتیجه می‏دهد. آن‏ها فرض کردند تابع مطلوبیت مستقیم  همگن خطی می‏باشد. در این مورد تابع مطلوبیت غیر مستقیم به ‏صورت زیر درخواهد آمد:

 (9)                                                                                  

کوناس و بایشجنس (1926) با استفاده از تعریف تابع مطلوبیت غیرمستقیم و تابع هزینه  را مورد پژوهش قرار دادند. آن‏ها با در نظر گرفتن تابع هزینه واحد مصرف‏کننده به شکل زیر:

 (10)                                                           

به‏طوری که  یک ماتریس متقارن و  است. نشان دادند که اگر ماتریس  
معکوس پذیر باشد، در نتیجه تابع مطلوبیت مستقیم زیر حاصل خواهد شد:

 (11)                                                                                    

هم‏چنین نشان دادند که سیستم توابع تقاضای معکوس و سیستم توابع تقاضای عادی متناظر با ترجیحات غیر خطی همگن تعریف شده در رابطه (11) می‏باشد و سپس اثبات نمودند که از تابع هزینه (10) می‏توان شاخص قیمتی فیشر را به ‏دست آورد که در واقع بیانگر دقیق بودن این نوع ترجیحات برای شاخص قیمتی فیشر است.

 بعد از یک­سری پژوهش‏ها که در دهه 1930 صورت گرفت، این موضوع تا دهه 1970 بدون تغییر باقی ماند تا دوباره افریات[18] (1972) و پولاک (1971) ساموئلسن و سوئامی (1974) این موضوع را مورد تحلیل قرار دادند. همه این نویسندگان که شاخصی توسط کوناس معرفی گردیده بود را مورد مطالعه و تایید قرار دادند. سپس دیورت با در نظر گرفتن یک تابع هزینه واحد به‏صورت زیر یک فرم کلی از تابع هزینه کوناس را معرفی کرد.

  (12)                                                                    

در تابع هزینه فوق  و  و دامنه تعریف  می باشد و از تابع هزینه فوق تابع کلی زیر را به‏دست آورد.

 (13)                                                                     

به‏طوری که پارامترهایی هستند که  و  میزان کالا را نشان می‏دهد که بزرگ­تر از صفر است. دامنه تعریف  محدود و همواره بزرگ‏تر از صفر است (هیل^[19]، 2008: 5).

 

3. پیشینه تحقیق

شاخص درست هزینه زندگی را به‏ عنوان یک شاخص دقیق و برترین می‏توان معرفی کرد و  از آن برای اندازه‏گیری تغییرات رفاهی استفاده نمود. حال به مطالعات تجربی صورت گرفته در این زمینه پرداخته می‏شود.

آسف[20](2010) در مقاله‏ای با عنوان اندازه‏گیری اثرات رفاهی به کارگیری تکنولوژی‏های جدید یک نگاه ویژه به تانزانیا و اتیوپی به بررسی اثر پیشرفت تکنولوژی در بخش کشاورزی بر رفاه خانوار روستایی پرداخته است. در این مقاله که به صورت داده‏های مقطعی و در میان خانوارهای روستایی انجام شده است نویسنده به این نتیجه دست یافته که بهبود تکنولوژی بخش کشاورزی باعث افزایش درآمد ناشی از فروش محصولات کشاورزی می‏گردد که این موضوع در نهایت به کاهش فقر در این مناطق کمک خواهد کرد. تیمینز[21](2008) به برآورد تفاوت‏های منطقه‏ای هزینه‏های زندگی خانوار در برزیل می‏پردازد. دلیل انجام این پژوهش اختلافات معنادار قیمتی در مناطق شهری و روستایی است که اغلب در کشورهای در حال توسعه وجود دارد. از این رو، وی با استفاده از تابع مطلوبیت غیرمستقیم که از یک تابع مطلوبیت مستقیم به فرم کاب داگلاس به دست آمده ‏است و با روش حداکثر درست‏نمایی به وجود یک رابطه شکل میان هزینه زندگی و شهرنشینی پی‏برده است. کاکوانی و هیل[22](2002) در مقاله‏ای به بررسی هزینه‏های زندگی در مناطق شهری و روستایی تایلند پرداخته‏اند. تنوع در هزینه‏ها در مناطق روستایی دلالت جدی بر تفاوت سطوح رفاهی زندگی خانوار را در بر دارد که با این وجود برنامه‏های توسعه در اغلب کشورهای در حال توسعه بدون در نظر گرفتن این موضوع تهیه می‏شوند. در این مقاله با استفاده از شاخص‏های لاسپیرز، پاشه و فیشر به اندازه‏گیری این تفاوت‏ها پرداخته شده است. با توجه به نتایج به دست آمده هزینه زندگی در بانکوک بزرگ­تر از دیگر مناطق شهری است. سپس  با استفاده  از شاخص‏های پیش‎‏گفته، سال‏های بحران مالی در جنوب شرق آسیا هم مطالعه قرار گرفته که طی این دوره هزینه زندگی در مناطق شهری و روستایی نسبت به سال‏های قبل از آن افزایش چشم­گیری داشته است.

آخوندزاده، راغفر و شیرین بخش(1389) در پژوهشی با عنوان آثار رفاهی تعدیل قیمت حامل‏های انرژی طی سال های 1386-1376 با استفاده از سیستم معادلات تقاضای تقریبا ایده‏آل خطی و با استفاده از روش  به برآورد و اندازه گیری آثار رفاهی حذف یارانه انرژی پرداخته‏اند. نویسندگان برای تحلیل وحذف یارانه انرژی قیمت­های بین المللی را مدنظر قرار داده‏اند بر اساس نتایج به دست آمده در تحقیق، تنوع سبد انرژی می‏تواند هزینه­های ناشی از افزایش قیمت حامل های انرژی را جبران نماید و همچنین متغیر  برای دهک‏های بالاتر جوامع روستایی و شهری بیشتر است. خسروی نژاد (1388) در مقاله‏ای تحت عنوان اندازه گیری رفاهی حذف یارانه کالاهای اساسی بر خانوار شهری ایران با محاسبه شاخص درست هزینه زندگی و معیار معادل و جبرانی به این نتایج دست یافته است: با تعدیل قیمت نان بر خانوارهای طبقات پنج­گانه، از منظر شاخص درست هزینه زندگی نسبت تغییرات شاخص درست هزینه زندگی برای طبقات اول و دوم بیشتر از طبقات سوم، چهارم و پنجم است. هم‌چنین این شاخص برای تعدیل قیمت روغن نباتی، قند و شکر همین نتایج را برای طبقات مذکور نشان می­دهد. داودی و سالم(1384) به بررسی آثار قیمت بنزین در اقتصاد ایران و تغییر رفاه مصرف کنندگان در دهک‏های مختلف درآمدی پرداخته‏اند. آن‏ها یک افزایش 30 درصدی در قیمت بنزین را در نظر گرفته و با استفاده از سیستم معادلات تقاضای تقریبا ایده‌آل خطی دو معیار  و  را محاسبه کرده‌اند و به این نتیجه رسیده­اند که دهک‏های بالایی نسبت به خانوار دهک‏های پایینی رفاه کمتری را از دست داده‏اند. از این‏رو، پیشنهادهای سیاستی از جمله جایگزینی خودروهای فرسوده، بهبود کیفیت خودروهای داخلی و بهبود سیستم حمل و نقل عمومی را پیشنهاد می‏کنند.

 4. ارتباط شاخص درست هزینه زندگی و سیستم تقاضای تقریباً ایده­آل خطی

دیتون و مولبایر[23](1980ب) سیستم تقاضای تقریبا ایده­آل را که مبتنی بر «تابع هزینه تعمیم یافته لگاریتمی مستقل از قیمت[24]» می­باشد معرفی کردند.

    (14)                                                                                                      

آن‏ها برای استخراج سیستم تقاضای تقریبا ایده­آل، تابع تقاضای جبرانی را بر اساس تابع مخارج(15) به دست آورده و سپس از آن تابع مطلوبیت غیرمستقیم را استخراج نموده و در نهایت تابع تقاضای غیر جبرانی حاصل شده است. معادلات سهمی غیرجبرانی سیستم تقاضای تقریبا آیده­آل به ‏صورت زیر می‏باشد.

  (15)                                                            

در رابطه (15)  به‏صورت زیر معرفی می­گردد:

                                                 (16)                                      

مدل سیستم تقاضای تقریبا ایده­آل (15) غیرخطی بوده که معمولا برای خطی کردن آن از شاخص استون[25] به‏عنوان یک جانشین[26] به‏جای شاخص واقعی استفاده می­شود. شاخص استون به‏صورت زیر تعریف می‏شود.

     (17)                                                                   

سیستم معادلات تقاضای تقریبا ایده‏آل خطی معرفی شده در بالا محدودیت‏هایی مانند جمع پذیری[27]، همگنی[28] و تقارن[29] را در بر دارد که تنها به مقدار پارامترهای نامشخص مدل بستگی دارد. این محدودیت­ها عبارتند از:

        (18)                                           

(19)                                                                                 (20)                                                                                     

از مجموعه قیدهای فوق، قیدهای همگنی و تقارن مورد آزمون قرار می‏گیرند و قید جمع پذیری بر مدل تحمیل شده و احتیاج به آزمون ندارد. کشش­های خودقیمتی، متقاطع و  درآمدی به ترتیب توسط رابطه (21) تا (23) محاسبه می‏گردند:

                                                                                 (21)                                                                (22)                         (23)                                                                                                

 با استفاده از تعریف شاخص درست هزینه زندگی معرفی شده توسط کوناس، این شاخص را برای سیستم تقاضای تقریبا ایده­آل می‏توان استخراج نمود.

(24)                                                                   

با توجه به رابطه (24)  برای تابع هزینه به‏صورت زیر خواهد بود[30]:

 

 (25)                                                                                                        

که در رابطه(25)، عدد 1 بیانگر سطح قیمت­ها در سال جاری و صفر نشان­دهنده سال مبدا (پایه) آن می‏باشد. در نتیجه لازم است برای به‏دست آوردن تابع هزینه  پارامترهای مدل سیستم تقاضای تقریبا ایده­آل تخمین زده شود و با جایگذاری تابع هزینه (25) را به ‏دست آورده و در نهایت شاخص درست هزینه زندگی محاسبه گردد.

 

 

5. برآورد مدل، محاسبه کشش­های و شاخص درست هزینه زندگی

سیستم تقاضای تقریبا ایده‏آل یکی از روش‏های مناسب برای محاسبه کشش‏های خودقیمتی و درآمدی است. در همین راستا، در مقاله حاضر از این سیستم برای خانوار شهری و روستایی برای تحلیل الگوی مصرفی به‏کارگرفته شده­است. با توجه به رابطه(15) معادلات به‏کار گرفته شده عبارتند از: خوراک و دخانیات، پوشاک و کیف و کفش، مسکن سوخت و روشنایی، اثاثیه منزل، بهداشت و درمان، حمل و نقل و ارتباطات و سایر گروه‏ها. سهم هر یک از گروه‏های کالایی از مرکز آمار ایران جمع آوری شده است. هم‏چنین، شاخص‏های قیمتی این گروه‏ها برای خانوار روستایی از مرکزآمار ایران و برای خانوار شهری از بانک مرکزی جمع­آوری شده و دوره مطالعه از سال1370-1386 می­باشد. با توجه به رابطه (15) فرم تصادفی مدل سیستم تقاضای تقریبا ایده‏آل خطی به صورت روبرو در نظر گرفته می‏شود.

 

قبل از برآورد مدل­ها، ابتدا ایستایی آن‏ها با استفاده ازآزمون بررسی می­شود. آماره این آزمون مجموع مربعات پسماندها است که اگر شوکی در سری­زمانی اتفاق بیفتد و ماندگار ­باشد مجموع مربعات پسماند را تحت تاثیر خود قرار داده و با گذشت زمان بزرگ شده و در ناحیه بحرانی قرار می‏گیرد؛ دراین‏صورت دیگر فرضیه را نمی­توان پذیرفت(صدیقی، 1385).

جدول1. بررسی ایستایی قیمت گروه کالاها

قیمت	خانوار روستایی		خانوار شهری
خوراک و دخانیات	قبول فرضیه	1722/0	قبول فرضیه	1665/0
پوشاک و کیف و کفش	قبول فرضیه	169/0	قبول فرضیه	1545/0
مسکن و سوخت روشنایی	قبول فرضیه	1899/0	قبول فرضیه	162/0
اثاثیه منزل	قبول فرضیه	1185/0	قبول فرضیه	1492/0
بهداشت و درمان	قبول فرضیه	1827/0	قبول فرضیه	1780/0
حمل و نقل و ارتباطات	قبول فرضیه	1724/0	قبول فرضیه	1718/0

منبع: یافته­های پژوهش

متغیرهای به کار گرفته شده در معادلات تقاضا همگی در سطح ایستا بوده و مشکل رگرسیون کاذب وجود ندارد، (جدول1).

برای تخمین معادلات در نظر گرفته از روش ، ابتدا لازم است با استفاده از آزمون بریوش و پاگان[31] (1980) به بررسی وجود خود همبستگی همزمان پرداخته شود. فرضیه این آزمون بیانگر آن است که تمامی کواریانس‏ها برابر صفرند و در صورت تایید دیگر نیازی به استفاده از روش رگرسیون­های به ظاهر نامرتبط نمی‏باشد و می‏توان از طریق به برآوردهای کارا دست یافت. آماره آزمون بریوش و پاگان  به صورت زیر می‏باشد:

 

(27)                                                                       

که دارای توزیع مجانبی  و با درجه آزادی است (صدیقی،1385). با توجه به آزمون معرفی شده در بالا  برای سیستم معادلات خانوار روستایی برابر با 29/35 و برای خانوار شهری 22/54 می‏باشد. با توجه به آماره توزیع مجانبی ، فرضیه  را نمی‏توان پذیرفت و در واقع یکی از مقادیر کوواریانس مخالف صفر است کهنشانگر وجود همبستگی همزمان می‏باشد که لازم است از روش  برای تخمین استفاده گردد.  

جدول2. آزمون همگنی(آماره آزمون چی-دو )

مناطق	خوراک	پوشاک	مسکن	اثاثیه منزل	بهداشت	حمل و نقل
روستایی	51/14	01/10	83/24	77/8	30/13	33/13
	رد  فرضیه صفر	قبول فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد فرضیه صفر
شهری	31/4	73/7	54/10	94/20	14/4	67/6
	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر	رد  فرضیه صفر

منبع: یافته­های پژوهش

جدول3. آزمون تقارن(آماره آزمون چی-دو )

مناطق	آماره آزمون	نتیجه آزمون
روستایی	82/56	رد فرضیه صفر
شهری	45/189	رد  فرضیه صفر

منبع: یافته­های پژوهش

برای به دست آوردن کشش‏های قیمتی و درآمدی قابل اتکا لازم است آزمون قیود همگنی و تقارن مورد بررسی قرار گیرند تا در صورت عدم برقراری آنها در سیستم معادلات تقاضا لحاظ گردند. همان‏طور که از نتایج آزمون قیود همگنی و تقارن مشخص است (جدول­های 3 و 4) قیود همگنی و تقارن بر اساس دوره مطالعه در نظر گرفته شده برقرار نیستند و می‏بایست این دو قید در مدل اعمال گردند سپس با استفاده از این ضرایب برآورد شده کشش‏های خودقیمتی و درآمدی و همچنین تابع هزینه محاسبه شوند. براساس نتایج حاصل از برآورد مدل بیشتر متغیرهای تخمین زده شده از لحاظ آماری معنادار و دلیل غیر معنادار بودن برخی متغیرها، سطح هم­فزونی بالای در نظر گرفته شده است. کشش­های گروه‏های اصلی در جامعه روستایی و شهری محاسبه شده­اند که براساس آن می‏توان جایگاه و اهمیت هریک از گروه­های اصلی کالایی را براساس تغییرات قیمتی و درآمدی در آن ملاحظه نمود.

 

جدول4. کشش­های خودقیمتی، متقاطع و درآمدی خانوارهای روستایی

گروهها	خوراک	پوشاک	مسکن	اثاثه	بهداشت	حمل و نقل	متفرقه	درآمدی
خوراک	24/0-	53/0-	45/0-	08/0-	02/0-	25/0-	14/0-	82/1
پوشاک		4/0-	76/0	5/0	024/0-	008/0-	33/0	419/0
مسکن			813/0-	12/0	15/0	04/0	5/0	31/0-
اثاثیه				15/1-	005/0	06/0	61/0-	14/1
بهداشت					58/0-	59/0	08/0	1/1
حمل و نقل						34/2-	39/2	12/1
متفرقه							38/2-	5/1-

منبع: یافته­های پژوهش

 

جدول5. کشش­های درآمدی و خودقیمتی خانوار شهری

گروهها	خوراک	پوشاک	مسکن	اثاثه	بهداشت	حمل و نقل	متفرقه	درآمدی
خوراک	09/0-	84/0-	53/0-	22/1-	93/1-	29/0-	53/1-	17/0
پوشاک		64/0-	48/0	28/0-	82/0-	29/0-	84/0	87/0
مسکن			9/0-	63/0-	84/0-	66/0-	98/0-	41/0
اثاثه				3/1-	02/0-	034/0-	42/0	08/1
بهداشت					18/0-	06/0	46/1	15/1
حمل و نقل						11/2-	2/2	52/3
متفرقه							5/1-	75/2

منبع: یافته­های پژوهش

قطر فرعی در جدول (4) کشش­های خودقیمتی را نشان می­دهد که در بین اقلام گروه­های کالایی خوراک کم کشش­ترین گروه کالایی است. در واقع، می‏توان چنین بیان کرد که خانوار روستایی با تغییرات قیمت عکس‏العمل بسیار ناچیزی در تغییر مصرف مقادیر خوراکی می­دهند که در واقع با توجه به اصلی‏ترین نیاز هر فرد به خوراک بسیار بدیهی به نظر می‏رسد. جدول(5) کشش­های قیمتی و درآمدی را برای شش گروه کالایی در جامعه شهری را نشان می‏دهد. در بین کشش‏های قیمتی همانند جامعه روستایی حمل و نقل وارتباطات بیشترین کشش خودقیمتی را دارا می­باشد این رقم برابر با11/2- می­باشد چنان‏چه قیمت‏های این گروه کالایی تغییر یابد خانوار شهری این گروه کالایی را سریع‏تر از سایر گروه­های دیگر از سبد مصرفی خویش کنار می‏گذارد.

جدول 6. هزینه زندگی برای خانوار متوسط روستایی و شهری

	76	77	78	79	80	81	82	83	84	85	86
روستایی	78/4	06/5	28/5	3/5	38/5	56/5	79/5	03/6	22/6	46/6	75/6
شهری	58/5	74/5	98/5	6	07/6	15/6	27/6	37/6	50/6	63/6	8/6

منبع: یافته‏های پژوهش

با توجه به جدول (6) هزینه خانوار روستایی نسبت به خانوار شهری در دوره مورد مطالعه کمتر و دلیل عمده پایین بودن هزینه مسکن اجاره‏ای در این مناطق است. در تمامی سال­های مورد نظر شاخص درست هزینه زندگی به جز سال­های 78 و 79 در مناطق روستایی و شهری در حال افزایش بوده است(جدول7). در نهایت می‏توان بیان کرد که خانوار شهری برای به دست آوردن سطح مطلوبیت ثابت سال1376 هزینه کمتری نسبت به خانوار متوسط روستایی انجام می‏دهد. در واقع شاخص درست هزینه زندگی با توجه به سطح مطلوبیت ثابت 1376 در میان خانوار روستایی بیشتر از خانوار شهری افزایش یافته و در نتیجه رفاه بیشتری نسبت به خانوار شهری از دست داده‏اند که با توجه به این نتایج، فرضیه مطالعه حاضر را نمی‏توان رد کرد.

 

جدول7. شاخص درست هزینه زندگی برای خانوار متوسط روستایی و شهری

	76	77	78	79	80	81	82	83	84	85	86
متوسط روستایی	1	105	110	111	112	116	121	126	130	135	141
متوسط شهری	1	102	107	107	108	110	112	114	116	118	121

منبع: یافته‏های پژوهش

6. نتیجه­گیری

در این مقاله با معرفی رویکرد اقتصادی به نظریه شاخص­های عددی شاخص­های مهمی مانند شاخص درست هزینه زندگی، شاخص قیمت نهایی معرفی گردیدند و سپس با ارتباط شاخص درست هزینه زندگی به سیستم معادلات تقاضا و به طور مشخص سیستم معادلات تقاضای تقریبا ایده­آل خطی این شاخص معرفی شد. سپس با توجه به هدف مقاله حاضر که اندازه‏گیری تغییرات رفاهی در میان مصرف کنندگان در ایران است و بدلیل دوگانگی الگوی مصرف در مناطق شهری و روستایی، به‏طور مستقل برای هریک از این مناطق سیستم معادلات تقاضای تقریبا ایده­آل خطی تخمین زده شد و سپس شاخص درست هزینه زندگی مورد محاسبه قرارگرفت. این شاخص نشان می‏دهد خانوار متوسط شهری در مقایسه با خانوار متوسط روستایی هزینه کمتری را برای رسیدن به سطح مطلوبیت سال1376 متحمل شده و درنتیجه از وضعیت رفاهی بهتری برخوردار بوده است. هم­چنین،در بسیاری از مطالعات صورت گرفته که در پیشینه تحقیق مطالعه حاضر آورده شده، هزینه زندگی در مناطق روستایی کمتر از شهری است؛ اما شاخص درست زندگی در مناطق روستایی بزرگتر از شهری بوده است که می‏توان به مطالعه خسروی نژاد (1388) اشاره نمود.

 از این رو پیشنهاد می­شود در اجرای قانون هدفمندی یارانه‏ها این تفاوت الگو در شهر و روستا مورد توجه سیاست‏گذاران قرار گیرد و در پرداخت نقدی یارانه‏ها این تفاوت‏ها به حساب آید تا به توان به نتایج مطلوب در اجرای این قانون دست یافت.

---

[1]. Axiomatic Approach.

[2]. Statistical  Approach.

[3]. Economic Approach.

[4] .Deaton & Muellbauer.

[5]. Diewert.

[6]. Frisch.

[7]. Wald.

[8]. Konus.

[9]. Fisher & Sheel

[10]. Samuelson & Swamy.

[11]. Dewiert.

[12]. Theil.

[13]. Bound Theory.

[14]. Pigo.

[15].  Exact & Superlative Index Number.

 

[17]. Konus & Byushgens.

[18].Afriat.

[19]. Hill.

[20]. Asfaw.

[21]. Timmins.

[22]. Kakwani & Hill.

[23]. Deaton& Muellbauer.

[24]. Price Independent Generalized Logarithmic(PIْْْGLOG).

[25]. Stone Index.

[26]. Proxy.

[27] .Adding-up.

[28] .Homogeneity Restriction.

[29] .Symmetry Restriction.

.[30] برای مطالعه بیشتر از نحوه استخراج شاخص درست هزینه زندگی به خسروی نژاد(1388) مراجعه نمایید.

[31]. Breusch & Pagan

مراجع

منابع

- آخوند زاده، طاهره و راغفر، حسین، شیرین بخش، شمس الله (1389). آثار رفاهی تعدیل قیمت حامل‏های انرژی(85-1376) در بخش مسکن و حمل و نقل ایران. فصلنامه علمی و پژوهشی رفاه اجتماعی، 10(36): 286-255.

- خسروی‏نژاد، علی‏اکبر(1388). اندازه­گیری اثرات رفاهی حذف یارانه کالاهای اساسی بر خانوارهای شهری ایران. فصلنامه پژوهش‏نامه بازرگانی، 16(50): 31-1.

- خسروی‏نژاد، علی‏اکبر(1384). ارزیابی تغییرات رفاهی مصرف‏کنندگان ایرانی با استفاده از شاخص‏های هزینه زندگی. انتشارات موسسه مطالعات و پژوهش‏های بازرگانی، تهران.

- صدیقی، حمید (1388). اقتصادسنجی کاربردی رهیافت کاربردی.ترجمه شیرین بخش، شمس‏الله. انتشارات آوار نور، قم.

-داودی، پرویز و سالم، علی اصغر(1386). اثر تغییر قیمت بنزین بر رفاه خانوارها در دهک‏های مختلف درآمدی. پژوه­شنامه اقتصادی، 6(23): 48-15.

-Afriat, S.N. (1967). The construction of utility function from expenditure data.International Economic Review, 8(1): 67-77.

-Asfaw, S. (2010). Estimating welfare effect modern agricultural technologies: A micro- perspective from Tanzania and ethiopia. International Crops Research Institute for the Semi-Arid Tropics (ICRISAT), Nairobi, Kenya.

-Deaton, A., & Muellbauer, J. (1980a). Economics and consumer behavior. Cambridge University press, NewYork.

-Deaton, A., & Muellbauer, J. (1980b). Almost ideal demand system. American Economic Review, 70(3): 312-326.

-Deiwert, W.E. & Nakamura, A.O. (1993). Essays in index number theory. Elsevier science publishers B.V.

-Diewert, W.E. (ed.), (1990). Price level measurement, Amsterdam: North-Holland.

-Fisher, F.M. & K. Sh. (1972).The pure theory of the national output deflator,  The Economic Theory of Price Indices, Academic Press.

-Frisch, R. (1936). Annual survey of general economic theory: The problem of index numbers, Econometrica, 4(1): 1-39.

-Hill, R.J. (2008). Superlative index numbers: Not all of them are super. Journal of Econometrics, 130(1): 25-43.

-Kakwani, N., & Hill, R. (2002). Economic theory of spatial cost of living indices with application to Thailand. Journal of Economics, 86 (1): 77-97.

Konus, A.A. (1924). English translation, titled The Problem of the True Indexof the Cost of Living, published in 1939 in Econometrica 7(1), 10–29.

-KonusA.A., & S.S. Byushgens, (1926). On the problem of purchasing power of money, Economic Bulletin of the Conjuncture Institute. Supplement, 151-315.

-Sammuelson, P.A. (1947). Foundation of economic analysis, Cambridge, Mass Harvard University Press.

-Samuelson, P. A., & Swamy, S. (1974). Invariant economic index numbers and canonical Duality: Survey and synthesis. The American Economic Review, 64(4): 566-593.

-Theil, H. (1980). System wide approach to microeconomics, Oxford, Basil BlackWell Publisher Limited.

-Timmins, C. (2008). Estimating spatial differences in the Brazilian cost of living with household location choices. Journal of Development Economics, 80(1): 59-83.

-Wald, A. (1939). A new formula for the index cost of living econometrica, 7 (4): 319-33.