بررسی اثر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد و رفاه در مناطق شهری

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار دانشگاه علامه طباطبایی

2 استاد اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی

3 استادیار اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی

4 دانشجوی دکتری

چکیده

چکیده
هدف مقاله حاضر بررسی تاثیر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد و رفاه اجتماعی در مناطق شهری ایران طی دوره 90-1370 است‌. بنابراین ضرایب انگل در سیستم مخارج خطی با استفاده از داده‌های بودجه خانوارهای شهری و تکنیک اقتصادسنجی سیستم معادلات به ظاهر نامرتبط برآورد می‌گردد. با استفاده از تخمین‌های قبل، شاخص درآمد معادل برای 10 دهک هزینه‌ای محاسبه شده و بر اساس آن کمیت نابرابری و شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون، محاسبه می‌شود. نتایج نشان می‌دهد نابرابری درآمد در بین دهک‌های هزینه‌ای خانوارهای شهری طی دوره‌هایی که اقتصاد تورم بالایی داشته، بیشتر شده است. در حالی که رفاه اجتماعی خانوارهای شهری روند افزایشی داشته است و در دوره‌های تورمی نرخ رشد آن کمتر بوده است. به علاوه نتایج نشان می‌دهد که بخش قابل توجهی از تغییرات رفاه اجتماعی ناشی از تغییرات رفاه خصوصی خانوارهاست.

کلیدواژه‌ها


فصلنامه مدلسازی اقتصادی (سال نهم، ‌شماره 1 «پیاپی 29»، بهار 1394، صفحات 42-25)

 

بررسی اثر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد و رفاه در مناطق شهری[1]

 

تیمور محمدی،* عباس شاکری،** مهنوش عبداله میلانی،+ علی شهابی´

تاریخ دریافت:  23/10/93                             تاریخ پذیرش: 08/02/94

 

چکیده

هدف مقاله حاضر بررسی تاثیر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد و رفاه اجتماعی در مناطق شهری ایران طی دوره 90-1370 است‌. بنابراین ضرایب انگل در سیستم مخارج خطی با استفاده از داده‌های بودجه خانوارهای شهری و تکنیک اقتصادسنجی سیستم معادلات به ظاهر نامرتبط برآورد می‌گردد. با استفاده از تخمین‌های قبل، شاخص درآمد معادل برای 10 دهک هزینه‌ای محاسبه شده و بر اساس آن کمیت نابرابری و شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون، محاسبه می‌شود. نتایج نشان می‌دهد نابرابری درآمد در بین دهک‌های هزینه‌ای خانوارهای شهری طی دوره‌هایی که اقتصاد تورم بالایی داشته، بیشتر شده است. در حالی که رفاه اجتماعی خانوارهای شهری روند افزایشی داشته است و در دوره‌های تورمی نرخ رشد آن کمتر بوده است. به علاوه نتایج نشان می‌دهد که بخش قابل توجهی از تغییرات رفاه اجتماعی ناشی از تغییرات رفاه خصوصی خانوارهاست.

 

طبقه‌بندی JEL: D31, D63, E31

واژگان کلیدی: توزیع درآمد، رفاه اجتماعی، کمیت نابرابری اتکینسون، تورم.

1. مقدمه

طی بیست سال گذشته مجموعه‌ای از سیاست‌های اقتصادی در اقتصاد ایران به اجرا گذاشته شده که بدون تردید توزیع درآمد بین گروه‌های مختلف جمعیتی و درآمدی و در نهایت رفاه اجتماعی را تحت تاثیر قرار داده است. با توجه به این که بهبود توزیع درآمد و سطح رفاه جامعه تقریباً در تمام برنامه‌های توسعه اقتصادی و هم‌چنین سیاست‌های اقتصادی دولت مورد تاکید قرار گرفته و سطح قیمت‌ها نیز تحت تاثیر اجرای این سیاست‌ها هر ساله با تغییرات مثبت همراه بوده است، بررسی این موضوع که تغییرات قیمت‌های نسبی چه تاثیری بر توزیع درآمد و رفاه اجتماعی داشته‌ از اهمیت خاصی برخوردار است. این مقاله سعی دارد با استفاده از مبانی اقتصاد خرد و بر اساس شاخص نابرابری اتکینسون تاثیر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد را به شکل پارامتریک بررسی نماید. هم‌چنین به این سوال پاسخ داده خواهد شد که چه میزان از تحولات رفاه اجتماعی ناشی از تغییر رفاه خصوصی خانوار و منتسب به تغییر قیمت‌هاست و چه میزان ناشی از تغییرات نابرابری است. براین اساس مقاله حاضر به صورت زیر سازمان‌دهی شده است. در قسمت دوم، مبانی نظری کمیت نابرابری و شاخص رفاه اجتماعی بر پایه تابع رفاه اجتماعی اتکینسون، بحث می‌شود. علاوه بر مرور مبانی نظری، مطالعات تجربی که در این خصوص انجام گرفته به طور مختصر بحث می‌شود. در بخش سوم داده‌های مورد استفاده در تحقیق و استراتژی تخمین بحث می‌شود. در قسمت چهارم نتایج برآوردهای انجام گرفته و روند شاخص‌های نابرابری و رفاه اجتماعی محاسبه شده، تجزیه و تحلیل می‌شود. و در قسمت پایانی جمع‌بندی و نتیجه‌گیری ارایه می‌شود.

 

2. ادبیات موضوع

پیگو(1912) و دالتون (1920) در چارچوب مطلوبیت‌گرایی بیان می‌کنند که می‌توان نابرابری درآمد را  به صورت فاصله بین توزیع موجود و توزیع برابر اندازه‌گیری کرد. این رویکرد در دهه 1960 در یک چارچوب کلی‌تر توسط کلم(1969) و اتکینسون[2] (1970) بسط داده شد. (اتکینسون،1999)

تحلیل توزیع درآمد و نابربری بر اساس دو دسته شاخص‌های اثباتی[3]و هنجاری[4] انجام می‌گیرد که شاخص‌های هنجاری قضاوت‌های ارزشی را به عنوان یک پارامتر در خود دارند و معمولا مبتنی بر یک تابع رفاه اجتماعی هستند. در تحلیل نابرابری با استفاده از شاخص‌های هنجاری در یک حالت کلی فرض می‌شود قیمت‌ها تغییری ندارند و سطح رفاه اجتماعی برحسب درآمدهای پولی فرد  تفسیر می‌شود. می‌توان فرم فردی تابع رفاه اجتماعی را در نظر گرفت،

(1)                                                                          

به شکلی دیگر می توان تابعی که توسط سن(1974) مورد بررسی قرار گرفته را در نظر گرفت.

(2)                                                                                         

از یک نظر رابطه (2) در مقایسه با رابطه (1) محدودکننده‌تر است، چون اولی با فرض اکیدا شبه مقعر بودن دلالت بر آن دارد که برابری برحسب درآمد، روش بهینه توزیع یک کل ثابت است در حالی که در دومی مطلوبیت یک فرد می‌تواند به درآمد دیگران نیز وابسته باشد. اتکینسون (1970) گروهی از کمیت‌های نابرابری را معرفی نمود که در بر دارنده قضاوت‌های ارزشی جامعه در ارتباط با نابرابری (پارامتر اجتناب از نابرابری) است. (موئلبائر[5]، 1974)

مادن[6] (1995) از نوعی تابع رفاه اجتماعی اتکینسون برای تحلیل تاثیر تغییر قیمت‌ها بر نابرابری و رفاه اجتماعی به صورت زیر استفاده می‌نماید،

(3)                                                                                    

که در رابطه بالا H تعداد خانوارها و e پارامتر اجتناب از نابرابری[7] است که نشان می‌دهد انتقال درآمد از یک فرد ثروتمند به یک فرد فقیر رفاه اجتماعی را تا چه میزان تغییر خواهد داد. بدون در نظر گرفتن پارامتر اجتناب از نابرابری فرض می‌کنیم که مطلوبیت برای هر خانوار معادل مصرف آن خانوار است، . لحاظ کردن پارامتر اجتناب از نابرابری بدان معناست که یک تغییر در  یا  به صورت زیر، رفاه اجتماعی را تحت تاثیر قرار می‌دهد:

(4)                                                                                   

در نهایت کمیت نابرابری اتکینسون به صورت رابطه زیر خواهد بود،

(5)                                                 

فرض می‌شود  یعنی اینکه درآمد کل خانوار با مخارج کل برابر است. این فرض با تابع رفاه اجتماعی ترکیب می‌شود و تابع رفاه اجتماعی W مبتنی بر درآمد معادل به صورت زیر به دست می‌آید:

(6)                                                                  

در رابطه بالا، و  به ترتیب درآمد معادل یکسان توزیع شده[8] و میانگین درآمد معادل است و کمیت نابرابری اتکینسون است.  معادل ارزشی است که اگر به صورت یکسان بین افراد جامعه توزیع شود، سطح رفاه اجتماعی به میزان سطح رفاه اجتماعی توزیع موجود ایجاد می‌نماید. در عمل محاسبه کمیت نابرابری به دو شکل پارامتری و ناپارامتری انجام می‌گیرد که نوع پارامتری آن مبتنی بر محاسبه شاخص‌ها و کمیت‌های رفاهی است. (لافری و ادونوقو،[9] 2012)

در غالب مطالعات انجام گرفته، از جمله کریدی[10] (1998)،‌ کریدی و ون دی ون[11] (1997)، کریدی و اسلیمن[12](2006)، کمیت نابرابری و شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون از طریق شاخص‌های رفاهی به دست آمده از سیستم مخارج خطی محاسبه شده است. در استخراج توابع تقاضا و کشش‌های گروه‌های کالایی فرض می‌شود که سیستم مخارج خطی دارای تابع مطلوبیت جمع‌پذیر از نوع استون گری[13] به صورت رابطه زیر است،

(7)                                                                                  

که در رابطه بالا  مصرف کالای iام و  مصرف حداقل معیشت را نشان می‌دهد و شرایط  و  برقرار است. پارامترهای  هم نرمالایز می‌شوند به گونه‌ای که قید  نیز تحمیل می‌شود. حداکثرسازی مطلوبیت با توجه به قید  تابع مخارج خطی برای هر گروه کالای i را به صورت زیر نتیجه می‌دهد،

(8)                                                                       

(کریدی و جاستین ون دی ون، 1997)

در روابط (5) و (6) که به ترتیب کمیت نابرابری و شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون را تعریف می‌کنند، مفهوم درآمد معادل و درآمد معادل یکسان‌ توزیع شده معرفی شده و استخراج این دو نیازمند استفاده از تابع هزینه یا مخارج است. کینگ[14](1981) درآمد معادل را به صورت مقدار درآمد ، ، تعریف می‌کند که در یک مجموعه قیمت‌های مرجع، ، همان مطلوبیت سطح درآمد فعلی را می‌دهد. درآمد معادل  برحسب تابع مطلوبیت غیرمستقیم به شکل کلی رابطه زیر تعریف می‌شود،

 (9)                                                                                         

در رابطه بالا F به عنوان تابع درآمد معادل شناخته می‌شود و تابع یاد شده برای سیستم مخارج خطی با استفاده از روابط (8) و (9) به صورت زیر تعریف می‌شود.

(10)                                                   

می‌توان تاثیر رفاهی تغییر در قیمت‌ها و درآمد را برحسب تغییری در درآمد معادل از  به  که مانند قبل اندیس‌های صفر و یک به ترتیب به مقادیر قبل و بعد از تغییر قیمت اشاره دارند، اندازه‌گیری کرد.( لافری و اودونوقو،2012)

مطالعات زیادی درخصوص تحلیل نابرابری و توزیع درآمد و تاثیر تغییرات قیمت بر آن صورت گرفته که در ادامه به برخی از آنها اشاره‌ می‌شود.

نیوبری[15] (1995) برای اقتصاد اتریش و بریتانیا نشان می‌دهد که اثرات توزیعی تغییرات قیمت قابل اغماض است و در هر دو مورد تفاوت معناداری با صفر ندارد. کریدی و ون دی ون (1997) با برآورد سیستم مخارج خطی با داده های مخارج خانوارهای شهری استرالیا، اثرات رفاهی تغییرات قیمت را برای دوره 95-1980 مورد بررسی قرار داده‌اند. این مطالعه بر اساس دو کمیت نابرابری ضریب جینی و شاخص اتکینسون نشان می‌دهد تغییرات قیمت‌ها در برخی سال‌ها بار سنگین‌تری بر دوش افراد فقیر دارد و در برخی سال ها افراد با درآمد بالاتر از تغییر قیمت‌ها متضرر می‌شوند. سون و کاکوانی[16]  (2005) شاخص‌های اجتماعی هزینه زندگی را برای اقتصادهای تایلند و کره محاسبه می‌کنند و نشان می‌دهند تغییرات قیمت‌ها عموما تاثیر منفی بیشتری بر زندگی افراد فقیر داشته است. کریدی و اسلیمن (2006) اثرات رفاهی اعمال مالیات بر آلاینده ها را با به کارگیری شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون در بین طیف‌های مختلف خانوارهای نیوزلند مورد بررسی قرار می‌دهند. نتایج نشان می‌دهد با مقدار اجتناب از نابرابری 2/1، درصد افزایش در نابرابری قبل و بعد از اعمال مالیات بر آلاینده‌ها اندک است. لافری و ادونوقو(2012) با برآورد سیستم مخارج خطی و محاسبه شاخص‌های درآمد معادل و شاخص اتکینسون تاثیر تغییرات قیمت در طی دوره 1999-2011 را در ایرلند مورد بررسی قرار داده‌اند. نتایج نشان می‌دهد عمده تغییرات رفاه اجتماعی ناشی از تغییرات رفاهی خانوارها ناشی می‌شود.

ابونوری و مکلوقان،[17] (2003) فرمول میلانویچ[18]94 را تعدیل می‌نمایند و بر مبنای آن ضریب جینی را برای داده‌های گروه‌بندی شده مورد استفاده قرار می‌دهند. یافته‌های این مقاله نشان می‌دهد که در محاسبه ضریب جینی، فرمول میلانویچ 94 و کمیتی که محققین در این مقاله ارایه کرده‌اند به ترتیب برای داده‌های گروه‌بندی نشده و گروه‌بندی شده روشی دقیق، کاربردی و ساده ارایه می‌نماید. ابونوری، (1376) در مقاله‌ای به برآورد الگوی عوامل مؤثر بر توزیع درآمد در ایران با استفاده از اطلاعات سال‌های 1370-1350 می‌پردازد. نتایج نشان می‌دهد که در سال 1361 سطح نابرابری در بالاترین میزان و درسال 1369، در پایین‌ترین سطح در دوره مورد مطالعه بوده است.

ابونوری و تاجدین، (1383) به بررسی اثر تورم بر بیستک‌های مختلف و نابرابری توزیع هزینه در ایران برای سال‌های 80-1350 به صورت ناپارامتریک می‌پردازند. یافته‌های این مطالعه نشان می‌دهد تغییر نسبی قیمت‌ها در مناطق شهری تا سال 1359 موجب کاهش نابرابری شده و از سال 1360 به بعد نابرابری را در مناطق شهری افزایش داده است. کفایی و نصیری (1389) با استفاده از داده‌های بودجه خانوار مرکز آمار ایران دو شاخص نابرابری ضریب جینی تک پارامتری و اتکینسون-جینی را برای خانوارهای شهری و روستایی در دوره 86-1376 محاسبه کرده‌اند. یافته‌ها نشان می‌دهد شدت نابرابری درآمد خانوارهای روستایی بیشتر از خانوارهای شهری است و با لحاظ کردن بعد خانوار شدت نابرابری هر فرد روستایی از فرد شهری کمتر بوده است و تا سال 1382 از شدت نابرابری کاسته شده و تا سال 1385 نابرابری افزایش یافته است. عبادی و همکاران (1390) در ارزیابی تغییرات رفاه در ایران بر اساس تابع رفاه پارتویی سن و تابع رفاه تعمیم‌یافته سن نشان می‌دهند رفاه اجتماعی در ایران طی دوره‌های 1381-1386، 1376-1380 و 1371-1375 نسبت به دوره 1350-1355 به ترتیب 9/4، 1/3 و 7/2 درصد افزایش داشته است.

 

3. روش‌شناسی

در برآوردها و محاسبات انجام گرفته در این مقاله از داده‌های آمار بودجه خانوارهای شهری برای دوره 90-1370 استفاده شده است. جمع‌آوری آمار و اطلاعات هزینه و درآمد خانوارها تا سال 1383 بر اساس سیستم کدگذاری هماهنگ "طبقه‌بندی محوری محصولات"[19] صورت گرفته و از این سال به بعد بر اساس "طبقه‌بندی مصرف فردی بر حسب هدف"[20] گردآوری شده است. به منظور برخورداری از یک مجموعه داده با تواتر مناسب جهت تخمین‌های اقتصادسنجی، داده‌های مربوط به دوره زمانی قبل از سال 1383 با انطباق کدهای کالاها در دو طبقه‌بندی، تا سطح 12 گروه کالایی تفکیک شده است. تخمین و محاسبه پارامترهای مورد نظر در مطالعه حاضر در دو مرحله انجام می‌گیرد. ابتدا پارامترهای حداقل معیشت برآورد می‌شود، سپس سیستم مخارج خطی ارایه شده به شکل رابطه (8) برآورد می‌گردد. با استفاده از برآوردهای دو قسمت قبل، درآمد معادل و شاخص رفاه اجتماعی و کمیت نابرابری اتکینسون محاسبه می‌گردد.

تخمین سیستم مخارج خطی در عمل آسان نیست چون مقادیر حداقل معیشت، ، متغیرهای مشاهده نشده هستند و لازم است برآورد گردند. به علاوه کاربرد سیستم مخارج خطی در کارهای تجربی مورد نقد قرار دارد و این ایراد به این مدل‌ها وارد است که سهم‌های بودجه نهایی در این مدل‌ها ثابت فرض می‌شود. این نکته و عدم وجود انعطاف‌پذیری منحنی انگل در سیستم‌های تقاضایی که به طور معمول مورد استفاده قرار می‌گیرد، موجب شد ریمر و پاول[21](1992 و 1996) سیستم تقاضای جمع‌پذیر ضمنی[22] که در آن سهم‌های بودجه نهایی و در نتیجه کشش‌های انگل به صورت تابعی غیرخطی از مخارج هستند، را ارایه دهند. این سیستم تقاضا شکل تعمیم یافته سیستم مخارج خطی است و تا حدی ایرادات سیستم قبلی را بر طرف نموده است. هانوچ[23](1975) جمع پذیری ضمنی را با تابع مطلوبیت زیر تعریف می‌کند:

(11)                                                             

که در رابطه بالا  سبد مصرف،  سطح مطلوبیت، و  توابع درجه دو دارای مشتق دوم است که شروط تقعر را برآورده می‌نماید. این رابطه تفسیر سیستم مخارج خطی از  را به عنوان سبد حداقل معیشت در خود دارد و تضمین می‌کند که وقتی سبد مصرفی  در بازه  حرکت می‌کند، مطلوبیت به طور یک‌نواخت در فاصله  تغییر یابد. با حداکثرسازی رابطه (13) با توجه به قید  تعریفی برای  به صورت زیر به دست می‌آید:

(12)                                                       

و  در رابطه بالا پارامتر هستند و ادامه کار و تخمین پارامترهای مورد نظر مستلزم این است که برای  یک فرم تبعی در نظر گرفته شود که در کارهای اولیه ریمر و پاول(1996) و کرنفیلد[24](2000) این رابطه به شکل  در نظر گرفته شده است. یکنواختی  همراه با مرزهایی که بر آن تحمیل می‌شود تضمین می‌کند که  به صورت لجستیکی رفتار کند و همیشه در بازه  باقی بماند و این ایراد سیستم مخارج خطی و دیگر سیستم‌های تقاضا را برطرف می‌کند. در تخمین سیستم تقاضای جمع‌پذیر ضمنی از رویکرد ریمر و پاول (1992) و چارچوب حداکثر راست‌نمایی استفاده می‌شود و تابع لگاریتم راست‌نمایی به صورت زیر بیان می‌شود:

(13)                                                                                                

که در رابطه بالا W ماتریس واریانس-کواریانس و  جزء  ام این ماتریس است.  جمله خطا معادله iام در مشاهده kام است که به شکل رابطه زیر تعریف می‌شود:

(14)                                                                       

برای اندازه‌گیری[25] پارامترهای و ، ماتریس جملات خطا با استفاده از روش تجزیه چولسکی به دو زیر ماتریس بالا مثلثی تجزیه می‌شود. تخمین‌های حداکثر راست‌نمایی و  با اعمال قید روی پارامترهای مورد نظر به صورتی که قید  برقرار باشد و نیز تعیین مقادیر اولیه[26] برای سطح مطلوبیت و پارامتر حداقل معیشت، به دست می‌آید.[27]

 

 

 

4. برآوردها و تجزیه و تحلیل نتایج تجربی

بر اساس مقادیری که برای و  به دست می‌آید می‌توان کالاها را به دو گروه تقسیم‌بندی کرد. گروه کالاهایی که برای آنها  است، جزء کالاهای ضروری محسوب می‌شوند و سهم‌های بودجه نهایی برای این گروه‌ کالاها با افزایش مخارج کاهش می‌یابد و گروه دیگر، کالاهایی هستند سهم بودجه نهایی برای آنها با افزایش مخارج افزایش می‌یابد. (جیانوو هی و شانتونگ‌لی[28]، 2010)

نتایج تخمین نشان می‌دهد برای دهک‌های هزینه‌ای پایین عموما‍ً  است و این بدان معناست که برای اغلب گروه‌های کالایی با افزایش مخارج خانوار، سهم بودجه آن گروه کالا افزایش خواهد یافت. در مورد گروه مواد خوراکی تقریبا برای همه دهک‌های هزینه‌ای مشاهده می‌شود   و همچنین برای گروه‌های مسکن، بهداشت و حمل و نقل هم تقریبا چنین الگویی در اغلب دهک‌های هزینه‌ای مشاهده می‌شود. در مورد دهک‌های هزینه‌ای هشتم، نهم و دهم برای عموم گروه‌های کالایی  است و این بدان معناست که با افزایش سطح درآمد، گروه‌های بیشتری از کالاها جنبه ضروری خواهد داشت. در این مرحله با استفاده از مقادیر برآورد شده برای پارامتر حداقل معیشت ضرایب انگل در سیستم مخارج خطی با استفاده از تکنیک رگرسیون‌های به ظاهر نامرتبط برآورد می‌شوند. نتایج برآورد ضرایب انگل برای 12 گروه کالایی به تفکیک دهک‌های هزینه‌ای در جدول (1) ارایه شده است.

چون تخمین‌های ضرایب انگل در جدول (1) همگی مثبت هستند و روند کل مخارج سرانه و مخارج سرانه حداقل معیشت به گونه‌ای است که  بزرگتر از صفر است در نتیجه قیدهای منفی بودن کشش‌های خودقیمتی، مثبت بودن اثرات جایگزینی متقاطع برآورده شده است. به علاوه چون جمع مقدار برآورد شده برای ضریب انگل برابر 1 است، در نتیجه قید جمع پذیری اعمال شده است. در مجموع می‌توان گفت سیستم مخارج خطی برآورد شده در این مطالعه شروط قاعده‌مندی تقاضا را برآورده می‌کند. (پلاک و ولز[29]، 1992)

 

 

 

جدول1. نتایج تخمین ضرایب انگل به تفکیک گروه‌های کالایی

 

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

کل

1

159/0

192/0

17/0

181/0

133/0

107/0

141/0

122/0

143/0

112/0

115/0

2

016/0

022/0

011/0

009/0

004/0

004/0

006/0

001/0

0003/0

001/0

0046/0

3

108/0

037/0

037/0

024/0

038/0

035/0

056/0

058/0

047/0

06/0

0426/0

4

276/0

191/0

235/0

229/0

161/0

232/0

129/0

191/0

218/0

11/0

2619/0

5

054/0

052/0

05/0

035/0

071/0

066/0

075/0

087/0

107/0

129/0

1143/0

6

068/0

051/0

049/0

07/0

101/0

048/0

092/0

063/0

066/0

055/0

049/0

7

093/0

097/0

118/0

042/0

101/0

097/0

094/0

068/0

086/0

146/0

079/0

8

045/0

068/0

067/0

068/0

071/0

064/0

07/0

092/0

058/0

08/0

035/0

9

018/0

033/0

035/0

038/0

061/0

067/0

083/0

07/0

064/0

061/0

027/0

10

023/0

041/0

04/0

058/0

016/0

057/0

043/0

08/0

031/0

072/0

02/0

11

011/0

001/0

002/0

022/0

026/0

029/0

022/0

014/0

01/0

01/0

004/0

12

129/0

214/0

186/0

223/0

216/0

193/0

188/0

155/0

171/0

165/0

248/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

به منظور تحلیل اثرات رفاهی، کمیت درآمد معادل بر اساس رابطه (13) و کمیت رفاهی تغییرات جبرانی برای تغییرات همزمان قیمت همه گروه‌های کالایی محاسبه شده که نسبت آن به مخارج کل سرانه به تفکیک دهک های هزینه‌ای در جدول (2) ارایه شده است.

 

جدول 2. نسبت تغییرات جبرانی به مخارج سرانه به تفکیک دهک‌های هزینه‌ای و کل خانوارها

 

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

کل

1371

19/1

19/3

17/7

16/5

17/0

16/8

16/5

18/4

17/0

13/7

19/0

1372

15/3

17/4

16/1

15/7

15/5

16/2

15/6

16/6

16/2

13/7

17/1

1373

24/8

27/6

25/7

23/4

25/2

25/4

24/7

24/2

24/3

20/8

20/6

1374

32/9

36/3

33/7

29/5

34/4

34/4

34/3

31/9

32/7

24/8

29/1

 

 

ادامه جدول 2. نسبت تغییرات جبرانی به مخارج سرانه به تفکیک دهک‌های هزینه‌ای و کل خانوارها

 

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

کل

1375

16/5

17/7

16/5

18/7

16/6

16/4

16/4

16/1

16/2

10/9

18/7

1376

15/1

14/4

13/6

15/6

14/4

14/2

14/6

14/2

16/1

10/7

15/9

1377

17/7

17/9

16/2

14/0

14/9

14/3

14/1

15/0

13/2

9/1

14/1

1378

15/2

16/0

17/4

19/6

15/0

15/2

12/8

20/1

18/8

10/9

16/2

1379

11/8

8/9

9/9

12/1

10/1

10/3

10/1

9/8

10/7

8/0

11/7

1380

8/5

8/6

7/9

7/4

8/9

8/1

9/8

8/1

7/8

5/7

9/7

1381

12/2

12/5

11/4

10/8

10/7

10/8

10/5

11/1

10/4

6/5

11/4

1382

10/3

10/6

10/0

10/3

10/3

9/5

9/6

9/6

10/1

5/8

12/2

1383

11/7

11/9

11/1

10/9

10/4

10/3

10/1

10/4

10/0

6/5

11/6

1384

8/9

9/6

8/8

9/3

9/5

9/0

8/8

8/7

8/7

6/0

9/3

1385

11/0

11/8

10/6

11/0

11/5

10/3

10/1

10/0

9/7

6/7

10/6

1386

14/6

16/8

15/6

16/4

15/4

14/3

14/2

16/2

14/4

12/2

17/4

1387

20/1

20/2

18/9

19/4

22/5

20/4

20/5

18/1

20/8

11/7

17/9

1388

11/2

11/8

10/8

11/8

12/0

10/8

10/6

10/6

10/5

7/1

10/6

1389

11/0

12/1

11/2

10/6

11/5

10/8

10/4

9/8

9/5

6/6

8/9

1390

18/9

19/7

18/7

18/6

19/1

18/0

17/6

16/7

17/2

11/6

16/5

متوسط

15/3

16/0

15/1

15/1

15/2

14/8

14/6

14/8

14/7

10/4

14/9

منبع: یافته‌های پژوهش

 

آمارهای ارایه شده در جدول (2) را می‌توان به دو صورت مورد مقطعی و دوره‌ای مورد مقایسه قرار داد. در طول زمان مشاهده می‌شود، در سال‌هایی که تورم افزایش می‌یابد، افراد درون هر کدام از دهک‌های هزینه‌ای، لازم است سهم بالاتری از درآمد (هزینه) سرانه خود را جهت جبران قیمت‌ها هزینه نماید تا به سطح مطلوبیت قبل از تغییر قیمت‌ها دست یابند. مقایسه مقطعی این نسبت بین دهک‌های هزینه‌ای، اثر توزیعی تغییر قیمت‌ها را نشان می‌دهد. ملاحظه می‌شود دهک‌های هزینه‌ای پایین، در مقایسه با دهک بالای هزینه‌ای، در مواجهه با تغییر قیمت‌ها بایستی نسبت بالاتری از درآمد خود را جهت جبران تغییر قیمت‌ها برای رسیدن به سطح مطلوبیت قبل از تغییر قیمت هزینه نمایند.

به منظور تحلیل رفاه عمومی، از شاخص رفاه اجتماعی و کمیت نابرابری اتکینسون (1970) که در روابط (6) و (7) معرفی شدند به ازای دو مقدار حدی برای پارامتر اجتناب از نابرابری استفاده شده است. مقایسه شاخص‌ها و کمیت‌های مورد نظر نسبت به سال 1370 صورت گرفته است. بر اساس نتایج به دست آمده می‌توان گفت، در سال‌هایی که اقتصاد تورم بالایی تجربه می‌کند، کاهش قابل توجهی داشته کمیت نابرابری مقدار بالاتری دارد و شاخص رفاه اجتماعی و درآمد معادل کمترین مقدار است. نکته دیگر در خصوص سهم نابرابری و سهم رفاه خصوصی در رفاه کل این است که بخش اعظم تغییرات رفاه کل ناشی از تغییر رفاه فردی است که منبعث از تغییرات قیمتی است.

نمودار(1) روند کمیت نابرابری اتکینسون را به ازای مقادیر در نظر گرفته شده برای پارامتر اجتناب از نابرابری، ضریب جینی و نرخ تورم بانک مرکزی را به تصویر کشیده است. طی سال‌های 71-1368 که سیاست‌های تعدیل اقتصادی در کشور اجرا شد، نقدینگی در اقتصاد تقریبا به میزان 100 درصد رشد کرد و در نتیجه شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی رشد قابل توجهی داشت، به استناد کمیت نابرابری اتکینسون محاسبه شده وضعیت نابرابری درآمد بدتر شده است. ملاحظه می‌شود کمیت نابرابری ضریب جینی از 4/0 در سال 1370 به 407/0 در سال 1374 رسیده و در سال 1375 نسبت به سال قبل از آن 016/0 واحد کاهش یافته است. مقدار محاسبه شده برای کمیت نابرابری اتکینسون برای مقادیر  و  به ترتیب از 208/0 و 322/0 در سال 1370 به 218/0 و 336/0 در سال 1375 رسید و کمیت نابرابری اتکینسون به ازای مقدار   میزان نابرابری را به مقدار بیشتری نشان می‌دهد. به تبع پیگیری سیاست‌های تثبیت اقتصادی در برنامه دوم توسعه نابرابری تا حدی تقلیل یافته و در سال 1378 به 194/0 با مقدار 3/0 برای پارارمتر اجتناب از نابرابری کاهش یافته است و تا سال 1380 تقریبا روند ثابتی داشته است. مجدد به دنبال اجرای سیاست یکسان سازی نرخ ارز و با تعدیل جزیی قیمت‌ها نابرابری اندکی افزایش یافته است و با کاهش سطح تورم مقدار کمیت نابرابری در سال 1384 با کنترل قیمتی که از ناحیه واردات صورت گرفت، کاهش یافته و به تبع تورم بالا در سال‌های 1385 و 1386 مجدد افزایش یافت و با اجرای سیاست‌های کنترل نقدینگی در سال 1387 تورم مهار شده و نابرابری نیز کاهش یافته و در سال 1388 به 147/0 کاهش یافت. با از سرگیری سیاست‌های انبساطی و اجرای طرح هدف‌مندی یارانه‌ها از نیمه دوم سال 1389 مجدد تورم رو به افزایش نهاد و همزمان با افزایش تورم به 20 درصد در سال 1390 کمیت نابرابری ازسال 1388 رو به افزایش نهاد و به ازای مقادیر  و  برای پارامتر اجتناب از نابرابری به‌ترتیب به 175/0 و 285/0 در سال 1389 رسید.

 

نمودار 1. روند نرخ تورم و کمیت نابرابری اتکینسون برای مقادیر  و

 

منبع: یافته‌های پژوهش

 

آمارهای تورم و ضریب جینی منتشر شده توسط بانک مرکزی حاکی از آن است، در دوره‌ای که اقتصاد با ثبات بوده و تورم پایینی را تجربه کرده است، نابرابری در بین دهک‌های هزینه‌ای افزایش یافته و با اجرای سیاست‌های انبساطی شدید که منجر به افزایش نرخ تورم تا 20 درصد در سال 1387 شده، دو باره با کاهش شدید روبرو بوده و در سال‌های 1389 و 1390 نابرابری باز هم کاهش یافته است. مقایسه روند کمیت نابرابری محاسبه شده در مطالعه حاضر و ضریب جینی بانک مرکزی حاکی از آن است که بانک مرکزی نابرابری اندازه گیری شده در دوره سیاست‌های تعدیل اقتصادی را کمتر از حد نشان می‌دهد در حالی که وقتی اقتصاد نرخ تورم پایینی را تجربه کرده، نابرابری درآمدی در بالاترین حد است. این موضوع تا حدی بر خلاف مطالعات انجام گرفته در خصوص ارتباط بین نابرابری و تورم است. کمیت نابرابری اتکینسون محاسبه شده نشان      می‌دهد با کاهش تورم نابرابری نیز به طور ملایم کاهش می‌یابد.

مقدار تابع رفاه اجتماعی اتکینسون برحسب کمیت نابرابری اتکینسون و متوسط درآمد به صورت  بیان می‌شود که به این ترتیب هر تغییری در نابرابری می‌تواند برحسب تابع رفاه اجتماعی تعریف شود. متناظر با مقادیری که برای کمیت‌ نابرابری به ازای مقادیر انتخابی برای پارامتر اجتناب از نابرابری به دست آمده، مقدار تابع رفاه اجتماعی نیز محاسبه شده که روند آن در نمودار (2) به تصویر کشیده شده است. مشاهده می‌شود طی سال‌هایی که اقتصاد تورم بالایی داشته رفاه اجتماعی نیز با سرعت کمتری رشد یافته است و طی سال‌های 1380- 1384 از یک روند نسبتا با ثبات برخوردار بوده است.

 

نمودار 2. روند شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون برای مقادیر  و

 

منبع: یافته‌های پژوهش

تجزیه کمیت نابرابری و شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون[30] بر حسب سهمی که تغییرات رفاه خصوصی خانوار و حساسیت جامعه نسبت به نابرابری، نشان می‌دهد که عمده تحولات این دو شاخص، به طور کامل ناشی از تغییرات رفاه خصوصی خانوار‌هاست. بررسی سهم تغییرات قیمت در کمیت نابرابری و شاخص رفاه نشان می‌دهد عموما در همه سال‌ها تغییرات نابرابری و رفاه منتسب به تغییرات قیمت و تغییرات منتسب به نابرابری در جهت عکس حرکت کرده و سهم اصلی را تحولات ناشی از تغییر قیمت داشته است. همچنین هرچه پارامتر اجتناب از نابرابری بزرگتر باشد سهم تغییرات قیمت در تغییرات رفاه کمتر است و این به خاطر نرخ سریعتر کاهش مطلوبیت نهایی است که از طریق مقدار بالاتر پارامتر اجتناب از نابرابری اعمال می‌شود.

 

5. نتایج

این مقاله تاثیر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد و رفاه اجتماعی را در بین خانوارهای شهری مورد بررسی قرار می‌دهد و تجزیه‌ و تحلیل‌های توزیع درآمد و رفاه اجتماعی بر اساس شاخص معرفی شده توسط اتکینسون (1970) صورت می‌گیرد. تجزیه و تحلیل به صورت ایستای مقایسه‌ای و نسبت به سال 1370 به عنوان سال مبنا صورت می‌گیرد. یافته‌های مطالعه نشان می‌دهد در سال‌هایی که اقتصاد تورم بالاتری را تجربه کرده است نابرابری بیشتر بوده و شاخص رفاه اجتماعی با سرعت کمتری افزایش یافته است. در چارچوب اقتصاد ایران با توجه به نتایج به دست آمده می‌توان نتیجه‌گیری کرد که پیگیری سیاست‌های تعدیل و سیاست‌های اقتصادی که تورم بالا را به همراه دارد توزیع درآمد را نامتعادل‌تر می‌کند. یافته‌های مطالعه حاضر نشان می‌دهد تغییر قیمت‌ها گروه‌های کم درآمد را بیشتر تحت تاثیر قرار می‌دهد. به علاوه تاثیر تغییر قیمت‌ها از طریق تغییر رفاه خانوارها در مقایسه با اثرات قیمتی منتسب به نابرابری سهم بالاتری دارد. بر اساس نتایج به دست آمده توصیه می‌شود در اتخاذ سیاست‌های اقتصادی از جمله اعمال مالیات‌های غیرمستقیم و تغییر نرخ مالیات بر ارزش افزوده به آثار و تبعات رفاهی آن توجه کامل شود. با مقایسه روند ضریب جینی محاسبه و منتشر شده و کمیت نابرابری محاسبه شده در این مطالعه و این که همراهی تورم بالا و توزیع متعادل‌تر درآمد در بلندمدت در ادبیات موجود مشاهده نشده توصیه می‌شود در ارزیابی توزیع درآمد از شاخص‌های پارامتریک که تغییر قیمت‌ها را نسبت به یک  سال پایه دربر دارد، استفاده شود.

 

منابع

-      ابونوری، اسمعیل(1376). اثر شاخص‌های کلان بر توزیع درآمد در ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، (51): 31-1.

-   ابونوری، اسمعیل، تاجدین، علی(1383). برآورد اثر تورم بر نابرابری در توزیع هزینه‌ در ایران با استفاده از روش ناپارامتریکی(1380-1350).‌ مجله تحقیقات اقتصادی، (65): 184-165.

-   عبادی جعفر، سایرین(1391). تغییرات رفاه اجتماعی در ایران(رهیافت پارتویی و غیرپارتویی از تابع کاردینال رفاه اجتماعی. سیاست‌های اقتصادی(نامه مفید)، 8(18): 24-3.

-   کفایی، سید محمدعلی، نصیری، حسین(1389). معرفی و برآورد دو شاخص جدید نابرابری توزیع درآمد برای ایران: جینی تک پارامتری و اتکینسون- جینی. پژوهشنامه اقتصادی10 (4):105-138.

-        Antony B. A. (1970). On the measurement of inequality. Journal of Economic Theory, 2: 244-263.

-        Antony B. A. (1999). The contribution of Amartya Sen to welfare economics. Scand. J. of Economics 101(2): 173-190.

-        David M. N. (1995). The distributional impact of price changes in hungary and the united kingdom. The Economic Journal, 105: 847-863.

-        Abounoori, E., & McCloughan, P. (2003). A simple way to calculate the gini coefficient for grouped as well as ungrouped data. Applied Economics Letters, 10: 505-509.

-        Hyun H. S. & Nanak Kakwani (2006). Measuring the impact of prices on inequality: With Applications to Thailand and Korea. Journal of Economic Inequality 4: 181-207.

-        Loughrey, J., & Cathal O'Donoghue (2012). The impact of price changes on household welfare and inequality1999-2011. The Economic and Social Review, 43, (1): 31-66.

-        Jianwu He & Shantong Li. (2010). Predicting expenditure patterns across provinces in china based on aidads demand system. Development Research Center, the State Council of China, First Draft, Prepared for Thirteenth Annual Conference on Global Economic Analysis

-        John A. L. Cranfield et al. (2000). On the estimation of an implicitly additive demand system. Applied Economics, 32:1907-1915.

-        Creedy, J., & van de Ven, J. (1997). The distributional effects of inflation in Australia 1980- 1995. The Australian Economic Review, 30(2):125-43.

-        Creedy, J., & Sleeman, C. (2006). Analysis carbon taxation, prices and welfare in New Zealand. Ecological Economics 57 , pp333– 345

-        Creedy, J. (2014). Interpreting inequality measures and changes in inequality. Working Paper 11/2014

-        Muellbauer, J. (1974). Inequality measures, prices and household composition. Review of Economic Studies.

-        Rimmer, M. T., & Powell, A. A. (1996). An implicitly additive demand system. Applied Economics, 28: 1613- 1622.

-        King, M. A. (1981). Welfare analysis of tax reforms using household data. NBER technical working paper series. No.16.

-        Pollak, R. A., & Wales T.J. (1992).Demand system specification & estimation.  New York‌ Oxford University Press.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



[1] مقاله حاضر از پایان‌نامه دکتری علی شهابی با عنوان "بررسی اثر تغییر قیمت‌ها بر توزیع درآمد و رفاه اجتماعی" به راهنمایی دکتر تیمور محمدی در دانشکده اقتصاد علامه طباطبایی استخراج شده است.

* دانشیار اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی، پست الکترونیکی:                                                    mohmmdi@atu.ac.ir

** استاد اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی، پست الکترونیکی:                                                         shakeri@atu.ac.ir

+ استادیار اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی، پست الکترونیکی:                                                        milani@atu.ac.ir

´ دانشجوی دکتری اقتصاد (نویسنده مسئول)، پست الکترونیکی:                                    ali_shahabi78@yahoo.com

[2] Antony B. Atkinson

[3] Positive

[4] Normative

[5] Muellbauer

[6] Madden

[7] Inequality Aversion

[8] Equally Distributed Equivalent Income

[9] Loughrey and O’Donoghue

[10] John Creedy

[11] John Creedy and Justin Van De Ven

[12] John Creedy and Catherine Sleeman

[13] Stone - Geary

[14] King

[15] David M. Newbery

[16] Hyun H. Sonj and Nanak Kakwani

[17] Patrick McCloughan

[18] Milanovic

[19] Central Product Classification (CPC)

[20] Classification of Individual Consumption According to Purpose (COICOP)

[21] Maureen T. Rimmer and  Alan A. Powell

[22] An Implicitly Additive Demand System(AIDADS)

[23] Hanoach

[24] John A. L. Cranfield et al.

[25] Calibration

[26] کران‌های مزبور معمولاً به صورت زیر تعریف می‌شوند و با توجه به داده‌های مختلف می‌تواند متفاوت باشند،

 

[27] برای مطالعه بیشتر در خصوص نحوه تخمین سیستم‌های تقاضای جمع‌پذیر ضمنی به John A. L. Cranfield et al (2000)مراجعه کنید.

[28] Jianwun He & Shantong Li

[29] Robert A. Pollak and Terence J. Wales

[30]  برای جزئیات بیشتر در خصوص نحوه تجزیه شاخص‌های نابرابری به کریدی (2014) مراجعه کنید.

منابع

-      ابونوری، اسمعیل(1376). اثر شاخص‌های کلان بر توزیع درآمد در ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، (51): 31-1.

-   ابونوری، اسمعیل، تاجدین، علی(1383). برآورد اثر تورم بر نابرابری در توزیع هزینه‌ در ایران با استفاده از روش ناپارامتریکی(1380-1350).‌ مجله تحقیقات اقتصادی، (65): 184-165.

-   عبادی جعفر، سایرین(1391). تغییرات رفاه اجتماعی در ایران(رهیافت پارتویی و غیرپارتویی از تابع کاردینال رفاه اجتماعی. سیاست‌های اقتصادی(نامه مفید)، 8(18): 24-3.

-   کفایی، سید محمدعلی، نصیری، حسین(1389). معرفی و برآورد دو شاخص جدید نابرابری توزیع درآمد برای ایران: جینی تک پارامتری و اتکینسون- جینی. پژوهشنامه اقتصادی10 (4):105-138.

-        Antony B. A. (1970). On the measurement of inequality. Journal of Economic Theory, 2: 244-263.

-        Antony B. A. (1999). The contribution of Amartya Sen to welfare economics. Scand. J. of Economics 101(2): 173-190.

-        David M. N. (1995). The distributional impact of price changes in hungary and the united kingdom. The Economic Journal, 105: 847-863.

-        Abounoori, E., & McCloughan, P. (2003). A simple way to calculate the gini coefficient for grouped as well as ungrouped data. Applied Economics Letters, 10: 505-509.

-        Hyun H. S. & Nanak Kakwani (2006). Measuring the impact of prices on inequality: With Applications to Thailand and Korea. Journal of Economic Inequality 4: 181-207.

-        Loughrey, J., & Cathal O'Donoghue (2012). The impact of price changes on household welfare and inequality1999-2011. The Economic and Social Review, 43, (1): 31-66.

-        Jianwu He & Shantong Li. (2010). Predicting expenditure patterns across provinces in china based on aidads demand system. Development Research Center, the State Council of China, First Draft, Prepared for Thirteenth Annual Conference on Global Economic Analysis

-        John A. L. Cranfield et al. (2000). On the estimation of an implicitly additive demand system. Applied Economics, 32:1907-1915.

-        Creedy, J., & van de Ven, J. (1997). The distributional effects of inflation in Australia 1980- 1995. The Australian Economic Review, 30(2):125-43.

-        Creedy, J., & Sleeman, C. (2006). Analysis carbon taxation, prices and welfare in New Zealand. Ecological Economics 57 , pp333– 345

-        Creedy, J. (2014). Interpreting inequality measures and changes in inequality. Working Paper 11/2014

-        Muellbauer, J. (1974). Inequality measures, prices and household composition. Review of Economic Studies.

-        Rimmer, M. T., & Powell, A. A. (1996). An implicitly additive demand system. Applied Economics, 28: 1613- 1622.

-        King, M. A. (1981). Welfare analysis of tax reforms using household data. NBER technical working paper series. No.16.

-        Pollak, R. A., & Wales T.J. (1992).Demand system specification & estimation.  New York‌ Oxford University Press.