بررسی همگرایی توزیع درآمد در استان‌های ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 7، دوره 12، شماره 41، خرداد 1397، صفحه 161-178   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

سارا معصوم زاده¹؛ مهدی شیرافکن^{* 2}؛ مجتبی محمدنژادی³

¹دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه تبریز

²عضو هیئت علمی دانشگاه دریانوردی و علوم دریایی چابهار

³هیات علمی دانشگاه

چکیده

چکیده
هدف این مقاله بررسی همگرایی توزیع درآمد در استان‌های ایران در دوره زمانی 1393- 1375 با استفاده از روش همگرایی ناهار و ایندر و سنجش همگرایی هر یک از استان‌ها نسبت به متوسط ضریب جینی کشوراست. نتایج نشان داد همگرایی و یا عدم همگرایی ضریب جینی از استانی به استان دیگر متفاوت بوده و در بیش از نصف استان‌ها همگرایی به سمت متوسط مشاهده نمی‌شود. از میان استان‌های همگرا، ضریب جینی استان بوشهر و گلستان به ترتیب دارای بالاترین و پایین‌ترین سرعت همگرایی به سمت متوسط ضریب جینی هستند. در راستای تحقق همگرایی توزیع درآمد میان استان‌های کشور، به سیاست گذاران پیشنهاد می‌شود برای استان‌های واگرا برنامه‌های تنظیم قیمت و استفاده کارآمد از سرمایه را در دستور کار قرار دهند.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندیJEL:C22؛ D33؛ O11. واژگان کلیدی: همگرایی؛ توزیع درآمد؛ روش ناهار و ایندر؛ استان‌های ایران؛ ضریب جینی

اصل مقاله

1. مقدمه

با پایان جنگ جهانی دوم، کشور‌های توسعه‌نیافته به منظور رسیدن به توسعه اقتصادی، به دنبال دستیابی به نرخ‌های رشد اقتصادی بالاتر بودند. مطابق نظریه رشد سولو- سوان[1]، کشورهای فقیر دارای نرخ رشد اقتصادی بالاتر در مقایسه با کشورهای ثروتمند می‌باشند. این به مفهوم آن است که نرخ رشد اقتصادی کشور‌های فقیر و ثروتمند در بلندمدت به یک سمت همگرا می‌شوند. این امر شروع مبحث همگرایی بود که پس از آن به حوزه‌های دیگری همچون همگرایی در قیمت‌ها و توزیع درآمد گسترش یافت.

برقراری عدالت اقتصادی از دیرباز یکی از اهداف مهم جوامع بوده است. یکی از طیف‌های عدالت اقتصادی، توزیع درآمد می‌باشد. توزیع درآمد ابعاد گسترده‌ای دارد؛ اما آنچه به عدالت و رفاه اقتصادی مرتبط است، توزیع درآمد بین افراد و خانوارها و حتی بخش‌های یک کشور می‌باشد. توزیع منطقه‌ای درآمد نیز به دلیل تحقق عدالت و کارایی از اهمیت بالایی برخوردار است.

هر یک از استان‌های کشور بخش مهمی از جمعیت کشور را تشکیل می‌دهند؛ به همین جهت و در راستای برنامه‌ریزی منطقه‌ای، چگونگی توزیع درآمد در هر یک از این مناطق و تغییرات آن تا حدود زیادی وضعیت توزیع درآمد را مشخص می‌کند. شناخت استان‌های دارای توزیع نابرابرتر، جهت اعمال سیاست‌های عقلایی در راستای متعادل نمودن توزیع درآمد، بسیار حائز اهمیت است. در کنار توزیع درآمد عادلانه برای بخش‌های مختلف استانی، انتظار بر آن است که توزیع درآمد استان‌ها در بلندمدت به یک سمت متمایل شوند. به عبارتی، نرخ رشد شاخص توزیع درآمدی در استان‌هایی که از ضعف نسبی برخوردار هستند در بلندمدت می‌بایست به سمت نرخ رشد متوسط استان‌ها نزدیک شود.

یکی از شاخص‌های بررسی توزیع درآمد، ضریب جینی است. در خصوص این شاخص مطالعاتی انجام شده است؛ برای مثال، آلبو[2] (2012) به بررسی همگرایی ضریب جینی در کشورهای اتحادیه اروپا طی سال‌های 2011- 2000 پرداخته است. نتایج نشان داد همگرایی ضریب جینی در یک گروه وجود دارد و در گروه دیگر وجود ندارد. هم‌چنین چنبرز و دانب[3] (2016) به بررسی همگرایی ضریب جینی در تعدادی کشور منتخب با استفاده از روش بتا پرداختند. نتایج این مطالعه نشان می‌دهد، همگرایی وجود داشته است. از همین رو، با توجه به شکاف تحقیقات انجام شده و اینکه مطالعه‌ای در این خصوص در داخل کشور انجام نشده است؛ مطالعه حاضر به دنبال پاسخ به این سؤال است که آیا همگرایی توزیع درآمد با استفاده از ضریب جینی در هر یک از استان‌های ایران نسبت به متوسط توزیع درآمد طی دوره زمانی 1393- 1375برقرار است؟

برای پاسخ‌گویی به این پرسش، مقاله به این ترتیب سازمان یافته است بعد از مقدمه، ادبیات تحقیق مرور می‌شود؛ بخش سوم، روش‌ تحقیق را دربر می‌گیرد؛ بخش چهارم به تجزیه و تحلیل یافته‌ها می‌پردازد و بخش پایانی به نتیجه‌گیری و ارائه پیشنهادهای سیاستی اختصاص یافته است.

 

2. ادبیات موضوع

در این بخش، ابتدا پایه‌های نظری همگرایی و سپس پیشینه تجربی آورده می‌شود.

مبانی الگوهای رشد ابتدا توسط رمزی[4] (1928) شکل گرفت، سپس توسط سولو و سوان (1956) توسعه یافت. مدل رشد برون‌زا که به عنوان مدل رشد نئوکلاسیک شناخته می‌شود پایه مدل‌های رشد محسوب می‌شود. در مدل رشد نئوکلاسیک با بازدهی کاهنده نظیر مدل سولو و سوان (1956) نرخ رشد درآمد سرانه یک کشور به طور معکوس با سطح اولیه درآمد سرانه ارتباط داشته، لذا در غیاب شوک‌های خارجی کشورهای فقیر و ثروتمند به لحاظ سطوح درآمد سرانه همگرا خواهند شد (شهبازی و حمیدی زری، 1393).

در ادبیات اقتصادی حداقل سه روش جداگانه برای بررسی همگرایی وجود دارد: همگرایی بتا، همگرایی سیگما و همگرایی تصادفی (لی، پسران و اسمیت[5]، 1997: 358). در همگرایی بتا، کشوری با سطوح پایین درآمد سرانه با نرخ سریع‌تری رشد می‌یابد و در صورتی که ساختار اقتصادی کشورها مشابه باشد به سطح مشترک درآمد سرانه همگرا خواهد شد. همگرایی سیگما بیانگر کاهش پراکندگی و نابرابری درآمد سرانه بین کشورها در طول زمان است. همگرایی تصادفی نیز در مورد اثر شوک‌ها صحبت می‌کند. ناهار و ایندر[6] (2002) به دنبال بررسی همگرایی یک یک مشاهدات بودند، بر خلاف روش‌های قبلی که به دنبال همگرایی مشاهدات به صورت یک‌جا نسبت به یک سطح معین می‌باشند (ناهار و ایندر، 2002: 2013).

طی چند دهه گذشته در رابطه با رشد اقتصادی و توزیع درآمد نظریات گوناگونی مطرح شده و سیاست‌های مختلفی نیز اتخاذ شده است. در دهه‌های 1950 و 1960 افراد بسیاری از جمله هیرشمن[7] (1958) بر این باور بودند که رشد اقتصادی، توزیع مساوی درآمد را به دنبال خواهد داشت. به همین علت بر اجرای سیاست‌های رشد اقتصادی تأکید می‌شد. نتایج مطالعات اواخر دهه‌های 1960 و اوایل 1970 از جمله آدلمن و موریس[8] (1973) نشان داد که رشد اقتصادی لزوماً توزیع متعادل درآمد را به دنبال ندارد. لذا توزیع درآمد به عنوان یکی از اهداف اصلی برنامه‌های اقتصادی و سیاست‌گذاری منطقه‌ای تلقی شد. برای دستیابی به عدالت منطقه‌ای با در نظر داشتن عدالت اجتماعی بایستی توزیع درآمد به طریقی باشد که نیازهای جمعیت منطقه برآورده شود، تخصیص منابع به صورتی باشد که ضریب فزایندگی بین مناطق به حداکثر برسد، تخصیص منابع اضافی در رفع مشکلات محیط اجتماعی و فیزیکی مؤثر باشد و سازوکارهای نهادی و اقتصادی به گونه‌ای باشد که وضعیت زندگی در محروم‌ترین مناطق تا حد امکان بهتر شده و توزیع عادلانه درآمد محقق گردد (ارسلان بد، 1383: 143 و 144).

شواهد تجربی کشورهای مختلف نشان از آن دارد که عوامل زیادی بر نابرابری اقتصادی تأثیرگذار هستند. طبق گفته کاسا[9] (2003) این عوامل در پنج گروه رشد و توسعه اقتصادی، عوامل جمعیت‌شناسی، عوامل سیاسی، تاریخی، فرهنگی و عوامل اقتصاد کلان بخش‌بندی می‌شوند. بررسی اثر رشد و توسعه بر نابرابری با مطالعات کوزنتس[10] شروع شده است. طبق فرضیه وی، نابرابری در توزیع درآمد طی اولین مراحل رشد اقتصادی افزایش می‌یابد، سپس هم‌تراز شده و در نهایت کاهش می‌یابد (ابونوری و خوشکار، 1387: 67). برای اندازه‌گیری نابرابری درآمد، شاخص‌های ضریب پراکندگی، انحراف از میانگین نسبی، انحراف از میانه نسبی، واریانس لگاریتم درآمدها، ضریب جینی، شاخص تایل و شاخص اتکینسن با استفاده از ریز داده‌های هزینه خانوارها استفاده می‌شود. در میان تمام این شاخص‌ها ضریب جینی دارای ویژگی‌های مطلوبی است (ابونوری و ذوقی، 1392: 14). ضریب جینی به عنوان متغیری برای اندازه‌گیری نابرابری توزیع درآمد از اهمیت بالایی برخوردار بوده است؛ زیرا جهت تحقق بهبود کیفیت زندگی مردم و افزایش سطح رفاه در کشورها، رشد اقتصادی و توزیع عادلانه درآمد نقش بسزایی دارند (وفایی، محمدزاده، فلاحی و اصغرپور، 1396: 83).

همگرایی توزیع درآمد اولین‌بار در سال 1955 توسط کوزتنس مطرح شد، از جمله دلایل مطرح شدن این بحث می‌توان به موارد زیر اشاره کرد: 1. کشورهای در حال توسعه با نابرابری اولیه کمتر، افزایش در نابرابری را در بلندمدت تجربه می‌کنند؛ 2. کشورهای توسعه‌یافته در ابتدا نابرابری خواهند داشت که با گذر زمان کاهش در نابرابری را تجربه خواهند نمود؛       3. نابرابری پیش‌بینی شده در بلندمدت برای تمام کشورها در حال کاهش خواهد بود. شواهد تجربی نتایج مبهمی در خصوص رابطه کوزنتس به دست آورده‌اند.

اخیراً هوانگ، لین، سوئن و یه[11] (2007) نشان دادند که رابطه معکوس بین نابرابری در توزیع درآمد و تولید ناخالص داخلی در کشورهایی وجود دارد که نابرابری خفیف داشته‌اند نه در کشورهایی که نابرابری آن‌ها شدید و یا بسیار کم بوده است. باتاچاریا[12] (2011) مشاهده نمود که ممکن است ضریب جینی ابتدا افزایش و سپس کاهش یابد؛ در حالی که نابرابری افزایش داشته باشد. فرضیه کوزنتس، به طور ضمنی، با همگرایی توزیع درآمد هم‌پوشانی دارد؛ لذا آزمون همگرایی توزیع درآمد می‌تواند فرضیه کوزنتس را به طور آشکارتری مطرح نماید. تی لیوس[13] (2009) استدلال می‌کند که جریان سرمایه در کشورهای با درآمد بالا (نابرابری پایین‌تر) نسبت به کشورهای با درآمد پایین (نابرابری بالاتر) به وفور یافت می‌شود، تنوع فضایی کاهش یافته و درآمد سرانه و توزیع درآمد همگرا خواهند شد. به طور مشابه افراد برای یافتن شغل بهتر به مناطق با درآمد بالاتر مهاجرت می‌نمایند که این پدیده در بلندمدت منجر به همگرایی در توزیع درآمد می‌شود.

گالوپ[14] (2012) همگرایی در توزیع درآمد را از طریق کانال‌های دیگر مطرح نمود. به این صورت که با افزایش سطح درآمد، مشارکت دموکراتیک نیز افزایش می‌یابد. فعالان سیاسی گروه‌های کم درآمد جامعه توزیع درآمد را از راه‌هایی همچون تغییر نرخ مالیات و افزایش بودجه عمومی آموزش و پرورش و یا سلامت تغییر می‌دهند. چنین سیاست‌هایی از طریق توزیع مجدد همگرایی توزیع درآمد را در کشورهای نابرابر ممکن می‌سازد. از مطالعه شواهد تجربی گسترده در خصوص همگرایی درآمد سرانه و همگرایی توزیع درآمد چنین برمی‌آید که این بخش کمتر مورد توجه محققان قرار گرفته است. از طرفی، اغلب مطالعات به بررسی همگرایی در کشوری خاص و یا بین کشورها پرداخته‌اند و کمتر مطالعه‌ای به تحقیق در سطوح یک کشور پرداخته است. همگرایی توزیع درآمد یکی از معیارهای مهم برای بررسی و ارزیابی سیاست‌های برنامه‌ریزان است که در صورت واگرایی بین مناطق مختلف، شکاف طبقاتی و نابرابری در جامعه افزایش و افزایش نابرابری تبعات منفی بسیاری از خود به جای خواهد گذاشت. لذا سیاست‌گذاران اغلب به دنبال افزایش همگرایی توزیع درآمد بین مناطق هستند. جهت تحقق این هدف می‌بایستی مناطق فقیر و توسعه‌نیافته سرعت رشد بالاتری در توزیع عادلانه درآمد نسبت به مناطق غنی داشته و توسعه متوازن بین مناطق به وجود آید (وفایی، محمدزاده، فلاحی و اصغرپور، 1396: 88).

در ارتباط با همگرایی، مطالعات تجربی گسترده‌ای در داخل و خارج از کشور صورت پذیرفته است که در جدول (1) به برخی از این مطالعات اشاره شده است.

با مرور مطالعات تجربی مرتبط با توزیع درآمد و همگرایی چنین برمی‌آید که اکثر مطالعات صورت گرفته در زمینه همگرایی به صورت بررسی همگرایی رشد اقتصادی کشورها با استفاده از روش‌های معمول همچون بتا، سیگما و آزمون‌های ریشه واحد و به صورت داده‌های تابلوئی بوده‌ است و کمتر مطالعه‌ای به بررسی همگرایی به صورت سری زمانی نسبت به مقطع خاص پرداخته است. به نظر می‌رسد که مطالعه‌ای در خصوص همگرایی ضریب جینی در بین مناطق کشور به صورت سری زمانی وجود ندارد. بر همین اساس، مطالعه حاضر به بررسی همگرایی ضریب جینی در استان‌های ایران می‌پردازد. بدین ترتیب، وجه تمایز مطالعه حاضر با سایر مطالعات در زمینه همگرایی، انتخاب توزیع درآمدی بین استان‌ها و تکنیک مورداستفاده به منظور بررسی همگرایی (بررسی یک یک مقاطع نسبت به سطح معین) می‌باشد.

 

جدول 1. اهم مطالعات تجربی داخلی و خارجی

مؤلف (سال)	دوره مورد بررسی	حوزه بررسی همگرایی و روش مورد استفاده	نتایج
ناهار و ایندر (2002)	1998-1950	درآمد سرانه 22 کشور OECD با استفاده از روش ناهار و ایندر	وجود همگرایی در اکثر کشورهای مورد مطالعه
اپستین، هاولت و شولز[15] (2007)	1950- 1998	توزیع درآمد در 115 کشور منتخب با استفاده از روش بتا	وجود همگرایی
آلبو[16] (2012)	2000-2011	همگرایی ضریب جینی در کشورهای اتحادیه اروپا با استفاده از روش متفاوت	وجود همگرایی در یک گروه کشورهای مورد بررسی و عدم وجود آن در گروه دیگر
بولوت، کایا و کوجاک[17] (2015)	2003-2014	همگرایی بازدهی نرخ سود بانکی در ترکیه با استفاده از روش ناهار و ایندر	وجود همگرایی در برخی بانک‌های مورد مطالعه
چنبرز و دانب (2016)	1990-2010	همگرایی توزیع درآمد در 81 کشور منتخب و استفاده از روش همگرایی بتا	وجود همگرایی به سمت متوسط
پورعبادالهان، اصغرپور و معصوم زاده (1395)	1394:11- 1381:02	همگرایی بازدهی بازارهای دارایی در ایران با استفاده از روش ناهار و ایندر	وجود همگرایی در یک بازار مورد مطالعه
معصوم‌زاده، شیرافکن و سیاره (1396)	1386 و 1389	همگرایی بتای صنعتی در استان‌های ایران با استفاده از روش فضایی	وجود همگرایی مطلق و شرطی
معصوم‌زاده و شیرافکن (1396)	1378:02- 1394:11	همگرایی بازدهی بازارهای ارز در ایران با استفاده از روش ناهار و ایندر	وجود همگرایی در برخی بازارهای مورد مطالعه

منبع: گردآوری محقق

3. روش‌ تحقیق

در این بخش آزمون همگرایی ناهار و ایندر (2002) (که در این مطالعه مورداستفاده قرار گرفته است) معرفی می‌شود. روش یاد شده به بررسی همگرایی یک یک مقاطع نسبت به یک سطح معین می‌پردازد. به عنوان مثال، فرض کنید که  ضریب جینی استانi اُم  طی دوره زمانی t‌ باشد، روش معرفی شده توسط ناهار و ایندر برای بررسی همگرایی ضریب جینی استان‌ها بدین صورت است که پیش‌بینی بلندمدت تفاوت ضریب جینی هر استان از متوسط ضریب جینی تمام استان‌ها، به سمت صفر میل می‌کند.

(1)

که در آن  به عنوان متوسط ضریب جینی استان‌ها از طریق رابطه زیر به دست می‌آید:

(2)                                                                                                               

فرض کنید که  به عنوان اختلاف ضریب جینی هر استان از متوسط ضریب جینی استان‌ها به صورت زیر تعریف شود:

(3)                          

در این صورت، می‌توان میل به صفر بودن  با گذشت زمان را دلالتی بر همگرایی ضریب جینی استانiاُم به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها دانست. اگر  در طول زمان به سمت صفر میل نماید؛ در آن صورت، برای هر  مثبت و منفی، تغییرات  نسبت به زمان بایستی به ترتیب منفی و مثبت باشد. به عبارت دیگر، اگر  به سمت صفر همگرا می‌شود؛ در آن صورت، برای هر ، تغییرات|  نسبت به زمان بایستی منفی باشد، یعنی:

(4)                                                                                                             

 برای سادگی فرض کنید که  را به صورت زیر تعریف نمائیم:

(5)                                                                                                 

به منظور برقراری همگرایی،  بایستی به سمت صفر نزدیک شود. به عبارت دیگر، تغییرات  نسبت به زمان بایستی منفی باشد، یعنی:

(6)                                                                                                              

تعریف همگرایی مطلق موجود در رابطه (1) دلالت بر رابطه زیر می‌کند:

(7)                                                                                            

جایی که  بوده و شرط همگرایی  با  (به ازای ) سازگار می‌باشد. بنابراین، همگرایی توزیع درآمد در هر استان می‌تواند به وسیله علامت  مورد ارزیابی قرار گیرد. برای پیدا کردن علامت ،  را تابعی از روند زمانی به صورت زیر در نظر می‌گیریم:

(8)                 

جایی که  پارامترها بوده و  جملات اخلال مستقل از هم با میانگین صفر و واریانس  می‌باشند. رابطه (8) را در قالب فرم ماتریسی می‌توان به صورت زیر نوشت:

(9)                                                                                         

همچنین از رابطه (8) به آسانی می­توان نتیجه گرفت که:

(10)                                                                                      

که بیانگر تابع شیب می‌باشد. از تابع شیب یاد شده می‌توان برای بررسی همگرایی ضریب جینی استان‌ها استفاده کرد. ممکن است که در عمل، سری‌های  به صورت یکنواختی در طول زمان کاهش نیابند، اما اگر استانی متمایل به همگرا شدن باشد، در آن صورت سری‌های  عموما بایستی کاهشی باشند. بدین منظور، منفی بودن متوسط این شیب‌ها مدنظر قرار می‌گیرد. به عبارت دیگر، برای همگرایی بایستی تابع شیب متوسط[18]  منفی باشد، یعنی:

(11)                                                                                                     

این تابع شیب متوسط از رابطه (10) به صورت زیر به دست می‌آید:

(12)                              

جایی که

(13)                          

 

برای بررسی همگرایی، فرضیه  (عدم وجود همگرایی) در مقابل  برای تک‌تک ضریب جینی‌ها مورد آزمون قرار می‌گیرد. به این منظور، ابتدا رابطه (8) به وسیله روش حداقل مربعات معمولی برآورد می‌شود. سپس ترانهاده بردار پارامترهای تخمین‌زده شده ( ) در بردار  پس‌ضرب می‌شود تا تخمین شیب متوسط ( ) به دست آید. برای تخمین خطای استاندارد  نیز از رابطه (14) استفاده می‌شود:

(14)                                                                              

که در آن  تخمین  می‌باشد. آماره مناسب برای آزمون فرضیه  در نظر گرفته می‌شود:

(15)                                                                                                              

مطالعه حاضر به دنبال بررسی همگرایی ضریب جینی استان‌هاست. نرخ رشد ضریب جینی هر استان به صورت زیر محاسبه شده است:

(16)                                                                                               =

که در آن  نشان‌دهنده لگاریتم طبیعی بوده و  بیانگر ضریب جینی استان iاُم در زمانtاُم می‌باشد. آمار مورد نیازمطالعه برای سال‌های 1393- 1375 از نتایج تفصیلی آمارگیری از هزینه و درآمد خانوارها در مرکز آمار ایران به روش اسنادی جمع‌آوری شده است.

قبل از آزمون همگرایی ضروری است که وضعیت استان‌ها در خصوص توزیع درآمد مورد بررسی قرار گیرد. به این منظور، خلاصه‌ای از آماره‌های توصیفی ضریب جینی به عنوان شاخصی از توزیع درآمد استان‌ها در جدول (2) ارائه شده است که شامل بالاترین، پایین‌ترین و متوسط ضریب جینی در هر استان می‌باشد.

با توجه به اطلاعات جدول، استان‌های خراسان شمالی و اردبیل با ضریب جینی 43/0 بالاترین میزان ضریب جینی در بازه زمانی مورد مطالعه را به خود اختصاص داده‌اند. خراسان جنوبی با ضریب جینی 21/0 در این بازه کمترین میزان ضریب جینی را داشته است. استان‌های قم و چهارمحال بختیاری با داشتن کمترین متوسط ضریب جینی 33/0 از وضعیت عادلانه توزیع درآمد برخوردار بوده‌اند و در مقابل، استان خراسان شمالی در مقایسه با سایر استان‌ها با متوسط ضریب جینی 40/0 وضعیت ناعادلانه توزیع را شاهد بوده است.

 

 

 

جدول 2. آماره‌های توصیفی ضریب جینی در استان‌ها

استان	بالاترین	پایین‌ترین	متوسط	استان	بالاترین	پایین‌ترین	متوسط
خراسان رضوی	43/0	23/0	38/0	تهران	40/0	31/0	36/0
خراسان جنوبی	39/0	21/0	34/0	مازندران	41/0	28/0	36/0
قم	38/0	30/0	33/0	گلستان	42/0	32/0	38/0
آذربایجان غربی	42/0	31/0	37/0	خراسان شمالی	45/0	24/0	40/0
آذربایجان شرقی	42/0	29/0	37/0	سمنان	41/0	30/0	34/0
اردبیل	43/0	25/0	37/0	اصفهان	42/0	32/0	38/0
کردستان	38/0	28/0	34/0	خوزستان	40/0	29/0	34/0
کرمانشاه	41/0	28/0	35/0	چهارمحال بختیاری	38/0	25/0	33/0
ایلام	39/0	23/0	34/	کهکیلویه و بویر احمد	40/0	25/0	36/0
لرستان	37/0	29/0	34/0	فارس	40/0	31/0	36/0
همدان	41/0	29/0	36/0	سیستان و بلوچستان	42/0	32/0	38/0
زنجان	41/0	26/0	35/0	کرمان	42/0	29/0	38/0
گیلان	41/0	31/0	36/0	یزد	41/0	28/0	36/0
قزوین	39/0	28/0	34/0	بوشهر	40/0	28/0	34/0
مرکزی	42/0	29/0	35/0	هرمزگان	40/0	29/0	35/0

منبع: متوسط ضریب جینی کشور

 

4. برآورد مدل و تجزیه و تحلیل آن

به منظور آزمون همگرایی، ابتدا باید برای توزیع درآمد هر استانی، یک فرم خاص  برای تخمین رابطه (8) انتخاب شود. فرم‌های مختلف  که صرفا در توان  با یکدیگر اختلاف دارند، برای هر استان در نظر گرفته شده و تخمین زده می‌شوند. آن گاه با توجه به معیار آکائیک، مدل بهینه برای هر استان انتخاب می‌شود.

 

 

جدول 3. توان بهینه tبر اساس معیار آکائیک برای هر استان در فرم‌های مختلف

استان	توان بهینه t	استان	توان بهینه t	استان	توان بهینه t
خراسان رضوی	9	همدان	10	اصفهان	10
خراسان جنوبی	9	زنجان	9	خوزستان	1
قم	10	گیلان	8	چهارمحال بختیاری	10
آذربایجان غربی	10	قزوین	9	کهکیلویه و بویر احمد	10
آذربایجان شرقی	1	مرکزی	9	فارس	1
اردبیل	6	تهران	10	سیستان و بلوچستان	1
کردستان	1	مازندران	10	کرمان	10
کرمانشاه	2	گلستان	3	یزد	1
ایلام	10	خراسان شمالی	9	بوشهر	10
لرستان	1	سمنان	10	هرمزگان	9

منبع: یافته‌های پژوهش

 

جدول (3) نشان‌دهنده ارزش معیار آکائیک انتخاب شده برای هر استان در فرم‌های مختلف  می‌باشد که از روی آن،  (توان بهینه ) و در نتیجه، فرم بهینه  انتخاب می‌شود.

 

جدول 4. تخمین‌های شیب متوسط و آماره آزمون برای بررسی همگرایی ضریب جینی استان‌ها

ردیف	استان	شیب متوسط	آماره آزمون t	ردیف	استان	شیب متوسط	آماره آزمون t
1	بوشهر	394/1-	786/6-	16	قزوین	035/0-	677/1-
2	کهکیلویه و بویر احمد	881/0-	919/15-	17	گلستان	001/0-	001/0-
3	همدان	821/0-	027/2-	18	کردستان	05-e69/5-	57/2-
4	ایلام	756/0-	022/3-	19	سیستان و بلوچستان	05-e72/3-	61/4
5	قم	432/0-	305/4-	20	آذربایجان شرقی	0001/0	246/5469
6	اصفهان	324/0-	44/16-	21	فارس	0004/0	106/2669
7	کرمان	269/0-	456/8-	22	لرستان	0004/0	175/4537
8	مازندران	238/0-	425/11-	23	یزد	0006/0	729/1856
9	آذربایجان غربی	235/0-	012/9-	24	خوزستان	0008/0	367/6553
10	اردبیل	049/0-	146/40-	25	کرمانشاه	001/0	085/496
11	تهران	078/0	967/2	26	گیلان	217/0	025/33
12	چهارمحال بختیاری	488/0	742/10	27	مرکزی	63/0	003/12
13	زنجان	736/0	252/11	28	هرمزگان	081/1	937/6
14	خراسان جنوبی	257/1	585/0	29	خراسان رضوی	370/1	648/0
15	خراسان شمالی	385/1	657/0	30	سمنان	746/1	122/7

منبع: یافته‌های پژوهش 

 

تخمین شیب متوسط توزیع درآمد هر استان از مجموع حاصل‌ضرب های تخمینی در های محاسبه شده تا مرتبه  (توان بهینه ) به دست می‌آید. در صورت منفی بودن تخمین شیب متوسط محاسباتی برای ضریب جینی هر استان، همگرایی ضریب جینی آن استان به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها تأیید می‌شود؛ هر چند این مسئله بایستی از لحاظ معناداری آماری نیز تایید شود.

جدول (3) نتایج تخمین شیب متوسط ضریب جینی هر استان به همراه آماره آزمون تی استیودنت همگرایی ضریب جینی استان‌ها را نشان می‌دهد. مطابق نتایج این جدول، استان‌هایی که دارای شیب متوسط منفی بوده و حائز شرط لازم همگرایی نسبت به متوسط ضریب جینی استان‌هادر مطالعه حاضر می‌باشد؛ شامل قم، آذربایجان غربی، اردبیل، کردستان، ایلام، همدان، قزوین، مازندران، گلستان، اصفهان، کهکیلویه و بویر احمد، کرمان و بوشهر می‌باشد. اما شرط کافی برای تایید همگرایی ضریب جینی در این استان‌ها، معناداری این ضرایب به لحاظ آماری می‌باشد. آماره آزمون تی نشان می‌دهد که معناداری برای ضرایب جینی همه استان‌های همگرا جز استان‌های گلستان و قزوین وجود دارد.

شیب متوسط استان‌های خراسان رضوی، خراسان جنوبی، آذربایجان شرقی، کرمانشاه، لرستان، زنجان، مرکزی، خراسان شمالی، سمنان، خوزستان، سیستان و بلوچستان، گیلان، فارس، یزد و هرمزگان، تهران، چهار محال بختیاری مثبت می‌باشد. به این معنا که وجود همگرایی ضریب جینی این استان‌ها به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها مورد تایید نیست. در این میان، شرط معناداری به لحاظ آماری در تمام استان‌های واگرا به جز استان‌های خراسان رضوی، خراسان جنوبی و خراسان شمالی صدق می‌نماید. تخمین‌های شیب متوسط می‌توانند به عنوان نرخ متوسط همگرایی (واگرایی) ضریب جینی هر استان به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها تفسیر شود؛ به عنوان مثال، ضریب جینی با نرخ 39442/1 درصد استان بوشهر بالاترین سرعت همگرایی به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها را داشته و  ضریب جینی با نرخ 00172/0 درصد گلستان کمترین سرعت همگرایی را داشته است. هم‌چنین، بالاترین سرعت عدم همگرایی ضریب جینی استانی به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها برای استان سمنان با نرخ 74621/1 درصد بوده است. استان فارس با نرخ 000439/0 درصد پایین‌ترین سرعت عدم همگرایی را به خود اختصاص داده است.

 

5. نتایج و پیشنهادها

با توجه به اهمیت توزیع درآمد عادلانه به عنوان یکی از معیارهای عدالت اقتصادی در استان‌های کشور و انتظار توزیع برابر درآمد در استان‌ها برای مسیر بلندمدت، مطالعه حاضر به بررسی همگرایی توزیع درآمد استان‌ها به سمت متوسط توزیع درآمدی طی دوره زمانی 1393- 1375 با استفاده از روش همگرایی ناهار و ایندر پرداخته است. بر اساس نتایج، از سی استان مورد بررسی ضریب جینی 13 استان به سمت متوسط ضریب جینی استان‌ها تمایل داشته و از بین این 13 استان 11 استان شیب متوسط معنادار داشته‌اند. اما 17 استان دیگر مورد مطالعه دارای شیب متوسط مثبت بوده‌اند که به این معناست که توزیع درآمد در این استان‌ها در بلندمدت به سمت متوسط توزیع درآمدی میل نداشته و در نتیجه همگرایی ضریب جینی در این استان‌ها وجود ندارد. از بین این 17 استان واگرا 14 استان ضریب واگرایی معنادار داشته‌اند.

نتایج این پژوهش با مطالعات تجربی مشابه سازگار است؛ برای مثال، مطالعه آلبو (2012) که به بررسی همگرایی ضریب جینی در کشورهای اتحادیه اروپا طی سال‌های 2000- 2011 پرداخته است، نشان می‌دهد که نتایج با توجه به گروه کشورها متفاوت بوده و در گروهی شاهد وجود همگرایی و در دیگر گروه شاهد عدم وجود همگرایی بوده است. هم‌چنین چنبرز و دانب (2016) به بررسی همگرایی ضریب جینی در برخی کشورها با استفاده از روش بتا پرداختند که نتایج نشان می‌دهد همگرایی وجود داشته است.

نتایج این مقاله در مقایسه با مطالعاتی که به بررسی همگرایی موضوعی با استفاده از روش ناهار و ایندر پرداخته‌اند، سازگار است؛ زیرا در روش این پژوهش، همگرایی تک تک مقاطع نسبت به سطح معینی مورد آزمون قرار می‌گیرد و برخلاف سایر روش‌ها که تمام مقاطع یکجا مورد بررسی و آزمون واقع می‌شوند؛ در این روش، برای هر مقطع یک نتیجه جداگانه به دست می‌آید. برای مثال، ناهار و ایندر (2002) به بررسی همگرایی درآمد سرانه در کشورها با استفاده از روش ناهار و ایندر پرداختند. نتایج نشان داد در برخی کشورها همگرایی وجود دارد و در برخی کشورها وجود ندارد و نیز پورعبادالهان، اصغرپور و معصوم زاده (1395) به بررسی همگرایی بازدهی بازارهای دارایی در ایران با استفاده از روش ناهار و ایندر پرداختند و به این نتیجه رسیدند که در برخی دارایی‌ها همگرایی بازدهی وجود داشته و در برخی نیز وجود نداشته است.

با توجه به نتایج، پیشنهاد می‌شود دولت با برنامه‌ریزی و سیاست‌گذاری مناسب به افزایش بهره‌وری دارایی‌های متعلق به استان‌های کم‌درآمد - برای مثال، از طریق افزایش دسترسی به دارایی‌های مکمل –کمک نماید. در این راستا، دولت‌مردان می‌توانند از سیاست‌های تنظیم قیمت به عنوان وسیله‌ای برای افزایش کارایی و بهبود توزیع درآمد در مناطقی که توزیع درآمد واگرا است؛ استفاده نمایند. به این صورت که قیمت کالاها را در بخش‌های واگرا کاهش دهند و به این ترتیب، شدت نابرابری در توزیع درآمد تا حدی اصلاح و در بلندمدت، توزیع درآمد استان‌ها به یک سمت همگرا شود. سیاست‌گذاران می‌توانند در تدوین برنامه‎های توسعه اقتصادی- اجتماعی منطقه‌ای به استان‌های نابرابر، جهت نیل به اهداف رشد اقتصادی، صرف هزینه‌های دولتی با هدف افزایش اشتغال در این استان‌ها، توجه ویژه نمایند. هم چنین می‌توانند در دوره‌های تورمیاز تعدیل‌کننده‌های مالی همچون افزایش حقوق بازنشستگان و بیمه‌های بیکاری برای جلوگیری از شکاف توزیع درآمد استفاده نمایند. در نهایت، دولت می‌تواند با اعمال درست قوانین اخذ مالیاتی از دهک‌های بالای درآمدی در جهت توزیع دوباره درآمد و میل دادن ضریب جینی استان‌های نامتعادل به سمت متوسط ضریب جینی‌ها گام‌هایمؤثری بردارد.

---

[1] Solow- Swan

[2] Albu

[3] Chambers and Dhongde.

[4] Ramsey

[5] Lee, Pesaran & Smith.

[6] Nahar and Inder

[7] Hirschman

[8] Adelman & Morris

[9] Kaasa.

[10] Kuznets

[11] Huang, Lin, Suen &Yeh

[12] Bhattacharya

[13] Tselios

[14] Gallup

[15] Epstein, Howlett & Schulze

[16] Albu

[17] Bulut, Kaya, & Kocak

[18] Average Slope

مراجع

منابع

-      ابونوری، اسماعیل، خوشکار، آرش (1387). اثر شاخص‌های اقتصاد کلان بر توزیع درآمد در ایران: مطالعه بین استانی. مجله تحقیقات اقتصادی،77: 67-95.

-      ابونوری، اسماعیل، ذوقی، الناز (1392). برآورد و مقایسه نابرابری توزیع درآمد با روش‌های پارامتریک و ناپارامتریک. پژوهش نامه اقتصاد کلان، 8 (16): 13- 30.

-      ارسلان بد، محمدرضا (1383). تغییرات توزیع درآمد در مناطق روستایی و شهری ایران. اقتصاد کشاورزی و توسعه، 12(45): 141- 147.

-       پورعبادالهان کویچ، محسن، اصغرپور، حسین، معصوم‌زاده، سارا (1395). بررسی همگرایی بازدهی بازارهای دارایی در ایران. فصلنامه نظریه‌های کاربردی اقتصاد، 3 (3): 115- 132.

-      شهبازی، کیومرث، حمیدی زری، داوود (1393). همگرایی شدت انرژی بین کشورهای عضو اوپک (یک رویکرد دو جانبه). فصلنامه پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، 22 (71): 173- 198.

-      معصوم‌زاده، سارا، شیرافکن، مهدی (1396). همگرایی بازدهی بازارهای ارز در ایران. فصلنامه سیاست‌های مالی و اقتصادی، 5 (18): 231- 245.

-      معصوم‌زاده، سارا، شیرافکن، مهدی، سیاره، مرتضی (1396). بررسی همگرایی صنعتی در استان‌های ایران: رهیافت اقتصادسنجی فضایی (SDM). فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 11 (2): 157- 176.

-      وفایی، الهام، محمدزاده، پرویز، فلاحی، فیروز، اصغرپور، حسین (1396). بررسی همگرایی رفاه اجتماعی استان‌های ایران با استفاده از تکنیک غیرخطی استار فضایی. فصلنامه نظریه‌های کاربردی اقتصاد، 4 (2): 79- 102.

-        Akaike, H. (1973). Information theory and an extension of the maximum likelihood principle. Proceedings of the Second International Symposium on Information Theory, B.N. Petrov and F. Csaki, Akademial Kiado, Budapest, 267- 281.

-        Adelman, I.,& Morris.C.T. (1973).Economic growth and social equity in developing countries. Stanford University Press, Stanford.

-        Albu, L. L. (2012). The convergence in the EU estimated by gini coefficient.Romanian Journal of Economic Forecasting, 4: 5- 16.

-        Barro, Robert j., & Salai- Martin, X. (1992).Convergence. The Journal of Political Economy, 100(2): 223-251.

-        Bhattacharya, P. (2011). Informal sector, income inequality and economic development. Econ.Model. 28: 820–830.

-        Bulut, H., Kaya, P., & Kocak, E. (2015).Testing convergence of return on assets: Empirical evidence from the Turkish banking sector. Journal of International and Global Economic Studies, 8(2): 40-48.

-        Chambers, D., & Dhongde, SH. (2016). Convergence in income distributions: Evidence from a panel of countries. Economic Modeling59: 262–270.

-        Epstein,PH., Howlett, P., & Schulze, M. S. (2007). Trade, convergence, and globalization: The dynamics of the international income distribution, 1950–1998. Explorations in Economic History, 44: 100–113.

-        Gallup, J. (2012). The global convergence of income distribution. Portland State University Working Paper.

-        Huang, H., Lin, S., Suen, Y., &Yeh, C. (2007). A quintile inference of the Kuznets hypothesis.Econ.Model. 24: 559–570.

-        Kaasa, A. (2003). Factors influencing income inequality in transition Economics. University of Tartu Faculty of Economics and Business Administration, www.tyk.ut.ee, Order No. 207.

-        Kuznets, S. (1955). Economic growth and income inequality. American Economic Review, 45: 1-28.

-        Hirschman, A. O. (1958). The strategy of economic development. New Haven, Conn, Yale University Press.

-        Lee, K., Pesaran, M. H., & Smith, R. (1997). Growth and convergence in a Multi- Country empirical stochastic Solow model. Journal of Applied Econometrics, 12(4): 357- 392.

-        Nahar, S., & Inder, B. (2002). Testing convergence in economic growth for OECD countries. Applied Economics, 34(16), 2011-2022.

-        Ramsey, F. P. (1928). A mathematical theory of saving.Economic Journal, 28(152): 543- 549.

-        Sala-i- Martin, Xavier. (1996).The classical approach to the convergence analysis. The Economic Journal, 106(437): 1019-1036.

-        Solow, R. M. (1956). A contribution to the theory of economic growth. Quarterly Journal of Economics, 70(1): 65-94.

-        Swan, T. (1956). Economic growth and capital accumulation.Economic Record, 32(2): 334-361.

-        Tselios, V. (2009).Growth and convergence in income per capita and income inequality in the regions of the EU. Spat. Econ.Anal. 4: 343–370.