ساختار تولید و توزیع درآمد در ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 1، دوره 9، شماره 32، بهمن 1394، صفحه 1-23   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

اسمعیل ابونوری^{* 1}؛ محبوبه فراهتی²

¹استاد اقتصادسنجی و آمار اجتماعی دانشگاه سمنان

²دانشجوی دکتری علوم اقتصادی دانشگاه سمنان

چکیده

چکیده هدف این مقاله برآورد اثرات ساختار تولید بر نابرابری توزیع درآمد در ایران است. بدین‌ منظور از ضریب جینی و سهم ارزش ‌افزوده پنج بخش کشاورزی، صنعت و معدن، ساختمان، نفت و خدمات از تولید ناخالص داخلی ایران طی سال‌های 1357-1391 استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد انتقال سهم ارزش افزوده از بخش کشاورزی به هر یک از بخش‌های صنعت و معدن، خدمات و یا نفت نابرابری درآمدی را افزایش می‌دهد. در حالی که انتقال سهم ارزش افزوده از بخش نفت به هر یک از بخش‌های دیگر نابرابری درآمدی را کاهش خواهد داد. انتقال سهم ارزش افزوده از بخش صنعت و معدن به بخش نفت و یا خدمات موجب افزایش نابرابری خواهد شد. انتقال سهم ارزش افزوده از بخش خدمات به بخش صنعت و معدن اثر برابرگر بر توزیع درآمد دارد. انتقال سهم ارزش افزوده بین بخش ساختمان و هر یک از بخش‌های صنعت و معدن و کشاورزی موجب تغییر معنادار نابرابری اقتصادی نخواهد شد. با توجه به یافته‌ها، با انتقال سهم ارزش افزوده از هریک از بخش‌های صنعت و معدن، خدمات و یا نفت به بخش کشاورزی نابرابری کاهش خواهد یافت که با فرضیه کوزنتس مبنی بر پایین‌تر بودن نابرابری در بخش کشاورزی در مقایسه با سایر بخش‌ها سازگار است.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: E23؛ D63؛ D31 واژگان کلیدی: تولید؛ ساختار؛ توزیع درآمد؛ نابرابری؛ ایران

اصل مقاله

1. مقدمه

تغییر ساختاری شامل چهار فرایند پی در پی به صورت کاهش سهم بخش کشاورزی در تولید ناخالص داخلی و اشتغال، مهاجرت از بخش روستایی به بخش شهری به عنوان محرک شهرگرایی، گسترش اقتصاد مدرن صنعتی و خدماتی و انتقال جمعیت به نرخ‌های پایین‌تر زاد و ولد و مرگ و میر در مناطق شهری ناشی از استانداردهای سلامت و بهداشت می‌باشد (تیمر[1] 2002). بنابراین، تغییر ساختار تولید یکی از ابعاد تبدیل ساختاری محسوب می‌شود. پسی نتی[2] (1981) باور دارد که تغییرات ساختار تولید می‌تواند ترکیب بین بخشی اقتصاد را مختل نماید. شواهد کشورهای در حال توسعه نشان می‌دهد که رشد و توسعه اغلب بر اساس تغییر ساختار تولید به سمت فعالیت‌های تولیدی با بازده بالاتر انجام می‌گیرد. بر اساس مطالعات صورت گرفته از جمله جانسون[3] (1970)، در فرایند توسعه اقتصادی تغییر ساختار تولید با افزایش سهم بخش­های صنعت و خدمات و کاهش سهم بخش کشاورزی در تولید همراه است. آنچه از نوشته‌های کوزنتس[4]  قابل مشاهده است، اهمیت نقش تغییر ساختار تولید بر توزیع درآمد در اقتصاد می‌باشد. طبق استدلال کوزنتس (1955: 12) در صورتی که افزایش اشتغال در بخش صنعت با انتقال نیروی کار از بخش کشاورزی به بخش صنعت همراه باشد، با افزایش سهم نسبی بخش صنعت از تولید و اشتغال، نیروی کار از بخش کشاورزی با درآمد پایین و نابرابری پایین به بخش صنعت با درآمد بالاتر و نابرابری بالاتر حرکت می‌نمایند که نتیجه آن افزایش نابرابری توزیع درآمد می‌باشد. بر این اساس مطالعه و توجه به تغییر نابرابری توزیع درآمد در اثر ساختار تولید دارای اهمیت می‌باشد.

نابرابری در جامعه را می‌توان در دو قسمت خلاصه نمود: یکی نابرابری افقی (نابرابری در میان بخش‌های تولیدی در اقتصاد) و دیگری نابرابری عمودی (نابرابری در درون بخش‌های تولیدی). بر این پایه، هدف اساسی در این مقاله اثر ساختار تولید بر توزیع درآمد در اقتصاد ایران تجزیه و تحلیل شده است. نتایج حاصل موجب می‌شود تا اثر انتقال تولید بر نابرابری افقی در توزیع درآمد مشخص گردد. در این راستا، این مقاله شامل پنج  بخش است. در بخش دوم، ادبیات موجود در زمینه مطالعات ساختار تولید و توزیع درآمد مرور می‌گردد. بخش سوم به تصریح مدل و جمع آوری، سازمان‌دهی و توصیف داده­ها اختصاص یافته است. در بخش چهارم، مدلی به صورت مجموعه‌ای از معادلات سهم بخش­های مختلف برآورد گردیده و سپس اثر تغییر سهم تولید بین بخش­های مختلف اقتصاد بر نابرابری توزیع درآمد ارزیابی و تفسیر شده است. سرانجام در بخش پنجم، نتیجه‌گیری و پیشنهادها ارایه شده است.

 

2. مرور ادبیات تحقیق

اگرچه طبق مدل ابونوری (1371) شکل توزیع درآمد (هزینه) در یک اقتصاد به صورت چوله به راست می‌باشد؛ ولی، به تغییرات ساختاری در تولید و اشتغال بستگی دارد. کوزنتس (1955) رابطه میان سهم اشتغال و نابرابری درآمد را با در نظر گرفتن یک اقتصاد با دو بخش کشاورزی و غیرکشاورزی نشان داده است. طبق استدلال کوزنتس (1955: 12) درآمد سرانه و نابرابری درآمد در بخش غیرکشاورزی همیشه بالاتر از بخش کشاورزی است. هنگامی که سهم نسبی بخش غیرکشاورزی از تولید و اشتغال افزایش می‌یابد، انتقال نیروی کار از بخش کشاورزی با درآمد پایین و نابرابری پایین به بخش غیرکشاورزی با درآمد بالاتر و نابرابری بالاتر، منجر به افزایش نابرابری توزیع درآمد در اقتصاد می‌گردد. طبق فرضیه کوزنتس پایین‌ترین نابرابری توزیع درآمد مربوط به بخش کشاورزی است.

همچنین کوزنتس (1955) رابطه بین نابرابری درآمد با درآمد سرانه در طول زمان را به شکل U واژگون می­داند که دو عامل در افزایش نابرابری تا سطح معینی از توسعه اقتصادی موثر می‌باشد: تمرکز پس­انداز در دست بالاترین گروه­های درآمدی و ساختار اشتغال به صورت فرایند صنعتی‌شدن و شهرنشینی. با تفکیک اقتصاد به دو بخش اصلی شامل کشاورزی (A) و غیرکشاورزی (B)، درآمد سرانه (y) را می­توان به صورت میانگین وزنی درآمدهای سرانه  و    با وزن­های  و  (سهم اشتغال هر بخش از کل جمعیت شاغل یعنیN ) در نظر گرفت:

    (1)                                                                                  

 که در آن

 

 

هستند. رابطه (1) را می توان به صورت زیر نوشت:

 

که در آن  و  و  کل تولید بخش­های اقتصادی را نشان می­دهد. همان طور که مشاهده می­شود، تغییر در درآمد سرانه به دلیل تغییرات ساختاری در تولید و اشتغال و یا به عبارتی تغییر در سهم اشتغال و سهم تولید بخش­های اقتصادی ایجاد می­شود. با برازش شاخص نابرابری درآمد بر درآمد سرانه، در صورت معناداری ضریب درآمد سرانه می‌توان نتیجه گرفت تغییرات ساختاری بر توزیع درآمد اثرگذار است ولی به طور دقیق نمی‌توان مشخص نمود کدام نوع تغییر ساختاری منجر به تغییر مشاهده شده در توزیع درآمد شده است.

مطالعات بسیاری به صورت تجربی وجود منحنی کوزنتس را بر اساس داده‌های کشورهای در حال توسعه و کشورهای توسعه یافته مورد بررسی قرار داده­اند. نتایج برخی از مطالعات مانند اهلووالیا (1976)، برجویجنون و مریسون (1990)، چنری و سیرکوین (1975)، اگوانگ (1994) حاکی از رابطه U وارون میان درآمد سرانه و نابرابری درآمد می­باشد. همچنین برخی مطالعات مانند آناند و کنبور (1993)، دینینگر و اسکویر 1996) و فیلدز و جاکوبسن (1995) نشان داده­اند که رابطه میان درآمد سرانه و نابرابری درآمد به شکل U می­باشد. در اغلب مطالعات صورت گرفته برای بررسی وجود منحنی کوزنتس، با در نظر گرفتن برخی شاخص‌های نابرابری درآمد به عنوان متغیر وابسته و متغیرهای مستقل GDP سرانه (به عنوان شاخصی از توسعه) و مربع GDP سرانه، رگرسیونی با استفاده از داده‌های مقطعی برآورد گردیده است. در پاره‌ای از مطالعات نیز برخی عوامل موثر بر نابرابری درآمد بدون ارجاع به چارچوب نظری خاص معرفی گردیده است مانند چنری و سیرکوین (1975) که به غیر از درآمد سرانه، سه متغیر سهم کشاورزی در تولید کل، سهم صادرات کالاهای اولیه از کل صادرات کالایی و درصد ثبت نام در مدارس را به عنوان شاخص‌هایی از سطح توسعه یک کشور معرفی نموده‌اند. برخی افراد از جمله لی و همکاران (1998) تعیین‌کننده‌هایی برای نابرابری درآمد، برگرفته از نظریه‌های اخیر در ارتباط با نابرابری و رشد را مورد توجه قرار داده‌ و یا مانند برجویجنون و مریسون (1995) یک چارچوب نظری مستقل را به منظور تجزیه و تحلیل تعیین‌کننده‌های نابرابری در اقتصاد توسعه داده‌اند. این دسته از مطالعات به جز  آناند و کنبور (1993)، به طور مستقیم ترکیب درون بخشی تولید و اشتغال و مفاهیم ضمنی آن برای تغییر نابرابری درآمد را مورد تجزیه و تحلیل قرار نداده‌اند.

اثر تغییر ساختار تولید نیز بر نابرابری درآمد در مطالعاتی برای کشورهای توسعه یافته، در حال توسعه و در حال گذر بررسی شده است.

دستیدار(2004) با در نظر گرفتن داده‌های مقطعی 18 کشور در حال توسعه (10 کشور از آسیا و 8 کشور از آمریکای لاتین) طی دوره 1960-1964 و با به کارگیری سهم ارزش ‌افزوده سه بخش کشاورزی، خدمات و صنعت و شاخص جینی، رابطه تغییرات ساختاری و نابرابری درآمد را بررسی نموده است. وی با استفاده از مدل اقتصادسنجی داه‌های پانلی (ترکیبی یا تابلویی) برای کشورهای آسیایی نشان داد که انتقال از بخش­های کشاورزی و صنعتی به بخش خدمات منجر به افزایش نابرابری در توزیع درآمد می­شود، در حالی که در کشورهای آمریکای لاتین، با انتقال از بخش­های کشاورزی و خدمات به بخش صنعتی و از بخش کشاورزی به بخش خدمات بر توزیع درآمد اثر معناداری مشاهده نشده است. پایین‌ترین نابرابری توزیع درآمد در کشورهای مورد بررسی مربوط به بخش کشاورزی بود و این نتیجه فرضیه کوزنتس را تایید نمود.

کایا (2012) اثر تغییر ساختاری بر توزیع درآمد و فقر را در 4 کشور مالزی، اندونزی، تایلند و فیلیپین مورد بررسی قرار داده است. وی با توحه به ضریب نابرابری جینی و سهم ارزش‌ افزوده بخش­های کشاورزی، صنعت و خدمات، نشان داد که انتقال از بخش کشاورزی به بخش خدمات بر توزیع درآمد تاثیرگذار نبوده است، در حالی که انتقال از بخش صنعتی به بخش خدمات نابرابری توزیع درآمد را افزایش داده است. همچنین انتقال از بخش کشاورزی به بخش صنعت و انتقال از بخش خدمات به بخش صنعت منجر به کاهش نابرابری درآمدی گشته است. کمترین و بیشترین نابرابری به ترتیب مربوط به بخش صنعتی و بخش خدمات بوده است. نابرابری توزیع درآمد در بخش کشاورزی در مقایسه با بخش صنعتی بیشتر بوده است که با فرض کوزنتس مبنی بر پایین‌تر بودن نابرابری درآمد در بخش کشاورزی در مقایسه با بخش غیرکشاورزی در تناقض است.

دستیدار(2012) رابطه میان توزیع درآمد و تغییرات ساختاری را با استفاده از مدل داده‌های ترکیبی اثرات ثابت برای اقتصاد هفتاد و هشت کشور توسعه یافته، در حال توسعه و در حال گذر در فاصله سال­های 1980-2005 مورد مطالعه قرار داده است. با در نظر گرفتن ضریب نابرابری جینی و سهم ارزش ‌افزوده بخش­های کشاورزی، صنعت و خدمات نشان داده شد که با تغییر ساختار تولید از بخش کشاورزی به بخش صنعت در کشورهای در حال توسعه نابرابری توزیع درآمد افزایش نمی‌یابد. تغییر ساختار تولید از بخش کشاورزی به بخش خدمات در کشورهای توسعه یافته دارای اثر قابل توجهی بر نابرابری توزیع درآمد نبوده است، اما در کشورهای در حال توسعه موجب افزایش نابرابری شده است. تغییر ساختار از بخش صنعت به بخش خدمات در هر دو دسته کشورهای توسعه یافته و در حال توسعه باعث افزایش نابرابری توزیع درآمد گردیده است.

درویشی (1375) به منظور بررسی و تحلیل اثر نابرابری اقتصادی بخشی بر توزیع درآمد در ایران، از اطلاعات مقطعی نتایج تفصیلی بودجه خانوارها بر حسب گروه‌های هزینه‌ای در دوره 1350-1373 استفاده نمود. بدین منظور روند توزیع هزینه در مناطق شهری و روستایی کشور به تفکیک بخش­های مهم اقتصادی شامل کشاورزی، صنعت، خدمات و سایر (شامل خانوارهای غیرقابل طبقه‌بندی و غیرشاغل) با استفاده از مدل پارامتریکی پیشنهادی ابونوری (1371) برآورد و بررسی شده است. نتایج نشان داد که روند نابرابری در توزیع هزینه بخش کشاورزی در دو منطقه شهری و روستایی تقریبا با ثبات مانده است. توزیع هزینه در بخش صنعت روستایی از توزیع هزینه در بخش صنعت شهری از نوسان کم‌تری برخوردار بوده و توزیع هزینه در بخش خدمات در هر دو منطقه نسبت به سایر بخش­ها دارای نوسان زیادی بوده است. همچنین در مناطق شهری اثر نابرابری در بخش صنعت بر نابرابری کل شهری بیش‌تر از دیگر بخش­ها و در مناطق روستایی اثر نابرابری در بخش کشاورزی بر نابرابری کل روستایی بیش­تر از دیگر بخش­ها بوده است.

بانویی (1378) ضمن بررسی اجمالی توزیع درآمد و ارتباط آن با ساختار تولید در الگوهای مختلف نظیر کینز، کالدور، پاسینتی و لئونتیف مشاهده نموده است که مقوله توزیع درآمد و تحلیل‌های مرتبط به آن، خارج از نظام تولیدی این الگوها قرار دارد و نمی‌تواند در تحلیل‌های کمی همزمان توزیع درآمد و ساختار تولید مورد استفاده قرار گیرد. در نتیجه از الگوی بسط یافته جدول داده - ستانده برای نشان دادن توزیع درآمد اولیه خانوارها در بخش‌های مختلف اقتصاد استفاده نموده است. نتایج نشان داده است با انتقال متغیرهای برون‌زای تقاضا (مصرف خانوارها) و عرضه اقتصاد (حقوق و دستمزد) به درون سیستم، نه فقط گستره تعامل فعالیت­های اقتصادی افزایش می­یابد؛ بلکه تصویر بهتری از عملکرد اقتصادی به منظور سیاست­گذاری منسجم و یکپارچه، به ویژه در زمینه رشد و توزیع درآمد همزمان فراهم می‌شود.

صادقی و مهرگان (1379) با مطالعه الگوی توزیع درآمد حاصل از فعالیت‌های کشاورزی و غیرکشاورزی نشان دادند که درآمدهای ناشی از بخش کشاورزی به شکل برابرتری میان طبقات مختلف درآمدی توزیع می‌شود.

سلامی و پرمه (1380) با تدوین ماتریس حسابداری اجتماعی سال 1365 سیاست­های افزایش صادرات غیرنفتی در بخش­های کشاورزی و صنعت را مورد بررسی قرار داده‌اند. نتایج نشان می‌دهد توجه به ظرفیت‌های بخش کشاورزی در مقایسه با بخش صنعت موجب رشد اقتصادی سریع‌تر و همچنین باعث توزیع برابرتر درآمد در کشور می‌گردد.

پرمه و دباغ (1382) توزیع درآمد را در اقتصاد ایران با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی بررسی نمودند. آنها نشان دادند که افزایش تقاضای بخش کشاورزی بیشترین تاثیر مثبت را بر توزیع درآمد خانوارها دارد و بخش­های معدن، صنعت و خدمات در رتبه­های بعدی قرار دارند.

خالدی و صدرالاشرفی (1384) رابطه متقابل رشد بخش کشاورزی و توزیع درآمد در مناطق روستایی ایران را طی دوره 1350-1380 با استفاده از مدل­های خطی و ناخطی اهلووالیا مورد بررسی قرار داده­اند. نتایج نشان داد رشد اقتصادی پایین و پرنوسان بخش کشاورزی ایران، نتوانسته است نابرابری‌های درآمدی در مناطق روستایی را کاهش دهد. شاخص نابرابری توزیع درآمد در مناطق روستایی رابطه مستقیمی با نرخ رشد اقتصادی بخش کشاورزی داشته است.

بانویی (1384) رابطه میان توزیع درآمد و افزایش تولید در اقتصاد ایران را با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی مورد بررسی قرار داده است. بدین منظور ضرایب فزاینده تولید و ضرایب فزاینده درآمد خانوارها بر حسب درآمد کل و توزیع درآمد (خانوارهای شهری و خانوارهای روستایی) در هفت بخش اصلی اقتصاد کشور در قالب ماتریس حسابداری اجتماعی (سال‌های 1349، 1352، 1375، 1379) محاسبه شده و نتایج نشان داده است، توزیع نابرابر درآمد خانوارهای شهری و خانوارهای روستایی ناشی از توسعه و گسترش بخش کشاورزی در سال­های 1349 و 1352 کمتر ولی در سال‌های 1375 و 1379 نسبتا افزایش یافته است و عکس روند یاد شده در سایر بخش­ها مشاهده شده است. همچنین توسعه بخش­های کشاورزی و صنایع وابسته به کشاورزی گرچه شکاف درآمدی کمتری نسبت به سایر بخش­ها در اقتصاد ایجاد می‌نمایند، تضمین­کننده برابری توزیع درآمد نخواهند بود.

ابونوری و خوشکار (1387) با استفاده از ریز داده­های طرح درآمد- هزینه، ضریب جینی و سهم بیستک­های درآمدی طی دوره 1363-1383 را برآورد نموده و سپس به بررسی عوامل موثر بر نابرابری اقتصادی در ایران پرداخته­اند. نتایج حاکی از آن است که نسبت اشتغال و هزینه­های اجتماعی دولت بر نابرابری، اثر کاهشی داشته است. در مقابل، اثر تورم و درآمدهای مالیاتی بر نابرابری افزایشی بوده است. همچنین بر اساس یافته­ها، نسبت اشتغال و درآمدهای مالیاتی بر حسب خانوار به ترتیب قوی‌ترین عامل کاهنده و افزاینده نابرابری اقتصادی بوده است. اما، اثر نابرابرگر درآمدهای مالیاتی بر حسب خانوار از اثر برابرگر نسبت اشتغال بیشتر بوده است. بنابراین، سیاست‌گذاری در جهت افزایش فرصت­های اشتغال مولد در کنار اصلاح‌های اساسی و ساختاری در نظام مالیاتی به ویژه در حوزه اجرایی و جمع آوری مالیات تاکید گردیده است.

مشیری و التجایی (1387) با در نظر گرفتن مهم‌ترین جنبه‌های تغییر ساختاری، 20 متغیر اقتصادی که تصویری کلی از بخش­های مهم اقتصاد را نشان می‌دهند به عنوان متغیر ساختاری در نظر گرفته و با استفاده از داده­های تلفیقی به بررسی اثرات تغییرات ساختاری بر رشد اقتصادی یازده کشور تازه صنعتی شده در دوره 1970-2004 پرداخته­اند. در این مقاله هفت متغیر با استفاده از روش چندمتغیری تحلیل مولفه اصلی و روش عامل پویا، به عنوان مناسب‌ترین متغیرها برای استخراج نماگر تغییر ساختاری انتخاب گردیده است. نتایج نشان داد در کنار عوامل سنتی تعیین‌کننده رشد اقتصاد، تغییر ساختاری نیز می‌تواند منبع مهمی برای رشد اقتصادی باشد.

مهرگان و همکاران (1387) بر اساس اطلاعات آماری دوره زمانی 1347-1385 نشان دادند فرضیه کوزنتس در ایران تایید نمی­شود. با افزایش سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی در تولید ناخالص داخلی از نابرابری درآمدها کاسته می­شود. از این رو، برای کاهش سطح نابرابری اقتصادی در ایران، سیاست­های اقتصادی در راستای رشد بخش کشاورزی پیشنهاد شده است.

سلامی و انصاری (1388) نقش بخش کشاورزی در ایجاد اشتغال و کاهش نابرابری توزیع درآمد را با در نظر‌گرفتن ماتریس حسابداری اجتماعی ایران و با محاسبه و تجزیه ضرایب فزاینده نیروی کار و درآمد، به روش تحلیل ساختاری مسیر بررسی نموده­اند. بر اساس نتایج زیر بخش‌های کشاورزی دارای توان بالقوه بالایی در ایجاد اشتغال در کوتاه مدت هستند و توسعه این زیر بخش­ها ضمن آن که منجر به افزایش قابل توجه درآمد خانوارها می­گردد، با توجه به ایجاد درآمد برای گروه­های کم و متوسط درآمد روستایی و کاهش شکاف درآمدی نیز دارای اولویت می­باشند.

بانویی و همکاران (1391) با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی سال 1385 نشان دادند کاهش تولید بخش کشاورزی نه تنها منجر به کاهش تولید سایر بخش­ها و کل اقتصاد می­گردد، بلکه منجر به کاهش درآمد عوامل تولید و کاهش درآمد نهادهای جامعه نیز خواهد شد. بر اساس نتایج کاهش 25 درصد تولید بخش کشاورزی از منظر تقاضاکننده و عرضه‌کننده به ترتیب موجب کاهش 2/3 درصد و 2/4 درصد ارزش افزوده کشور منهای ارزش افزوده بخش کشاورزی می­شود که بیشترین کاهش تولید در بخش­های سایر خدمات، عمده فروشی و خرده فروشی و صنایع غذایی مشاهده می­شود.

در مجموع رابطه بین سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی از GDP و ضریب نابرابری جینی چند کشور در نمودار (1) نشان داده شده است[5]. همان گونه که در این نمودار دیده می‌شود، این رابطه روندی منفی را نشان می‌دهد.

 

نمودار 1. رابطه سهم ارزش افزوره بخش کشاورزی از تولید ناخالص داخلی و ضریب جینی

 

  منبع: با استفاده از مجموعه آمارهای شاخص­های توسعه جهانی (WDI) و به وسیله نرم­افزار Excel رسم شده است.

 

یعنی با افزایش سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی ضریب جینی کاهش می‌یابد.

 

3. روش تحقیق

3-1. تصریح مدل

اقتصاد ایران را می‌توان به پنج بخش اصلی شامل کشاورزی (A)، صنایع و معادن (I)، خدمات (S)، نفت (O) و ساختمان (B) تفکیک نمود. به پیروی از دستیدار(2004 و 2012) و کایا (2012)، برای برآورد اثر تغییر ساختاری بر نابرابری در توزیع درآمد (ضریب جینی)، درآمد سرانه هر بخش را تابعی از سهم تولید آن بخش در نظر گرفته و نابرابری درآمد را به صورت تابعی از سهم تولید بخش­های اقتصادی برآورد می­نماییم. بر این اساس می­توان نوشت:

 

که در آن ، ، ،  و  به ترتیب سهم بخش­های کشاورزی، صنایع و معادن، خدمات، نفت و ساختمان از تولید ناخالص داخلی است

هر بار ضریب جینی را می­توان به صورت یکی از سه تابع زیر نشان داد:

 

 

 

 

با در نظر گرفتن رابطه خطی میان متغیرها، معادلات را می­توان به صورت زیر نوشت:

(2)                                                         

(3)                                                        

(4)                                                        

(5)                                                          

(6)                                                          

هر یک از معادلات شامل سهم ارزش‌افزوده چهار بخش از پنج بخش اقتصاد است. با توجه به آن که مجموع سهم پنج بخش مورد نظر 100 می‌باشد، سهم بخش غایب در معادله به عنوان سهم باقیمانده تلقی خواهد شد. بر این اساس ضرایب سهم هر بخش در معادله که معادل تغییر در سهم بخش غایب است، به صورت تغییر نابرابری درآمد در اقتصاد قابل تفسیر است. به عنوان نمونه در معادله اول اگر   باشد، نشان می‌دهد که با کاهش سهم یک درصدی بخش خدمات، به فرض ثابت ماندن سهم سایر بخش­ها (در اینجا سهم بخش­های صنعت و معدن، نفت و ساختمان)، سهم بخش کشاورزی یک درصد افزایش می‌یابد که این موجب افزایش نابرابری در توزیع درآمد به مقدار   می‌گردد.

3-2. جمع آوری، سازمان‌دهی و توصیف داده‌ها

داده‌های مورد استفاده در این پژوهش ضریب جینی و سهم ارزش‌افزوده بخش­های مختلف از تولید ناخالص داخلی می‌باشد. داده‌های توزیع درآمد (هزینه) در فاصله سال­های 1357-1362 تنها به صورت گروهی (با انتهای باز) در دسترس می‌باشد. بنابراین، ضریب جینی این سال­ها با استفاده از مدل پارامتریکی پیشنهادی ابونوری (1371) برآورد شده است. داده‌های توزیع درآمد از سال 1363 به صورت ریز داده موجود می‌باشد. در نتیجه، شاخص ضریب جینی در فاصله سال­های 1363-1391 با استفاده از ریز داده‌ها برآورد شده است.

سهم ارزش‌افزوده بخش‌های کشاورزی، صنعت و معدن، خدمات، نفت، ساختمان و آب، برق و گاز از تولید ناخالص داخلی در سال­های 1357- 1391 با عدد 100 تفاوت داشت. برای رفع این تفاوت در این فاصله زمانی، سهم هر یک از بخش­ها از کل ارزش ‌افزوده محاسبه گردید. چون سهم ارزش‌ افزوده بخش آب، برق و گاز از تولید ناخالص داخلی کمتر از یک درصد و ناچیز بوده است، نادیده گرفته شد. اطلاعات مربوط به سهم ارزش‌افزوده به تفکیک بخش­ها و همچنین ضریب جینی در جدول (1) قابل مشاهده است.

 

جدول 1. سهم ارزش‌افزوده بخش‌های مختلف به قیمت ثابت 1376

سال	کشاورزی	صنعت و معدن	خدمات	نفت	ساختمان	ضریب جینی
1357	8	8/6	2/54	1/23	6/7	-
1358	9	3/6	2/59	19	1/6	5256/0
1359	9/10	3/8	2/66	3/7	7	-
1360	8/11	4/9	1/64	2/8	6	-
1361	4/11	2/8	1/57	8/16	6	5466/0
1362	8/10	3/8	1/58	6/15	7/6	5157/0
1363	8/11	5/9	60	7/12	6/5	4515/0
1364	5/12	1/9	1/60	7/12	5	4488/0
1365	5/14	4/9	2/57	12	3/6	4642/0
1366	15	5/10	8/53	9/13	6	4457/0
1367	8/15	3/11	52	16	2/4	4375/0
1368	6/15	11	6/52	2/16	9/3	4374/0
1369	1/15	4/12	6/50	17	2/4	4469/0
1370	2/14	3/13	7/49	2/17	8/4	4491/0

 

ادامه جدول 1. سهم ارزش‌افزوده بخش‌های مختلف به قیمت ثابت 1376

سال	کشاورزی	صنعت و معدن	خدمات	نفت	ساختمان	ضریب جینی
1371	1/15	7/12	9/49	6/16	5	4340/0
1372	15	9/11	7/49	2/17	4/5	4248/0
1373	2/15	3/12	6/50	16	5	4242/0
1374	4/15	12	3/51	9/15	6/4	4287/0
1375	9/14	3/13	9/50	15	9/4	4314/0
1376	6/14	4/14	8/51	8/13	5/4	4253/0
1377	7/15	4/13	9/51	8/13	1/4	4315/0
1378	4/14	3/14	9/52	8/12	6/4	4242/0
1379	1/14	1/15	8/51	2/13	7/4	4249/0
1380	4/13	3/16	1/53	4/11	7/4	4268/0
1381	1/14	8/16	52	9/10	2/5	4178/0
1382	7/13	6/17	51	7/11	8/4	4067/0
1383	9/12	4/18	7/51	4/11	6/4	4166/0
1384	1/13	4/19	2/51	7/10	5/4	4196/0
1385	8/12	1/20	2/51	3/10	4/4	4289/0
1386	13	4/19	8/51	10	7/4	4227/0
1387	4/11	8/19	5/52	7/9	4/5	4120/0
1388	5/12	1/20	1/52	9	5	4126/0
1389	9/12	9/20	2/51	7/8	1/5	4103/0
1390	1/13	1/21	51	6/8	5	3688/0
1391	8/14	3/20	9/53	6	8/3	3615/0

منبع: با استفاده از خلاصه تحولات اقتصادی بانک مرکزی محاسبه گردیده است.

 

روند سهم ارزش افزوده به تفکیک بخش­ها طی سال­های 1357 الی 1391 در نمودار (2) مشاهده می­شود. بخش خدمات بیشترین و بخش ساختمان به استثنای سال 1357 کمترین سهم را در تولید ناخالص داخلی کشور داشته‌اند. به طور متوسط در سال­های 1357-1391 سهم بخش­های کشاورزی، صنعت و معدن، خدمات، نفت و ساختمان از کل تولید ناخالص داخلی به ترتیب برابر با 2/13، 6/13، 6/53، 6/13 و 1/5 درصد می­باشد.

 

نمودار 2.سهمارزشافزودههریکازبخشهابهقیمتثابتسال1376(درصد)

      منبع:  جدول (1)

 

در برنامه اول توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی (سال­های 1368- 1372) سهم بخش کشاورزی با نوسان اندک همراه بوده و در سال 1372 (سال پایانی برنامه اول) این سهم برابر با 15 درصد از تولید ناخالص داخلی بوده است که نسبت به اول دوره 6/0 درصد کاهش یافته است. بخش نفت در این دوره حدود 17 درصد از تولید ناخالص داخلی را به خود اختصاص داده است که این سهم در طول دوره تقریبا ثابت بوده است. سهم بخش صنعت و معدن در طول اجرای برنامه اول بین 11 و 3/13 درصد در نوسان بوده و بیشترین مقدار آن مربوط به سال1370 می­باشد. همان طور که مشاهده می­گردد سهم بخش خدمات در طول برنامه اول توسعه و نسبت به دوره 1357-1367 کاهش یافته است. همچنین سهم بخش ساختمان از تولید ناخالص داخلی در این برنامه دائما در حال افزایش بوده است.  

در برنامه دوم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی (1374-1378) سهم بخش نفت در طول برنامه و نسبت به برنامه اول کاهش یافته است. در مقابل سهم بخش­های خدمات و صنعت و معدن از افزایش جزیی برخوردار بوده است. سهم بخش ساختمان در این دوره و سهم بخش کشاورزی نسبت به دوره اول تقریبا  ثابت مانده است.

در برنامه سوم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی (1379-1383) همان گونه که مشاهده می‌گردد بخش خدمات، همانند دوره‌های قبل بالاترین سهم را از تولید ناخالص داخلی کشور به خود اختصاص داده است. سهم بخش کشاورزی نسبت به برنامه‌های قبل اندکی کاهش یافته است. همچنین سهم بخش نفت در تولید ناخالص داخلی در طول سال­های اجرای برنامه سوم نسبت به برنامه­های گذشته کاهش یافته و در سال پایان این برنامه سهم ارزش افزوده بخش نفت در تولید ناخالص داخلی کشور 4/11 درصد بوده است. سهم بخش صنعت و معدن از تولید ناخالص داخلی در سال­های اجرای این برنامه دائما در حال افزایش بوده است. همچنین سهم ارزش افزوده بخش ساختمان تقریبا ثابت مانده است.

در برنامه چهارم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی (1384-1388) سهم ارزش‌ افزوده بخش نفت در این دوره و نسبت به دوره قبل در حال کاهش می‌باشد. همچنین سهم ارزش ‌افزوده بخش کشاورزی نسبت به دوره قبل در حال کاهش و سهم ارزش‌ افزوده بخش صنعت و معدن نسبت به دوره قبل در حال افزایش می‌باشد. در سه سال اول برنامه پنجم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی (1390-1392) سهم بخش­های صنعت و معدن و نفت از تولید ناخالص داخلی به ترتیب بیشترین و کمترین مقدار را در برنامه­های پس از انقلاب به خود اختصاص داده‌اند. سهم بخش خدمات در این سال­ها و نسبت به برنامه‌های قبل افزایش یافته است.

همان گونه که مشاهده شد از سال 1357 تا سال چهارم برنامه دوم توسعه (1377) سهم ارزش ‌افزوده بخش کشاورزی از سهم ارزش ‌افزوده بخش صنعت و معدن بالاتر است. در سال آخر برنامه پنج ساله دوم (1378) سهم ارزش ‌افزوده دو بخش تقریبا با یکدیگر برابر گردیده و از آغاز برنامه پنج ساله سوم (1379) تا انتهای دوره مورد بررسی، سهم ارزش ‌افزوده بخش صنعت و معدن بالاتر از سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی می‌باشد. همچنین در برنامه اول توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی، سهم ارزش ‌افزوده بخش نفت از سهم ارزش ‌افزوده بخش کشاورزی بالاتر می‌باشد. از آغاز برنامه سوم توسعه تا انتهای دوره مورد بررسی، سهم ارزش ‌افزوده بخش کشاورزی از سهم ارزش ‌افزوده بخش نفت بالاتر است. از سال 1357 تا سال چهارم برنامه دوم توسعه به استثنای سال­های 1359، 1360 و 1376 بخش نفت در مقایسه با بخش صنعت و معدن سهم بیشتری را به خود اختصاص داده است. از سال آخر برنامه پنج ساله دوم تا انتهای دوره مورد بررسی، سهم بخش صنعت و معدن از سهم بخش نفت بالاتر می‌باشد. بنابراین می‌توان بیان کرد از آغاز برنامه سوم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی تا سال 1391 بالاترین سهم ارزش ‌افزوده بخش­های موردنظر به ترتیب مربوط به بخش­های خدمات، صنعت و معدن، کشاورزی، نفت و ساختمان می‌باشد.

 

4. برآورد مدل و تفسیر داده­ها

به منظور تجزیه و تحلیل اثر ساختار تولید بر توزیع درآمد، شاخص نابرابری ضریب جینی و سهم ارزش‌ افزوده پنج بخش صنعت و معدن، کشاورزی، نفت، ساختمان و خدمات در فاصله سال­های 1357-1391 در نظر گرفته شد. جهت برآورد معادلات در ابتدا لازم است مانا بودن متغیرها مورد بررسی قرار گیرد. به این منظور از آزمون فیلیپس و پرون^[6] استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فیلیپس و پرون در سطح با در نظرگرفتن عرض از مبدا و بدون روند در جدول (2) نشان داده شده است.

بر اساس اطلاعات جدول (2) ضریب جینی و سهم ارزش افزوده بخش­های کشاورزی، نفت و ساختمان در سطح مانا می­باشند؛ در حالی که ضریب جینی و سهم ارزش افزوده بخش­های صنعت و معدن و خدمات در سطح نامانا می­باشند. جدول (2) مانایی تفاضل اول سهم ارزش افزوده بخش­های خدمات و صنعت و معدن را تایید می­نماید.

 

جدول 2. نتایج آزمون ریشۀ واحد متغیّرهای مدل

متغیّر	مقدار اماره PP	سطح معنا­دار 5%	متغیّر	مقدار اماره PP	سطح معنا­دار 5%
XA	128457/3-	951125/2-	XS	769048/1-	951125/2-
XI	623133/0-		XB	356240/3-
XO	115668/3-		G	292377/3-	963972/2-
DXI	287571/6-	954021/2-	DXS	308612/5-	954021/2-

منبع: نتایج تحقیق

همان طور که نتایج نشان داد ضریب جینی و سهم ارزش افزوده بخش­های کشاورزی، نفت و ساختمان در سطح مانا می­باشد، در حالی که سهم ارزش افزوده بخش­های صنعت و معدن و خدمات با یک تفاضل مانا می­شوند که بر این اساس دارای یک ریشه واحد می­باشند. انگل گرنجر[7] (1987) اشاره می­کند که یک ترکیب خطی از سری­های دو یا چند متغیّر نامانا ممکن است مانا باشد. اگر چنین ترکیب خطی مانایی وجود داشته باشد، سری‌های زمانی نامانا، هم‌گرا یا هم‌جمع نامیده می‌شوند. برای به ­دست آوردن رابطه بلندمدت یا هم‌جمعی بین متغیّرها می­توان از روش انگل - گرنجر استفاده نمود. بدین منظور ابتدا معادله رگرسیون را به روش حداقل مربعات معمولی[8] (OLS) برآورد کرده و جملات خطای آن را به دست می‌آوریم، سپس مانایی جملات خطا را آزمون می­کنیم. اگر جملات خطا مانا باشد، متغیّرهای تحت بررسی هم‌جمع هستند. پس از برآورد هر یک از معادلات به روش OLS، آزمون مانایی روی جملات اخلال آن­ها انجام شد که نتایج در جدول (3) ارائه شده است.

 

جدول 3. نتایج آزمون انگل - گرنجر

متغیّر	مقدار اماره PPدر سطح	سطح معنا­داری  5%	نتیجه
	536797/4-	971853/2-	مانا
	699490/4-	971853/2-	مانا
	769586/4-	971853/2-	مانا
	776401/4-	971853/2-	مانا
	572928/4-	971853/2-	مانا

منبع: نتایج تحقیق

 

همان طور که ملاحظه می­شود، رابطه تعادلی بلندمدت (هم انباشتگی) بین متعیرهای هر یک از معادلات برقرار است. بنابراین می­توان هر یک از معادلات را بر اساس سطح متغیرها برآورد نمود. نتایج حاصل از معادلات در جدول (4) خلاصه شده است.

 

جدول 4. نتایج حاصل از معادلات رگرسیون

متغیر توضیحی	معادله 1	معادله  2	معادله  3	معادله  4	معادله  5
	ضرایب (Prob)	ضرایب (Prob)	ضرایب (Prob)	ضرایب (Prob)	ضرایب (Prob)
XA		007321/0- (0008/0)	013015/0- (0000/0)	014824/0- (0000/0)	000838/0- (8389/0)
XI	007483/0 (0006/0)		005820/0-  (0000/0)	007734/0- (0000/0)	006651/0 (1653/0)
XS	012668/0 (0000/0)	005566/0 (0000/0)		001789/0- (0873/0)	011904/0 (0226/0)
XO	014366/0 (0000/0)	007316/0 (0000/0)	001831/0  (0771/0)		013591/0 (0079/0)
XB	000981/0 (8100/0)	005921/0- (2120/0)	011115/0-  (0433/0)	012913/0- (0178/0)
R2	810263/0	807762/0	803544/0	801746/0	810131/0

منبع: با استفاده از بسته نرم افزاری EViews برآورد شده است.

 

به منظور ارزیابی اعتبار آماری نتایج حاصل از برآورد مدل در کوتاه­مدت، آزمون­های تشخیص برای هر یک از معادلات انجام شد که نتایج در جدول (5) ارائه شده است.

بر اساس نتایج آزمون JB، نرمال بودن توزیع جمله خطا در تمام معادلات تایید می­شود. نتایج دو آزمون ضریب لاگرانژ و آرچ نیز تاییدکننده عدم همبستگی سریالی بین باقیمانده­ها و واریانس همسانی باقیمانده­ها می­باشد. نتایج آزمون رمزی نیز نشان می­دهد فرم تبعی توابع برآورد شده صحیح می­باشد یعنی تورش تصریح ناشی از حذف متغیر کلیدی از هر یک از معادلات وجود ندارد.

 

 

 

جدول 5. آزمون­های سنجش اعتبار معادلات

معادله آزمون	معادله 1	معادله 2	معادله 3	معادله 4	معادله 5
JB (P-Value)	034289/1 (596221/0)	850842/0 (653495/0)	692142/0 (707462/0)	687070/0 (709259/0)	999658/0 (606634/0)
LM (P-Value)	187753/1 (5522/0)	371724/1 (5037/0)	625833/1 (4436/0)	683458/1 (4310/0)	155964/1 (5610/0)
ARCH (P-Value)	056698/1 (3040/0)	657910/0 (4173/0)	397411/0 (5284/0)	432385/0 (5108/0)	058565/1 (3035/0)
RESET (P-Value)	385538/0 (5410/0)	544941/0 (4682/0)	644199/0 (4308/0)	735060/0 (4005/0)	524517/0 (4766/0)

منبع: نتایج تحقیق

 

برای توضیح اثر انتقال از یک بخش تولیدی به بخش دیگر بر نابرابری می­توان به ضرایب متغیرهای توضیحی متناظر در معادلات توجه نمود. در معادله اول کلیه ضرایب به استثنای ضریب  معنادار و مثبت هستند؛ یعنی کاهش سهم هر یک از بخش­های صنعت و معدن، خدمات یا نفت و انتقال آن به سهم بخش کشاورزی، در شرایط ثابت ماندن سهم سایر بخش‌ها، موجب کاهش نابرابری توزیع درآمد می­گردد. در معادله دوم ضریب  معنادار و منفی است؛ یعنی کاهش سهم بخش کشاورزی و انتقال آن به سهم بخش صنعت و معدن (یعنی سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی کم شود)، با ثابت ماندن سهم بخش­های خدمات، نفت و ساختمان، باعث افزایش نابرابری اقتصادی می‌گردد. همچنین ضرایب و  معنادار و مثبت هستند ولی ضریب  معنادار نیست؛ یعنی کاهش سهم ارزش افزوده در بخش نفت (یا خدمات) و انتقال آن به سهم ارزش افزوده در بخش صنعت و معدن، با فرض ثابت ماندن سهم بخش کشاورزی، ساختمان، خدمات (یا نفت)، موجب کاهش نابرابری توزیع درآمد می‌گردد. در معادله سوم ضریب   معنادار و مثبت و ضرایب ، و   معنادار و منفی هستند؛ یعنی کاهش سهم ارزش افزوده در بخش نفت و انتقال آن به سهم ارزش افزوده در بخش خدمات با فرض ثابت ماندن سهم بخش‌های کشاورزی، صنعت و معدن و ساختمان نابرابری اقتصادی را کاهش می­دهد؛ در حالی که کاهش سهم ارزش‌ افزوده در بخش کشاورزی (یا صنعت و معدن و یا ساختمان) و انتقال آن به سهم ارزش افزوده در بخش خدمات، با فرض ثابت ماندن سهم سایر بخش­ها موجب افزایش نابرابری توزیع درآمد می‌گردد. در معادله چهارم کلیه ضرایب معنادار و منفی هستند؛ یعنی کاهش سهم هر یک از بخش­های کشاورزی، صنعت و معدن، خدمات یا ساختمان و انتقال آن به سهم بخش نفت، در شرایط ثابت ماندن سهم سایر بخش­ها، موجب افزایش نابرابری توزیع درآمد می‌گردد. در معادله پنجم ضرایب و  معنادار و مثبت هستند ولی ضرایب  و  معنادار نمی­باشند؛ یعنی با کاهش سهم بخش خدمات (یا نفت) و انتقال آن به سهم بخش ساختمان با ثابت ماندن سهم بخش­های کشاورزی، صنعت و معدن، نفت (یا خدمات) نابرابری کاهش می­یابد.

خلاصه نتایج حاصل را می­توان در جدول (6) مشاهده نمود:

 

جدول6. اثر تغییر ساختار تولید بر نابرابری اقتصادی در ایران

افزایش  سهم  ارزش افزوده کاهش  سهم  ارزش افزوده	بخش کشاورزی	بخش صنعت و معدن	بخش خدمات	بخش نفت	بخش ساختمان
بخش کشاورزی	-	افزایش نابرابری	افزایش نابرابری	افزایش نابرابری	نابرابری ثابت
بخش صنعت و معدن	کاهش نابرابری	-	افزایش نابرابری	افزایش نابرابری	نابرابری ثابت
بخش خدمات	کاهش نابرابری	کاهش نابرابری	-	افزایش نابرابری	کاهش نابرابری
بخش نفت	کاهش نابرابری	کاهش نابرابری	کاهش نابرابری	-	کاهش نابرابری
بخش ساختمان	نابرابری ثابت	نابرابری ثابت	افزایش نابرابری	افزایش نابرابری	-

منبع: نتایج حاصل در جدول (4)

 

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادها

هدف از تحقیق حاضر بررسی اثر ساختار تولید بر نابرابری درآمد (هزینه) در ایران طی سال‌های 1357-1391 بوده است. بدین ‌منظور از شاخص نابرابری ضریب جینی و سهم ارزش‌ افزوده بخش­های کشاورزی، صنعت و معدن، خدمات، نفت و ساختمان استفاده شده است. نتایج نشان می­دهد انتقال سهم ارزش افزوده از بخش کشاورزی به هر یک از بخش­های صنعت و معدن، خدمات و یا نفت نابرابری درآمدی را افزایش می­دهد. انتقال سهم ارزش افزوده از بخش نفت به هریک از بخش­های دیگر نابرابری درآمدی را کاهش خواهد داد. در صورت انتقال سهم ارزش افزوده از بخش صنعت و معدن به بخش کشاورزی نابرابری در توزیع درآمد کاهش می‌دهد، در حالی که انتقال سهم ارزش افزوده به بخش نفت و یا بخش خدمات موجب افزایش نابرابری درآمدی خواهد شد. در صورت انتقال سهم ارزش افزوده از بخش خدمات و یا بخش نفت به بخش‌ کشاورزی و یا بخش صنعت و معدن موجب برابرتر شدن توزیع درآمد می‌گردد. انتقال سهم ارزش افزوده بین بخش ساختمان و هر یک از بخش‌های صنعت و معدن و کشاورزی موجب تغییر نابرابری اقتصادی نخواهد شد، در حالی که انتقال سهم ارزش افزوده از بخش ساختمان به بخش خدمات و یا بخش نفت نابرابری درآمدی را افزایش خواهد داد. با توجه به یافته­ها، با انتقال سهم ارزش افزوده از هریک از بخش­های صنعت و معدن، خدمات و یا نفت به بخش کشاورزی نابرابری درآمدی کاهش خواهد یافت که با فرضیه کوزنتس مبنی بر پایین‌تر بودن نابرابری توزیع درآمد در بخش کشاورزی در مقایسه با سایر بخش­ها سازگار است.

---

[1] Timmer

[2] Pasinetti

[3] Johnston

[4] Kuznets

 [5]اطلاعات آماری ضریب جینی و سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی از مجموعه آمارهای شاخص­های توسعه جهانی (WDI) استخراج شده است. که این اطلاعات در سال 2013 تنها برای 21 کشور موجود است.

 

[6] Phillips-Perron Tests

[7] Engle-Granger  

[8] Ordinary Least Square

مراجع

-      ابونوری، اسمعیل(1371). معرفی یک الگوی جدید توزیع درآمد. برنامه و توسعه، (1): 150-171.

-      ابونوری، اسمعیل، خوشکار، آرش (1387). تجزیه و تحلیل عامل­های موثر بر نابرابری اقتصادی در ایران با استفاده از ریزداده­ها. فصلنامه علمی- پژوهشی اقتصاد اسلامی، 8 (20): 99-122.

-      بانویی، علی اصغر(1378). نظام حسابداری اقتصادی تحلیل کمی توزیع درآمد اولیه و ساختار تولید در یران با استفاده از الگوی بسط یافته. مجله برنامه و بودجه، (43-44): 77-102.

-      بانویی، علی اصغر(1384). بررسی رابطه بین توزیع درآمد و افزایش تولید در اقتصاد ایران با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، (22): 95-117.

-      بانویی، علی اصغر، مومنی، فرشاد، آماده، حمید، ذاکری، زهرا، کرمی، مهدی کرمی (1391). سنجش آثار و تبعات کاهش تولید بخش کشاورزی بر اقتصاد در چارچوب الگوی اصلاح شده ماتریس حسابداری اجتماعی (SAM) عرضه محور. سیاست‌گذاری اقتصادی، 4(7): 1-30.

-      پرمه، زورار، دباغ، رحیم ( 1382). بررسی توزیع درآمد در ایران با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی. 7(27): 139-167.

-      خالدی، کوهسار، صدر الاشرافی، سید مهیار (1384). بررسی رابطه متقابل رشد بخش کشاورزی و توزیع درآمد در مناطق روستایی ایران. تحقیقات اقتصادی، 11 (2): 25-39.

-      درویشی، عیسی (1375). بررسی و تحلیل اثر نابرابری اقتصادی بخشی برتوزیع درآمد در ایران. پایان نامة کارشناسی ارشد تحت راهنمایی دکتر اسمعیل ابونودی در دانشگاه مازندران دفاع شده است.

-      سلامی، حبیب الله، زورار، پرمه (1380). اثرات افزایش صادرات بخش­های کشاورزی و صنعت بر اقتصاد ایران: تحلیلی در چارچوب ماتریس حسابداری اجتماعی. تحقیقات اقتصادی، (59): 149-181.

-      سلامی، جبیب الله، انصاری، وحیده (1388). نقش بخش کشاورزی در ایجاد اشتعال و توزیع درآمد: روش تحلیل ساختاری مسیر. مجله تحقیقات اقتصاد و توسعه کشاورزی ایران، (3): 1-20.

-      صادقی، حسین، مهرگان، نادر (1379). رشد اقتصادی در بخش کشاورزی و توزیع درآمد روستایی. فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، 8(31): 57-70.

-      مشیری، سعید، التجایی، ابراهیم (1387). اثر تغییرات ساختاری بر رشد اقتصادی کشورهای تازه صنعتی شده. پژوهش­های اقتصادی ایران، (36): 85-114.

-      مهرگان، نادر، موسایی، میثم، کیهانی حکمت، رضا (1387). رشد اقتصادی و توزیع درآمد در ایران. فصلنامه علمی پژوهشی رفاه اجتماعی، 7(28): 57-77.

-      Ahluwalia, MS. (1976). Inequality, Poverty and Development. Journal of Development Economics, (6): 307-342.

-      Anand, S. and R. Kanbur (1993). The Kuznets Process and the Inequality-Development Relationship. Journal of Development Economics, (40): 25-52.

-      BourguigNon, F.  and C. Morrisson (1990). Income distribution, development and foreign trade. European Economic Review, 34: 1113-11132.

-      Chenery, H. and M. Syrquin (1975). Patterns of Development: 1950-1970, oxford University Press: London.

-      Dastidar, A. Gh. (2004). Structural change and income distribution in developing economies. Evidence from a group of Asian and Latin American countries. Center for Development Economics, Delhi School of Economics, Working  Paper, No. 121.

-      Dastidar, A. Gh. (2012). Income distribution and structural transformation: Empirical evidence from developed and developing countries. Seoul Journal of Economics, 25(1): 25-56.

-      Deininger, K. and  L. Squire. (1998). New ways of looking at old issues: Inequality and Growth. Journal of Development Economics, 57(2): 259-287. 

-      Fields, G. and G. Jakubson. (1994). New Evidence on the Kuznets Curve. mimeo, Cornwll University: Ithaca.

-      Johaston, B. F. (1970). Agriculture and structural transformation in developing countries: A survey of research. Journal of Economic Literature, (2): 369-404.

-      Kahya, m. (2012). Structural Change, income distribution and poverty in asean-4 countries. School of Economics and Management, LUND University.

-      Kuznets, S. (1995). Economic growth and income inequality. American Review, 45(1): 1-28.

-      Li, H., L. Squire and H. Zou.(1998). Explaining international and intertemporal variations in income inequality. The Economic Journal, (108): 26-43.

-      Ogwang, T. (1994). Economic development and income inequality: A nonparametric investigation of Kuznets’ U- Curve Hypothesis. Journal of Quantitative Economics, (10): 139-153.

-      Pasinetti, L. L. (1981). Structural change and economic growth: A theoretical essay on the dynamics of the wealth of the nations. Cambridge University Press, Cambridge

-      Timmer, C.P. (2002). Agriculture and economic growth, In Bruce Grander and G. Rausser, eds., Handbook of Agricultural Economics. Vol. IIA. Amsterdam: North-Holland, 1487-1546.

-      http://search.worldbank.org/data

-      http://search.worldbank.org/data?qterm=Agriculture