آزمون تجربی فرضیه‌ منحنی کوزنتس مالی برای ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 5، دوره 16، شماره 57، خرداد 1401، صفحه 67-85   

نوع مقاله: پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/eco.2022.1947144.2605

نویسندگان

محبوبه فراهتی^{* 1}؛ لیلا سلیمی²

¹استادیار گروه اقتصاد دانشگاه سمنان

²کارشناس ارشد اقتصاد دانشگاه سمنان

چکیده

هدف این مقاله آزمون تجربی فرضیه منحنی کوزنتس مالی با استفاده داده­­­های مربوط به دوره زمانی ۱۳97- ۱۳61 در اقتصاد ایران است. بدین منظور، سرانه تولید ناخالص داخلی حقیقی و ضریب جینی به­ترتیب، به‌عنوان شاخص‌هایی از رشد اقتصادی و نابرابری درآمد مورد استفاده قرار گرفته­اند. افزون‌بر این، با به‌کارگیری روش تحلیل مؤلفه­های اصلی، چندین شاخص توسعه مالی برای ایجاد یک شاخص کلی (ترکیبی) ادغام شده­اند. نتایج حاصل از رویکرد خودرگرسیون با وقفه­های توزیعی نشان می­دهند که در بلندمدت، یک رابطه U معکوس میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد وجود دارد که فرضیه منحنی کوزنتس را تأیید می­نماید. با ارتقای سطح توسعه مالی، نقطه بازگشت منحنی کوزنتس در سطح پایین‌تری از رشد اقتصادی قرار می‌گیرد. این یافته­ها شواهدی دال بر تأیید فرضیه کوزنتس مالی بلندمدت برای ایران ارائه می‌دهند. براین اساس، پیشنهاد می‌شود که برنامه­ریزان و سیاست­گذاران اقتصادی به موازات سیاست‌های رشدی، سطح توسعه مالی را با هدف توزیع عادلانه‌تر درآمد ارتقاء دهند.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: O40 O15؛ O11؛ واژگان کلیدی: رشد اقتصادی؛ نابرابری درآمد؛ توسعه مالی

اصل مقاله

1. مقدمه

برنامه‌ریزان و سیاست‌گذاران اقتصادی همواره با این پرسش مواجه بوده‌اند که آیا رشد اقتصادی موجب افزایش نابرابری در توزیع درآمد می‌شود یا خیر. اقتصاددانان کلاسیک از قدیم اعتقاد داشتند که رشد اقتصادی به همراه توزیع درآمد امکان‌پذیر نیست. آنان معتقد بودند که یکی از شرایط لازم برای ایجاد رشد سریع اقتصادی، تشدید نابرابری در توزیع درآمد است؛ زیرا با توجه به اینکه تقریباً تمام درآمد گروه‌های کم‌درآمد صرف هزینه‌های مصرفی می‌گردد، رشد اقتصادی وابسته به پس‌انداز گروه‌های پردرآمد جامعه - که اساس سرمایه‌گذاری را فراهم می‌کنند- است. طبق این استدلال، هر نظام اقتصادی که برپایه نابرابری بیشتر درآمد پایه‌گذاری شده ‌باشد، در مراحل اولیه توسعه از رشد اقتصادی بالاتری نسبت به نظام اقتصادی طرح‌ریزی شده براساس توزیع عادلانه درآمدها برخوردار است (نیلی و فرح‌بخش، 1377: 123).

براساس نظر کوزنتس ^[1](1995) در مسیر توسعه­ اقتصادی، نابرابری­ درآمد نخست افزایش‌یافته و پس از ثابت ماندن در سطح معینی، به‌تدریج کاهش می­یابد؛ یعنی، در مرحله اولیه رشد، توزیع درآمد نابرابرتر می­شود و با ادامه یافتن رشد ­اقتصادی توزیع درآمد به سمت برابری پیش­ می‌رود. بنابراین، براساس فرضیه کوزنتس ارتباط  معکوس شکل میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد وجود دارد.

در این راستا، فرضیه کوزنتس مالی توسط نیکلوسکی[2] (2013) مطرح شد که طبق این فرضیه رابطه U معکوس میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد و همچنین، رابطه U معکوس میان توسعه مالی و نابرابری درآمد وجود دارد. این درحالی است ‌که بایاردی و مورانا[3] (2016) فرضیه کوزنتس مالی را ارتباط معکوس میان توسعه مالی و نقطه بازگشت منحنی کوزنتس می‌دانند.

توسعه ­مالی هم از طریق رشد ­اقتصادی و هم از طریق افزایش دسترسی به اعتبارات می­تواند بر الگوی توزیع ­در­آمد مؤثر باشد. گرین‌وود و جوانویک[4] (1990) اندازه واسطه‌های مالی و رشد اقتصادی را به‌طور درونزا و تفکیک‌ناپذیری به یکدیگر وابسته می‌دانند. ارتباط تنگاتنگ میان توسعه مالی و رشد اقتصادی در این مدل با دیدگاه‌ گلداسمیت[5]، مک‌کینون[6] و شاو[7] سازگار است و در عین حال، در آن شرایطی مشابه فرضیه کوزنتس تحقق می‌یابد؛ به این معنا که جامعه در مسیر گذار از جامعه ابتدایی با نرخ رشد اقتصادی پایین به جامعه توسعه‌یافته با نرخ رشد اقتصادی سریع، دوره‌ای موقت از گسترش شکاف میان فقیر و غنی و افزایش نابرابری درآمد را تجربه می‌کند. بنابراین، طبق این دیدگاه رابطه U معکوس شکلی میان توسعه مالی و نابرابری درآمد وجود دارد. رابطه میان توسعه­ ­مالی و نابرابری ­درآمدی برای سیاست‌گذاران از آن جهت اهمیت دارد که می‌توانند چگونگی تأثیرگذاری سیاست‌ها را بر توزیع­ درآمد بررسی نمایند و در صورتی‌که توسعه­ مالی باعث کاهش نابرابری ­درآمدی گردد، سیاست­ها به سمت ایجاد و گسترش مؤسسات مالی بهتر و کاراتر سوق پیدا می‌کند (پیرایی و بلیغ، 1394: 2).

هدف از مقاله این است که به پیروی از بایاردی و مورانا (2016) فرضیه­ منحنی کوزنتس مالی در ایران به‌صورت تجربی طی سال­های 1361-1397 بررسی شود. در ادامه، بعد از مقدمه در بخش دوم، ادبیات پژوهش مرور می‌شود؛ بخش سوم و چهارم به روش و یافته‌های پژوهش اختصاص یافته و در بخش پنجم، نتیجه‌گیری و پیشنهادها ارائه می‌‌شود.

 

2.‌ مروری بر ادبیات تحقیق

سیمون­کوزنتس در سال 1955 جامعه‌ای با دو بخش سنتی یا کشاورزی و مدرن یا صنعتی را درنظر گرفت و با استفاده از آمار و اطلاعات سه کشور انگلیس، آلمان و ایالات متحده آمریکا نشان داد که در گذار از اقتصاد سنتی به اقتصاد مدرن، نابرابری ­درآمد نخست افزایش یافته و پس از ثابت ماندن در سطح معینی، به تدریج کاهش می‌یابد. به اعتقاد کوزنتس در مراحل اولیه توسعه با شکل‌گیری اقتصاد مدرن در کنار اقتصاد سنتی و با توجه به آنکه تعداد کمی از مردم توانایی انتقال به بخش مدرن را دارند. اختلاف سطح دستمزد میان دو بخش موجب افزایش نابرابری در توزیع درآمد می‌شود. در مراحل بعدی توسعه، تعداد بیشتری از مردم جذب بخش مدرن می­شوند و به‌تدریج با توجه به کمیابی نیروی کار در بخش سنتی، سطح دستمزد در این بخش افزایش و با نزدیک شدن به سطح دستمزد بخش مدرن، نابرابری در توزیع درآمد کاهش می‌یابد. این الگو، بعداً به نام منحنی U- معکوس کوزنتس معروف شد. رابطه  معکوس میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد را می‌توان به شکل معادله (1) نشان داد:

(1)

که در آن،  و  به‌ترتیب، نابرابری درآمد و رشد ­اقتصادی (درآمد سرانه) هستند. فرضیه کوزنتس زمانی صادق است که ضرایب  و  به‌ترتیب، مثبت و منفی باشند. با ماکزیمم کردن معادله (1) نسبت به ، درآمد سرانه در نقطه بازگشت منحنی کوزنتس به‌دست می‌آید:

(2)

به پیروی از برادفورد[8] و همکاران (۲۰۰۵)، با مشتق‌گیری از معادله (1) نسبت به زمان و جای‌گذاری معادله (2) در آن خواهیم داشت:

(3)

که در آن،  نرخ رشد درآمد سرانه واقعی و  است. با فرض ، زمانی که   است نابرابری افزایش می‌یابد و به ازای  نابرابری کاهش می‌یابد. بایاردی و مورانا (2016) درآمد سرانه در نقطه بازگشت منحنی کوزنتس ( ) را تابعی از توسعه ­مالی در نظر گرفته‌اند:

(4)

که در آن   پارامتر هستند. بدان معناست که کشوری با بازارهای مالی توسعه‌یافته‌تر در مقایسه با کشوری با بازارهای مالی کمتر توسعه‌یافته در سطح درآمد سرانه پایین‌تری به نقطه بازگشت منحنی کوزنتس می‌رسد. حال با جای‌گذاری معادله (۴) در معادله (۳) خواهیم داشت:

(5)

 

اگر از معادله (۵) نسبت به زمان انتگرال گرفته شود، با این فرض که نابرابری درآمد ( )، نرخ رشد درآمد سرانه ( ) و توسعه مالی ( ) در طول زمان ثابت می‌باشند، معادله (۶) به‌دست می­آید که در آنt=1…,  و  ثابت انتگرال است:

(6)

از آنجا که نابرابری درآمد ( )، نرخ رشد درآمد سرانه ( ) و توسعه مالی ( ) در طول زمان ثابت نیستند، معادله (۶) به‌صورت معادله (۷) بازنویسی می‌شود که در آن  عرض از مبدا است:

(7)

برای آنکه رابطه  معکوس میان نابرابری درآمد و رشد اقتصادی وجود داشته باشد، باید   باشد. به‌علاوه، اگر  باشد، رابطه معکوس بین سطح توسعه مالی و نقطه بازگشت منحنی کوزنتس وجود دارد. همچنین،،  می‌تواند هرمقداری داشته باشد. با استفاده از ضرایب ،  و  می­‌توان پارامترهای ساختاری   را به‌صورت  و   به‌دست آورد. به‌طورخلاصه، منفی بودن ضریب  دلالت‌بر تأیید فرضیه کوزنتس دارد. چنانچه ضرایب   و  همزمان منفی باشند، فرضیه کوزنتس مالی نیز تایید می‌شود.

در ادامه، مطالعات انجام‌شده داخلی و خارجی به‌اختصار مرور می­شوند. جلیلیان و کرک پاتریک^[9] (۲۰۰۲) برای منتخبی از کشورهای توسعه­یافته و درحال ­توسعه طی­ سال‌های۱۹۹۰- ۱۹۶۵ نشان داده‌اند نابرابری ­درآمد با توسعه بازارها و واسطه­های مالی کاهش می­یابد. همچنین،، نتایج رابطه U معکوس کوزنتس را  تایید می­کنند.

کلارک^[10] و همکاران (۲۰۰۶) با استفاده از روش OLS و تکنیک گشتاورهای تعمیم یافته و داده‌های ۸۳ کشور توسعه­یافته و در حال ­توسعه طی ­سال‌های ۱۹۹۵-1960 نشان می‌دهند با توسعه بازارها و واسطه‌های ­مالی نابرابری کاهش می‌یابد.

نیکولوسکی (2010) با به‌کارگیری مدل پانل پویا برای کشورهای توسعه‌یافته و درحال توسعه طی دوره زمانی 1962-2006 نشان می‌دهد رابطه میان نابرابری و توسعه مالی به شکل U وارون است.

نیکولوسکی (2013) با استفاده از داده‌های پانل برای کشورهای درحال توسعه و توسعه‌یافته در دوره زمانی 1962-2006 نشان می‌دهند رابطه U معکوس میان توسعه مالی و نابرابری درآمد و همچنین،، میان نابرابری درآمد و رشد اقتصادی وجود دارد.

شهباز و همکاران (2015) با استفاده از مدل تصحیح خطا برای ایران طی سال‌های 1969-2011 نشان دادند، در کوتاه‌مدت توسعه مالی نابرابری درآمد را کاهش می­دهد؛ اما رشد اقتصادی نابرابری درآمد را افزایش می‌دهد. همچنین،، طبق نتایج آزمون کرانه‌ها در بلندمدت رابطه میان توسعه مالی و نابرابری درآمد U معکوس شکل است.

آکان[11] و همکاران (2017) فرضیه منحنی کوزنتس مالی مبنی بر رابطه U معکوس میان توسعه مالی و نابرابری درآمد را برای 20 کشور اروپایی طی دوره زمانی 1962-2013 تایید نموده‌اند.

بایاردی و مورانا (201۸) برای 19 کشور منطقه یورو طی دوره زمانی 1985-2013 نشان می‌دهند، ارتباط میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد به شکل U معکوس است و سطح توسعه مالی نیز روی نقطه بازگشت منحنی تاثیر منفی دارد که این نتیجه تاییدکننده فرضیه منحنی کوزنتس مالی است.

اوزدمیر[12] (2019) برای مجموعه‌ای از کشورها طی دوره زمانی 1993-2013 نشان می‌دهد فرضیه منحنی کوزنتس مالی مبنی بر رابطه U وارون میان توسعه مالی و نابرابری درآمد تایید نمی‌شود.

یونسی و بچتینیب[13] (2020) برای کشورهای گروه بریکس[14] طی دوره زمانی 2015-1995 نشان می‌دهند رابطه U معکوس میان توسعه مالی و نابرابری درآمد و میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد وجود دارد.

کاویا و شجین^[15] (2020) نشان می‌دهند طی سال‌های ۲۰۱۴- ۱۹۸۴ در کشورهای با درآمد بالا رابطه میان توسعه اقتصادی و نابرابری درآمد و همچنین،، رابطه میان توسعه مالی و نابرابری درآمد U معکوس شکل است درحالی که در کشورهای با درآمد متوسط و درآمد بالا این روابط U شکل است. از طرفی رابطه معکوس میان نقطه بازگشت منحنی کوزنتس و سطح توسعه مالی برای کشورهای مورد نظر تایید نمی­شود.

سالم و یارمحمدی (1390) با به‌کارگیری روش حداقل مربعات معمولی و داده‌های دوره زمانی 1352-1386 نشان می‌دهند رابطه U معکوس شکل میان توسعه مالی و نابرابری درآمد در ایران وجود دارد.

جابری خسروشاهی و همکاران (۱۳۹۱) با به‌کارگیری روش خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی و استفاده از داده‌های دوره زمانی ۱۳۵۲- ۱۳۸۷ نشان می­دهند در بلندمدت فرضیه U معکوس کوزنتس و فرضیه U معکوس گرین وود- جووانویج برای ایران تایید می‌شود.

زراءنژاد و همکاران (۱۳۹۳) با استفاده از مدل تصحیح خطای غیرخطی و داده‌های دوره زمانی ۱۳۵۰ -۱۳۹۰ نشان می‌دهند توسعه بازارهای­ مالی تا یک حدآستانه­ای، نابرابری درآمد را افزایش می‌دهد و بعد از این حد آستانه‌ای، نابرابری درآمد کاهش می‌یابد.

میرباقری هیر و شکوهی‌فرد (1395) برای منتخیی از کشورهای اسلامی طی دوره زمانی 2000-2014 نشان می‌دهند رابطهU  معکوس شکل میان توسعه مالی و نابرابری درآمد وجود دارد.

آل عمران و شکوهی‌فرد (1395) برای منتخبی از کشورهای عضو سازمان همکاری اسلامی طی دوره زمانی 2001-2015 نشان می‌دهند رابطهU  معکوس میان توسعه مالی و نابرابری درآمد وجود دارد.

رضا قلی‌زاده و آقایی (۱۳۹۸) با استفاده از مدل پانل پویا و تخمین‌زن گشتاورهای تعمیم­یافته نشان می‌دهند رابطه خطی و منفی بین توسعه ­مالی و نابرابری ­درآمدی در هر سه گروه استان‌های توسعه­یافته، کمتر ­توسعه­یافته و توسعه­نیافته ایران طی دوره زمانی 1358-1394 وجود دارد.

فراهتی و سلیمی (1399) با استفاده از مدل ARDL و داده‌های دوره زمانی 1361-1395 نشان می‌دهند در بلندمدت فرضیه­ی گرین وود- جوانویک رد و فرضیه منحنی کوزنتس برای ایران تأیید می­شود.

 

3. تصریح مدل تجربی

در این پژوهش به پیروی از بایاردی و مورانا (2016) معادله رگرسیونی زیر طی سال­های 1361-1397 به‌صورت تجربی برای ایران آزمون می­شود:

(8)

 

 

که درآن، GINI شاخص نابرابری درآمد،  شاخص توسعه مالی،  رشد اقتصادی (درآمد سرانه)،  نرخ رشد اقتصادی (نرخ رشد درآمد سرانه)،  و  است.

در این مطالعه، تکنیک تحلیل مؤلفه اصلی^[16] (PCA) برای ایجاد یک شاخص کلی توسعه مالی از ترکیب سه زیرشاخص توسعه مالی به­کار گرفته می­شود که عبارتند از: نسبت تسهیلات اعطایی بانک­ها به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی (CPG)، نسبت تعهدات نقدی^[17] سیستم بانکی یا نقدینگی ( ) به تولید ناخالص داخلی (MG) و نسبت ارزش کل سهام مبادله‌شده به تولید ناخالص داخلی (TSG). این نسبت­ها سه بعد مهم توسعه­یافتگی بازارهای مالی (بازار پول و بازار سرمایه) را تبیین می­کنند.

نسبت نقدینگی به تولید ناخالص داخلی پرکاربرد‌ترین و در عین حال، ساده‌ترین شاخص برای توسعه مالی است و نخستین‌بار، در مطالعات گلداسمیت (1969) و مک کنیون (1973) به‌کار رفت. این شاخص بیانگر نسبت اندازه واسطه‌های مالی رسمی به فعالیت‌های اقتصادی است. معمولا، فرض می‌شود که اندازه واسطه‌های مالی به‌طور مثبت با خدمات مالی ارائه شده مرتبط است (سالم و عرب یارمحمدی، 1390: 138).

همچنین،، فرض می‌شود سیستم­های مالی که اعتبارات بیشتر را به شرکت‌های خصوصی می­دهند اصرار بیشتری به تحقیق و بازرسی از شرکت­ها، اعمال کردن کنترل شرکتی، ارائه خدمات مدیریت ریسک، تجهیز پس­اندازها و تسهیل معاملات دارند تا سیستم مالی که اعتبارات متمرکز خود را به دولت یا شرکت‌های تحت مالکیت دولت می­پردازد (رفعت و جزی‌زاده، 1395: 35). 

نسبت ارزش کل سهام مبادله‌شده به تولید ناخالص داخلی، توانایی خرید و فروش آسان اوراق بهادار را نشان می­دهد و بیان دیگری از عمق بازار مالی مبتنی بر اوراق بهادار (سهام) در کشور می‌باشد. هرقدر این نسبت بزرگتر باشد، به همان نسبت مبادله اوراق بهادار آسانتر انجام می­گیرد (دادگر، 1388).

نتایج تحلیل مؤلفه اصلی برای شاخص­های توسعه مالی در جدول (1) ارائه شده است. با توجه به بخش پائینی جدول، سه مؤلفه اصلی PCA1، PCA2 و PCA3 به­دست آمده است که هر یک از آنها به­صورت یک ترکیب خطی از متغیرهای اولیه CPG، MG و TSG تعریف می­شود. افزون بر این، مقادیر ویژه ماتریس واریانس-کواریانس متغیرهای اولیه در بخش بالایی جدول گزارش شده‌اند. هر یک از این مقادیر ویژه بیانگر واریانس یکی از مؤلفه­های اصلی است و بردار ویژه (استانداردشده) مربوطه نیز بیانگر وزن­ها یا ضرایب متغیرهای اولیه در ترکیب خطی تشکیل‌دهنده آن مؤلفه است. هریک از مؤلفه­های اصلی، درصدی از کل واریانس متغیرهای اولیه را بازنمایی می‌کند (توضیح می­دهد) که در بخش بالایی جدول گزارش شده است. همان­طور که مشاهده می‌شود، مؤلفه­های اصلی PCA1، PCA2 و PCA3 به­ترتیب 85/90، 55/8 و 6/0 درصد از کل واریانس متغیرهای اولیه را توضیح می­دهند. بر این اساس، اولین مؤلفه اصلی (PCA1) به­تنهایی 85/90 درصد از کل واریانس یا تغییرپذیری متغیرهای اولی را توضیح می­دهد و به­عنوان شاخص کلی توسعه مالی انتخاب می­شود.

 

جدول 1. نتایج تحلیل مؤلفه اصلی برای شاخص­های توسعه مالی

مؤلفه	مقدار ویژه (واریانس)	درصد واریانس (درصد)	درصد تجمعی واریانس (درصد)
PCA1	0427929/0	85/90	85/90
PCA2	00402585/0	55/8	4/99
PCA3	000282347/0	6/0	100
مؤلفه­های اصلی (بردارهای ویژه نرمال شده)
متغیر اولیه	PCA1	PCA2	PCA3
CPG	5507/0	8088/0	2062/0-
MG	8329/0	5487/0-	0722/0
TSG	0547/0	2115/0	9758/0

منبع: یافته­های پژوهش

 

در این مطالعه، متغیرهای اندازه دولت ( )، نرخ بیکاری ( ) و نرخ تورم[18] ( ) به‌عنوان متغیرهای کنترلی استفاده ­شده ­است. بیکاری از جمله عوامل مهمی است که بر توزیع درآمد اثرگذار است. بدیهی است که گروه کثیری از افراد زندگی خود را از طریق فروش منابع کاری خود تأمین می‌نمایند و عدم وجود فرصت‌های مناسب برای عرضه این عامل می‌تواند تأثیر بسزایی در وضعیت زندگی افراد، فقر و محرومیت و گسترش نابرابری داشته باشد. از این‌رو، هر چه میزان مشارکت نیروی کار فعال در فعالیت‌های اقتصادی کمتر باشد در نهایت میزان شدت فقر و نابرابری در جامعه افزایش خواهد یافت و بالعکس با افزایش تقاضا برای کار و کاهش بیکاری که در نهایت به افزایش درآمدها منجر می‌شود وضعیت زندگی مردم بهتر شده و شدت فقر و نابرابری در جامعه کاهش می‌یابد (دهمرده و همکاران، 1389: 2).

دولت می‌تواند به‌صورت مستقیم با پرداخت­های انتقالی و یارانه‌ها و به صورت غیرمستقیم با ایجاد فرصت‌های شغلی بیشتر برای افراد جامعه نابرابری درآمد را تحت تاثیر قرار ‌دهد (آفونسو^[19] و همکاران، ۲۰08: 11).

برخی اقتصاددانان معتقدند یک تورم ملایم در سیستم اقتصادی آثاری مثبت بر اوضاع اقتصادی دارد و اینگونه استدلال می­شود با توجه به اینکه گروه کم درآمد جامعه معمولاً بدهی دارند افزایش تورم به کاهش ارزش واقعی بدهی منجر می­شود و به عبارت دیگر، نوعی کمک برای آنها به شمار می­آید. البته این نکته قابل توجه است که این مطلب در شرایطی صحیح است که افراد کم درآمد به منابع مالی گسترده و سیستم بانکی جهت دریافت تسهیلات دسترسی داشته ­باشند (کمیجانی و محمدزاده، 1393: 8). از طرفی افزایش تورم می‌تواند قدرت خرید پول را از سه کانال درآمد حقیقی، ارزش حقیقی پرداخت‌های انتقالی و ارزش حقیقی دارایی‌های پولی کاهش داده و موجب افزایش نابرابری درآمد شود (شاکری و همکاران، 1392: 29-30).

برخی از مطالعات از قبیل گالی و اندرهوون[20] (2001)، آمورنتام[21] (2008) و مونین[22] (2014) این دیدگاه را مطرح می­کنند که اثر تورم بر نابرابری درآمد بستگی به سطح تورم دارد؛ به­طوری­که در نرخ­های پائین تورم، افزایش تورم موجب کاهش نابرابری درآمد می­شود، اما پس از یک حد آستانه­ای، این اثر مثبت می­شود. به­عبارت دیگر، ارتباط میان نرخ تورم و نابرابری درآمد می­تواند غیر خطی (U شکل) باشد. بر این اساس، متغیر نرخ تورم به فرم درجه دو در سمت راست معادله (8) ظاهر شده است که اجازه می‌دهد ارتباط غیرخطی احتمالی آن با نابرابری درآمد برقرار شود.

 

-‌ توصیف داده‌ها

 داده­های مورد استفاده در این پژوهش ضریب جینی ( )، شاخص ترکیبی توسعه مالی ( )، درآمد سرانه به قیمت ثابت 1390 بر حسب هزار میلیارد ریال ( )، نرخ رشد درآمد سرانه ( )، نسبت مخارج دولت به GDP ( )، نرخ بیکاری ( ) و نرخ تورم (INF) است. داده‌های آماری نابرابری درآمد (هزینه) در فاصله سال­های 1361-1362 تنها به‌صورت گروهی (با انتهای باز) در دسترس است. بنابراین، ضریب­ جینی این سال­ها با استفاده از مدل پارامتریکی پیشنهادی ابونوری (1371) برآورد شده ­است. داده‌های توزیع درآمد از سال 1363 به‌صورت ریز داده­ موجود­ است. در نتیجه، شاخص ضریب­ جینی در فاصله سال­های 1397-1363 با استفاده از ریز داده‌ها برآورد شده است. شاخص توسعه­ مالی از ترکیب سه شاخس نسبت اعتبارات اعطایی بانک­ها به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی (CPG)، نسبت تعهدات نقدی سیستم بانکی یا نقدینگی ( ) به تولید ناخالص داخلی (MG) و نسبت ارزش کل سهام مبادله‌شده به تولید ناخالص داخلی (TSG) با استفاده از روشتحلیل مؤلفه­های اصلی محاسبه گردیده است. اطلاعات مربوط به شاخص‌های­ توسعه مالی، درآمد سرانه، مخارج دولت، نرخ تورم و نرخ بیکاری طی دوره 1361-1397 از مرکز آمار و نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده است. برخی از آماره­های توصیفی مربوط به داده­ها در جدول (1) گزارش شده است.

 

جدول 1. آماره­های توصیفی داده­های مربوط به متغیرها

متغیر	تعداد مشاهدات	میانگین	انحراف معیار	کمینه	بیشینه
	37	4228/0	0385/0	3522/0	5466/0
	37	1505/65	9846/12	4362/43	6153/85
	37	0142/0	0625/0	1316/0-	1814/0
	37	6615/0	1943/0	4427/0	1527/1
	37	1893/0	0308/0	14310/0	2918/0
	37	1719/12	4739/1	0800/9	4000/14
	37	2757/19	0106/3	3822/14	0164/25

منبع:  بانک مرکزی و مرکز آمار جمهوری اسلامی ایران

 

علاوه بر این، نمودارهای مربوط به شاخص‌های توسعه مالی و شاخص ترکیبی برای بازه زمانی 1397-1361 به­ترتیب در نمودارهای (1) تا (4) و شاخص ضریب جینی (GINI) برای بازه زمانی مورد نظر در نمودار (5) ترسیم شده­اند. ﻫﻤﺎن‌ﻃﻮر ﻛﻪ ﻣﻼﺣﻈﻪ ﻣﻲ­­ﺷﻮد ﺷﺎﺧﺺ ﻛﻠﻲ ﺗﻮﺳﻌﻪ ﻣﺎﻟﻲ از سال 1361تا 1368 همزمان با جنگ تحمیلی دارای نوسان بوده و روند پایداری ندارد. ﺑﺎ ﭘﺎﻳﺎن ﻳﺎﻓﺘﻦ ﺟﻨﮓ برای چندین سال یعنی تا سال 1376 سیر نزولی داشته است. این شاخص از سال 1378 بیشتر روندی صعودی طی کرده است؛ به­طوری­که مقدار آن از 45/0 در سال 1378 به 1713/1 در سال 1397 رسیده است. همچنین،، نمودار(5) نشان می‌دهد شاخص ضریب جینی طی سالهای 1361 تا 1363 روندی نزولی طی کرده است و پس از آن تا سال 1386 روندی بیشتر رو‌به‌کاهش داشته است. این شاخص طی سالهای 1386 تا 1392روندی نزولی از خود نشان داده است و پس از آن تا سال 1395روندی صعودی طی کرده است. کمترین ضریب جینی طی دوره مورد بررسی مربوط به سال 1392 و برابر با 365/0 است.

 

نمودار 1. نسبت اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی در ایران	نمودار 2.  نسبت نقدینگی ( ) به تولید ناخالص داخلی در ایران
نمودار 3. نسیت ارزش معاملات سهام به تولید ناخالص داخلی در ایران	نمودار 4. شاخص ترکیبی توسعه مالی در ایران

منبع: یافته­های پژوهش

 

نمودار 5. شاخص ضریب جینی

منبع: یافته­های پژوهش

 

۴. برآورد مدل و تفسیر نتایج

در این مطالعه، آزمون‌های رایج دیکی-  فولرتعمیم‌یافته[23] و فیلیپس- پرون[24] جهت بررسی وضعیت مانایی سری‌های زمانی (تعیین مرتبه انباشتگی متغیرها) به‌کار گرفته شده‌اند. نتایج به‌کارگیری هر یک از آزمون‌ها با تصریح‌های مختلف به ترتیب در جداول (2) و (3) پیوست گزارش شده‌اند. با توجه به این نتایج، هر متغیر دارای مرتبه انباشتگی صفر یا یک است. بنابراین، شرط لازم برای به‌کارگیری رویکرد هم­انباشتگی مبتنی بر  مبنی بر اینکه متغیرهای تحت بررسی ترکیبی از (0)I و (1)I باشند، تامین می‌شود.

 

4-1. مدل خودرگرسیونی با وقفه توزیعی ( )

در این مطالعه، رویکرد هم­انباشتگی مبتنی بر مدل خود رگرسیونی با وقفه توزیعی^[25] ( ) که توسط پسران و همکاران^[26] (1996)، پسران و شین^[27] (1998) و پسران و همکاران (2001) معرفی شده است، جهت آزمون هم­انباشتگی و برآورد روابط بلندمدت میان متغیرها در هر یک از معادلات مذکور به­کار گرفته می­شود. در این رویکرد، نخست، تعداد وقفه­های بهینه متغیرها در مدل  زیر تعیین می­شود:

(9)

که  یک بردار  از رگرسورهای چندگانه و  یک بردار  از ضرایب مربوطه است. برای این منظور، می­توان از معیارهای اطلاعاتی^[28] مانند معیار اطلاعاتی آکائیک[29] (AIC) و معیار اطلاعاتی شوارتز[30] (SIC) استفاده کرد. گام بعدی، به­کارگیری آزمون باند جهت تشخیص وجود یا عدم وجود ارتباط هم­انباشتگی یا بلندمدت میان متغیرها است. برای این منظور، نخست، مدل رگرسیونی (9) در یک فرم تصحیح خطا به­صورت زیر بازنویسی می­شود:

(10)

که ،  برای ، ، ،  برای . سپس، فرضیه صفر عدم وجود هم­انباشتگی میان متغیرها  آزمون می­شود. چنانچه وجود رابطه هم­انباشتگی (بلندمدت) میان متغیرها تشخیص داده شود، می­توان این رابطه را در فرم زیر برآورد نمود:

(11)

که ضرایب بلندمدت متغیرهای توضیحی به­صورت  و  تعریف می­شوند که می­توان پس از برآورد معادله (9) یا (10)، براساس این روابط برآوردهایی را برای ضرایب بلندمدت به­دست آورد. لازم به­ذکر است که ضریب  در مدل (10)، سرعت تعدیل^[31]  نامیده می­شود. این ضریب بیان می­کند که در هر دوره زمانی چه سهمی از انحراف (مثبت یا منفی) متغیر وابسته از مسیر تعادلی بلندمدت تصحیح می­شود.

در این مطالعه، مدل  بدون در نظر گرفتن عرض از مبدا و روند زمانی برآورد و تعداد وقفه­های بهینه استفاده از معیار اطلاعاتی شوارتز (SIC) تعیین شده است. با توجه به آزمون  فرضیه صفر مبنی بر وجود همسانی واریانس را در سطح اطمینان قابل قبولی نمی‌توان رد نمود. براساس آماره جارکو-برا  ( )، فرضیه صفر این آزمون مبنی بر عدم نرمال بودن جملات اخلال رد شده است و بنابراین باقیمانده‌های مدل نرمال می‌باشند. براساس نتایچ آماره ، مدل به لحاظ آماری معنادار است. آماره دوربین- واتسون  نیز نشان می‌دهد مدل فاقد مشکل خودهمبستگی است. همچنین، طبق نتایج آزمون  در مدل، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی سریالی جملات اخلال را نمی‌توان در سطح اطمینان قابل قبولی رد نمود. نتایج این آزمون‌ها در پیوست گزارش شده است.

به منظور بررسی وجود رابطه­ بلندمدت بین متغیرها از آماره آزمون که توسط پسران و همکاران (2001) پیشنهاد شده است استفاده می­شود. در آزمون ، فرض صفر بیانگر عدم وجود هم­انباشتگی یا رابطه­ی بلندمدت می­باشد. باتوجه به نتایچ جدول (2)، مقدار آماره محاسباتی 9651/8 به‌دست آمده است که با توجه به بیشتر بودن آماره  محاسباتی از باند (مقدار بحرانی) بالا در سطح معنی‌داری ۱ درصد، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت رد می‌شود.

جدول 2. نتایج آزمون هم­انباشتگی

آماره آزمون (F	سطح معنی­داری	مقادیر بحرانی
		باند پائین	باند بالا
9651/8	10%	7/1	83/2
	5%	97/1	18/3
	5/2%	22/2	49/3
	1%	54/2	91/3

منبع: یافته­های پژوهش

 

در مرحله بعد می­توان ضرایب بردار بلندمدت را برآورد و تفسیر نمود. نتایج در جدول (3) ارائه شده است.

 

جدول 3. نتایج برآورد مدل تجربی

بردار (ضرایب) بلندمدت
نام متغیر	ضرایب	آماره آزمون(t)	مقدار احتمال آماری (p-value)
	0187/0-	9579/1-	0659/0
	4132/1	3837/3	0033/0
	1108/1-	7340/2-	0136/0
	1275/1	8509/6	0000/0
	0142/0	5154/2	0216/0
	0001/0	0808/1	2941/0
	009/0-	6834/1-	1096/0
مدل تصحیح خطا (ECM)
نام متغیر	ضرایب	آماره آزمون(t)	مقدار احتمال آماری (p-value)
	0050/0-	5788/2-	0189/0
	3839/0	0689/4	0007/0
	1432/0	7445/5	0000/0
	1343/0-	1276/1-	2743/0
	1145/0	6902/1	1082/0
	2555/0-	2296/3-	0046/0
	1723/0	6717/9	0000/0
	1670/0-	7488/9-	0000/0
	0009/0-	7366/0-	4709/0
سرعت تعدیل
	انحراف معیار	آماره
6168/0-	0618/0	9806/9-	0000/0

منبع: یافته­های پژوهش

موضوع دیگر در ارتباط با رویکرد ARDL، ثبات و پایداری مدل­ برآورد شده است. برای این منظور از آزمون‌های رایج پسماند تجمعی[32] (CUSUM) و مجذور پسماند تجمعی[33] (CUSUMQ) که توسط براون^[34] و دیگران (1975) پیشنهاد شده است، جهت بررسی پایداری مدل­های برآورد شده استفاده شده است. همانطور که در نمودارهای (1) و (2) دیده می‌شود، مسیر حرکت آماره آزمون‌های پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی، برای دوره­های مختلف، بین دو خطوط بحرانی قرار دارد. براین اساس فرضیه صفر پایداری مدل نمی­تواند در سطح اطمینان 95 درصد رد شود.

 

نمودار 1. آزمون پایداری	نمودار 2. آزمون پایداری
منبع: یافته­های پژوهش	منبع: یافته­های پژوهش

 

به­منظور آزمون تجربی فرضیه منحنی کوزنتس مالی برای ایران، لازم است دو فرضیه آماری برای ضرایب  و  در معادله رگرسیونی (8) آزمون شوند. با توجه به توضیحات بخش دوم، رد فرضیه صفر  در یک سطح معنی‌داری قابل قبول، دلالت بر منفی بودن این ضریب و در نتیجه تأیید فرضیه کوزنتس دارد. علاوه بر این، رد همزمان فرضیه­های  و  دلالت بر منفی بودن هر دو ضریب و در نتیجه تأیید فرضیه کوزنتس مالی دارد. با توجه به جدول (3)، مقادیر احتمال آماری (p-value) که برای ضرایب  و  گزارش شده­اند، مربوط به آزمون فرضیه دو طرفه برای معناداری هر یک از آنها هستند. این درحالیست که برای هر کدام از آزمون‌های یکطرفه (چپ) فوق، بایستی مقدار احتمال آماری مربوطه محاسبه شود. نتیجه این محاسبات در جدول (4) ارائه شده است.

 

جدول 4. آزمون فرضیه آماری برای منحنی کوزنتس مالی

آزمون آماری فرضیه صفر
نام متغیر	ضریب برآورد شده ( )	آماره آزمون ( )	مقدار احتمال آماری ( )
	0187/0-	9579/1-	0329/0
آزمون آماری فرضیه صفر
نام متغیر	ضریب برآورد شده ( )	آماره آزمون ( )	مقدار احتمال آماری ( )
	1108/1-	7340/2-	0068/0

منبع: یافته­های پژوهش

همان­طور که ملاحظه می­شود، مقادیر احتمال آماری برای فرضیه­های اول و دوم به­ترتیب معادل 0329/0 و 0068/0 به­دست آمده­اند. بر این اساس، فرضیه صفر  در سطح معنی­داری 5 درصد ( ) و فرضیه صفر  در سطح معنی­داری 1 درصد ( )  رد شده و فرضیه­های مقابل مبنی بر منفی بودن این ضرایب پذیرفته می­شوند. در نتیجه، فرضیه منحنی کوزنتس مالی برای ایران تأیید می­شود. این بدان معناست که رابطه میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد به­‌شکل  معکوس است. از طرف دیگر، ارتباط معکوسی میان سطح توسعه مالی و نقطه بازگشت منحنی کوزنتس وجود دارد.

با توجه به معادله (8) مشتق GINI نسبت به G به­صورت  به­دست می­آید. با توجه به ضرایب برآورد شده در جدول (3)، در صورت افزایش یک واحدی نرخ رشد درآمد سرانه، انتظار می­رود ضریب جینی به اندازه  تغییر نماید. در نتیجه، با توجه به معناداری آماری ضرایب، میزان اثرگذاری نرخ رشد درآمد سرانه بر نابرابری درآمد بستگی به سطح درآمد سرانه و سطح توسعه مالی دارد.

نتایج نشان می­دهند نرخ بیکاری تاثیر معنی‌داری بر نابرابری درآمد ندارد درحالیکه نسبت مخارج دولت به  تاثیر مثبت و معنی‌داری بر نابرابری درآمد دارند. در ارتباط با متغیر نرخ تورم، ضریب این متغیر مثبت و معنادار است ولی ضریب مربع آن به لحاظ آماری معنادار نیست. بنابراین، ارتباط میان نرخ تورم و نابرابری درآمد به صورت خطی و مثبت است.

نتایج برآورد مدل تصحیح خطا در بخش پائینی جدول (3) گزارش شده­اند. همان­طور که ملاحظه می­شود، ضریب وقفه اول عبارت تصحیح خطا معادل 6168/0- برآورد شده است و در سطح %1 معنی­داری است. با توجه به آن، در هر دوره زمانی، 68/61 درصد انحراف (مثبت یا منفی) متغیر وابسته از مسیر تعادلی خود تصحیح می­شود. همچنین،، می­توان آزمون فرضیه آماری در خصوص منفی بودن ضرایب  و  جهت بررسی فرضیه کوزنتس مالی در کوتاه­مدت را انجام داد. با توجه به نتایج جدول مقدار احتمال آماری برای آزمون فرضیه منفی بودن  معادل 0094/0 به­دست می­آید. با این وجود، مقدار احتمال آماری برای آزمون فرضیه منفی بودن ضریب  معادل 1371/0 محاسبه می­شود. این نتایج نشان می­دهند اگرچه فرضیه کوزنتس در کوتاه­مدت تأیید می­شود، اما فرضیه کوزنتس مالی مبنی بر تأثیر منفی سطح توسعه مالی بر نقطه بازگشت منحنی کوزنتس تأیید نمی­شود.

 

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادها

کوزنتس (1955) این فرضیه را مطرح نمود که در مسیر توسعة­ اقتصادی نابرابری­ درآمد نخست افزایش یافته و پس از ثابت ماندن در سطح معینی، به تدریج کاهش می­یابد یعنی در مرحله اولیه رشد، توزیع درآمد نابرابرتر می­شود و با ادامه یافتن رشد ­اقتصادی توزیع درآمد به سمت برابری پیش­ می‌رود. این الگو، بعداً به نام منحنی U معکوس کوزنتس معروف شد. در این راستا تصریح جدیدی از منحنی کوزنتس تحت عنوان منحنی کوزنتس مالی توسط بایاردی و مورانا (2016) مطرح شد. در فرضیه کوزنتس مالی علاوه بر آنکه رابطه میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد به شکل U معکوس است، ارتباط معکوسی میان توسعه مالی و نقطه بازگشت منحنی کوزنتس وجود دارد.

هدف این پژوهش آزمون تجربی فرضیه­ «منحنی کوزنتس مالی» در خصوص ارتباط میان توسعه مالی، رشد اقتصادی و نابرابری درآمد با استفاده از داده­های مربوط به دوره زمانی 1361-1397 برای ایران است. بدین منظور، سرانه تولید ناخالص داخلی حقیقی و ضریب جینی به­ترتیب به­عنوان شاخص­هایی از رشد اقتصادی و نابرابری درآمد مورد استفاده قرار گرفته­اند. علاوه بر این، تکنیک تحلیل مؤلفه اصلی (PCA) برای ایجاد یک شاخص کلی توسعه مالی از ترکیب سه زیر شاخص توسعه مالی مشتمل بر نسبت تسهیلات اعطایی بانک­ها به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی، نسبت تعهدات نقدی سیستم بانکی یا نقدینگی به تولید ناخالص داخلی و نسبت ارزش کل سهام مبادله‌شده به تولید ناخالص داخلی به­کار گرفته شده است. سپس، یک مدل تجربی تصریح و با استفاده از رویکرد ARDL برآورد شده است.

نتایج تجزیه و تحلیل هم­انباشتگی نشان می­دهند که در بلندمدت، فرضیه کوزنتس مبنی بر وجود رابطه U معکوس شکل میان رشد اقتصادی (درآمد سرانه) و نابرابری درآمد تایید می‌شود. علاوه بر این، با افزایش سطح توسعه مالی، منحنی کوزنتس به سمت چپ منتقل می‌شود. به عبارت دیگر، ارتباط معکوسی میان سطح توسعه مالی و نقطه بازگشت منحنی کوزنتس وجود دارد؛ به‌طوری­که ارتقاء سطح توسعه مالی موجب می‌شود نابرابری درآمد در سطح پایین‌تری از درآمد سرانه به حدکثر مقدار خود برسد. این شواهد تجربی دلالت بر تأیید فرضیه منحنی کوزنتس مالی در بلندمدت دارند. از طرف دیگر، نتایج برآورد مدل تصحیح خطا نشان می­دهند که اگرچه فرضیه کوزنتس مبنی بر ارتباط U معکوس شکل میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد در کوتاه­مدت نیز تأیید می­شود، اما سطح توسعه مالی تأثیری بر ارتباط میان رشد اقتصادی و نابرابری درآمد ندارد. به­عبارت دیگر، فرضیه منحنی کوزنتس در افق کوتاه­مدت مصداق تجربی برای اقتصاد ایران ندارد.

با توجه به نتایج فوق، اجرای سیاست‌های کلان اقتصادی در جهت بهبود رشد اقتصادی می‌تواند کاهش نابرابری درآمد را نیز به‌دنبال داشته باشد. با این وجود، مطابق با فرضیه منحنی کوزنتس، روند کاهشی نابرابری درآمد پس از دستیابی به سطح معینی از درآمد سرانه (نقطه بازگشت منحنی کوزنتس) آغاز می‌شود که ممکن است دور از دسترس باشد. اما همان‌طور که نتایج نشان می‌دهند توسعه مالی می‌تواند این سطح آستانه‌ای درآمد سرانه را در بلندمدت کاهش داده و دستیابی به آن را تسریع نماید. بنابراین، پیشنهاد می‌شود به موازات سیاست‌های رشدی، ارتقاء سطح توسعه مالی جهت توزیع عادلانه‌تر درآمد توسط برنامه‌ریزان و سیاست‌گذاران اقتصادی هد‌ف‌گذاری شود.

افزایش اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی یکی از راههای ارتقاء سطح توسعه مالی است. خصوصی‌سازی بانکهای دولتی، افزایش کمی و کیفی بانک‌های خصوصی و بسترسازی جهت حضور بانک‌های خارجی منجر به افزایش کارایی و رقابت در امور بانکی می‌شود که این امر می‌تواند اعتبارات پرداختی به بخش خصوصی که کارایی و سودآوری انتظاری بالاتری دارند را افزایش دهد. از طرفی گسترش بازار سرمایه و ایجاد امکان دسترسی تمامی افراد به بازار سرمایه می‌تواند موجب بهبود توسعه مالی شود.

طبق نتایج اثر متغیرهای نرخ تورم و اندازه دولت بر نابرابری درآمد در بلندمدت مثبت و معنادار است درحالیکه نرح بیکاری اثر معناداری بر نابرابری درآمد در بلندمدت ندارد. در این راستا رفع موانع ساختاری در اقتصاد، اجرای سیاست‌های افزایش تولید و عرضه، کنترل قیمت کالاهای وارداتی، کنترل نرخ رشد نقدینگی و کنترل فشار تقاضا می‌تواند منجر به کاهش تورم و کاهش نابرابری گردد. از طرفی اندازه دولت نیز اثر مثبت و معناداری بر نابرابری درآمد دارد. افزایش اندازه دولت و مداخلات و تصدیگری‌های نادرست دولت در اقتصاد می‌تواند موجب تخصیص ناکارآمد منابع عمومی جامعه، گسترش رانت‌جویی، اختلال در عملکرد سیستم بازار و افزایش نابرابری درآمد شود.

 

[1] Kuznets

[2] Nikoloski

[3] Baiardi & Morana

[4] Greenwood & Jovanovic

[5] GoldSmith

[6] McKinnon

[7] Shaw

[8] Bradford

[9] Jalilian & Kirkpatrick

[10] Clarke

[11] Akan

[12] Özdemir

[13] Younsi & Bechtinib

[14] BRICS

[15] Kavya & Shijin

[16] Principal Component Analysis

[17] Liquidity Liabilities

[18] متغیر نرخ تورم با استفاده از فیلتر هودریک-پرسکات (Hodrick–Prescott filter) هموار شده است.

[19] Afonso

[20] Galli & Vander Hoeven

[21] Amornthum

[22] Monnin

[23] Augmented Dickey-Fuller (ADF)

[24] Phillips-Perron (PP)

[25] Autoregressive Distributed Lag

[26] Pesaran

[27] Shin

[28] Information Criterion

[29] ‌Akaike Information Criterion

[30] Schwarz Information Criterion

[31] Speed of Adjustment

[32] Cumulative Sum

[33] Cumulative Sums of Squares

[34] Brown

مراجع

• آل عمران، رویا، شکوهی‌فرد، سیامک (1395). تحلیل اثر توسعه بخش مالی بر شاخص توزیع درآمد: (رهیافت داده‌های تابلویی پویا)، اقتصاد توسعه و برنامه‌ریزی، 5(2): 43-74.
• پیرایی، خسرو، بلیغ، نفیسه (1394). رابطه توسعه مالی و نابرابری درآمدی در ایران، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی (رشد و توسعه پایدار)، 15(3): 1-21.
• جابری خسروشاهی، نسیم، ناهیدی، محمدرضا، نوروزی، داوود (1390). تاثیرتوسعه ­مالی بر نابرابری ­درآمد در ایران، فصلنامه پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، 2(6): 28-173.
• دادگر، یداله، نظری، روح اله (1388). ارزیابی شاخص‌های توسعه مالی در ایران، کنفرانس بین المللی توسعه نظام تامین مالی در ایران (با رویکرد نوآوری های مالی)، 20 تا 22 اردیبهشت 1388، مرکز مطالعات تکنولوژِی دانشگاه صنعتی شریف، تهران.
• دهمرده، نظر، صفدری، مهدی، شهیکی تاش، میثم (1389). تاثیر شاخص‌های کلان بر توزیع درآمد در ایران؛ 1353-1386، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، 14(54): 25-55.
• رفعت، بتول، جزی­زاده، الهه (1393). بررسی اثر توسعه مالی استانی بر توزیع درآمد استانی در ایران، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی (رشد و توسعه پایدار)، 16(3): 29-46.
• زراء نژاد، منصور، حسین‌پور، عبدالکریم، انواری، ابراهیم (1393). توسعه بازارهای مالی و نابرابری ­درآمد دراقتصاد ایران رویکرد تصحیح خطای غیرخطی، فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، 3(11): 27-47.
• سالم، علی اصغر، عرب یارمحمدی، جواد (1390)، بررسی رابطه توسعه مالی و توزیع درآمد در اقتصاد ایران، فصلنامه روند پژوهش­های اقتصادی، 19(58): 127-151.
• شاکری، عباس، جهانگرد، اسفندیار، اقلامی، سمیه (1392). اثر غیرخطی تورم بر نابرابری درآمد در ایران، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی (رشد و توسعه پایدار)، 13(4): 27-53.
• فراهتی، محبوبه، سلیمی، لیلا (1399). تأثیر توسعه مالی بر نابرابری درآمد در ایران، دومین کنفرانس بین المللی نوآوری در مدیریت کسب و کار و اقتصاد، 19 شهریور 1399، تهران.
• قلی‌زاده، مهدیه، آقایی، مجید (1398). توسعه مالی و نابرابری مقایسه استان­های توسعه­یافته کمتر­توسعه­یافته و توسعه­نیافته در کشور ایران، برنامه‌ریزی منطقه‌ای، 9(33): 15-28.
• کمیجانی، اکبر، محمدزاده، فریدون (۱۳۹۳). تاثیر تورم بر توزیع درآمد و عملکرد سیاست­های جبرانی، فصلنامه پژوهش­ها وسیاست‌های اقتصادی،22(68): 5-24.
• میر باقری هیر، میر ناصر، شکوهی‌فرد، سیامک (1395). بررسی تطبیقی اثرات توسعه مالی بر توزیع درآمد و فقر در کشورهای منتخب اسلامی (رویکرد داده‌های تابلویی)، فصلنامه پژوهش‌های رشد و توسعه اقتصادی، 7(25): 97-112.
• نیلی، مسعود، فرح‌بخش، علی (۱۳۷۷). ارتباط رشد ­اقتصادی و توزیع ­درآمد، مجله برنامه‌ریزی و بودجه، ۳۴ و ۳۵: 154-121.
• Afonso, A., Schuknecht, L., & Tanzi, V. (2008). Income distribution determinants and public spending efficiency. Working Papers Department of Economics 2008/05, ISEG - Lisbon School of Economics and Management, Department of Economics, Universidade de Lisboa.
• Akan, Y., Köksel, B., & Destek, M. A. (2017). The financial Kuznets curve in European Union. EconWorld2017 Rome Proceedings, 25-27.
• Amornthum, S. (2004). Income inequality, inflation and nonlinearity: the case of Asian economies. available at: www2. hawaii. edu/~ amornthu/pdf/Paper610. pdf.
• Baiardi, D., & Morana, C. (2016). The financial Kuznets curve: Evidence for the euro area. Journal of Empirical Finance, 39, 265-269.
• Baiardi, D., & Morana, C. (2018). Financial development and income distribution inequality in the euro area. Economic Modelling, 70, 40-55.
• Bradford, D. F., Fender, R. A., Shore, S. H., & Wagner, M. (2005). The environmental Kuznets curve: exploring a fresh specification. Contributions in Economic Analysis & Policy, 4(1), 1-28.
• Brown, R. L., Durbin, J., & Evans, J. M. (1975). Techniques for testing the constancy of regression relationships over time. Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Methodological), 37(2), 149-163.
• Clarke, G. R., Xu, L. C., & Zou, H. F. (2006). Finance and income inequality: what do the data tell us?. Southern economic journal, 72(3), 578-596.
• Galli, R. (2001). Is inflation bad for income inequality: The importance of the initial rate of inflation.
• Goldsmith, R. W. (1969). Financial structure and development (No. HG174 G57).
• Greenwood, J., & Jovanovic, B. (1990). Financial development, growth, and the distribution of income. Journal of political Economy, 98(5, Part 1), 1076-1107.
• Jalilian, H., & Kirkpatrick, C. (2002). Financial development and poverty reduction in developing countries. International journal of finance & economics, 7(2), 97-108.
• Kavya, T. B., & Shijin, S. (2020). Economic development, financial development, and income inequality nexus. Borsa Istanbul Review, 20(1), 80-93.
• Kuznets, S. (1955). Economic Growth and Income Inequality. The American Economic Review, 45(1): 1-28.
• McKinnon, R.I. (1973). Money and Capital in Economic Development. Washington, Brookings Institution Press.
• Monnin, P. (2014). Inflation and income inequality in developed economies. CEP Working Paper Series.
• Nikoloski, Z. (2010). Financial Sector Development and Income Inequality: Is there a Financial Kuznets Curve?. Available at SSRN 1703224.
• Nikoloski, Z. (2013). Financial sector development and inequality: is there a financial Kuznets curve?. Journal of International Development, 25(7), 897-911.
• Özdemir, O. (2019). Rethinking the financial Kuznets curve in the framework of income inequality: Empirical evidence on advanced and developing economies. Economics and Business Letters.
• Pesaran, M. H., Shin, Y. (1998). An autoregressive distributed-lag modelling approach to cointegration analysis. Econometric Society Monographs, 31: 371-413.
• Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of applied econometrics, 16(3), 289-326.
• Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (1996). Testing for the'Existence of a Long-run Relationship'(No. 9622). Faculty of Economics, University of Cambridge.
• Shahbaz, M., Loganathan, N., Tiwari, A. K., & Sherafatian-Jahromi, R. (2015). Financial development and income inequality: is there any financial Kuznets curve in Iran?. Social Indicators Research, 124(2), 357-382.
• Younsi, M., & Bechtini, M. (2020). Economic growth, financial development, and income inequality in BRICS countries: does Kuznets’ inverted U-shaped curve exist?. Journal of the Knowledge Economy, 11(2), 721-742.