تقاضای تحصیلات و برآورد سهم تحصیلات در نابرابری درآمد

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار کروه اقتصاد دانشگاه رازی

2 مدیر گروه اقتصاد دانشگاه رازی

3 کرمانشاه-بلوار شهید بهشتی-دانشکده علوم اجتماعی-گروه اقتصاد

4 کارشناس ارشد اقتصاد دانشگاه رازی

چکیده

چکیده                                                 
این مقاله با استفاده از داده‌های سطح خرد خانوار در دوره زمانی 1389 - 1393 و مدل اقتصادسنجی لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته و تجزیه اکساکا و بلیندر و ماچادو متا به بررسی عوامل موثر بر تقاضای تحصیلات و تعیین سهم تحصیلات از نابرابری درآمد می‌پردازد. نتایج نشان می‌دهد افزایش سال‌های تحصیل والدین و کاهش تعداد فرزندان منجر به افزایش تقاضا برای تحصیلات می‌شود. همچنین نتایج حاصل از مدل‌های تجزیه نشان می‌دهد سهم تحصیلات در ایجاد نابرابری در دهک‌های پایین درآمد برابر با 6/0 و در دهک‌های بالای درآمدی برابر با 5/2 درصد است. به طور میانگین، سهم تحصیلات در ایجاد نابرابری در سال 1389 برابر با 46/1 و در سال 1393 برابر با 26/3 درصد است. برای افزایش کارایی تحصیلات در کشور، سیاست‌هایی از قبیل ایجاد ارتباط بین صنعت و دانشگاه، افزایش کیفیت تحصیلات و افزایش سرمایه‌گذاری در بخش‌های دارای بیشترین پیوند پیشین و پسین توصیه می‌شود.

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

امروزه تحصیلات به عنوان عامل بهبوددهنده وضعیت اقتصادی افراد (از طریق افزایش درآمد فرد) و جامعه (از طریق افزایش رشد تولید ناخالص داخلی) در نظر گرفته می‌شود. اهمیت ارتقای تحصیلات از دو منظر می‌تواند مورد توجه قرار گیرد: نخست، از دیدگاه اقتصاد کلان؛ سطح تحصیلات بالاتر منجر به افزایش سطح مهارت و توانایی افراد در بالفعل کردن استعدادهای بالقوه می‌شود؛ بنابراین، می‌تواند باعث افزایش رشد اقتصادی گردد؛ دوم، از لحاظ اقتصاد خرد؛ بسیاری از خانواده‌ها، سرمایه‌گذاری در سرمایه انسانی از طریق ارتقای سطح تحصیلات را به عنوان عامل از بین بردن فقر تلقی می‌کنند؛ به طوری که هر چه سطح تحصیلات افزایش یابد، به دلیل ارتقای بهره‌وری، سطح دستمزد نیز افزایش می‌یابد.

افزون بر این، در سطح خرد عامل محرک دیگر در ایجاد انگیزه برای افزایش سطح تحصیلات، وجهه اجتماعی سطح تحصیلات است که افراد با سطح تحصیلات بالاتر در جامعه از احترام بیشتری برخوردار هستند؛ بنابراین هم در سطح خرد و هم در سطح کلان این انگیزه وجود دارد که افراد برای افزایش سطح تحصیلات تقاضای بیشتری داشته باشند.

اما نکته مهم این است که برای کشورهای مختلف، میزان تاثیر تحصیلات بر رشد اقتصادی بسیار متغیر است. کشورهای توسعه‌یافته‌ای که به عنوان الگوی تاثیر مثبت افزایش تحصیلات بر رشد اقتصادی مورد توجه قرار می‌گیرند، اغلب از کیفیت تحصیلات مناسبی برخوردار بوده و اکثر مراکز پژوهشی و دانشگاه‌های مهم جهان را در خود جای داده‌اند. موفقیت این کشورها در به‌کارگیری نیروی کار تحصیل‌کرده در جهت افزایش تولید ناخالص داخلی، به این معنا نیست که تکرار روند فوق، برای تمام کشورها، نتیجه یکسان و مشابهی داشته باشد. البته تا چند سال گذشته، تصور می‌شد افزایش سطح تحصیلات باعث افزایش بهره‌وری افراد و در نتیجه، افزایش رفاه فردی و جامعه خواهد شد. بر پایه همین فرض، آموزش فراگیر، یکی از اهداف اصلی توسعه هزاره تعیین شد. اما پس از سال‌ها تجربه، روشن شده است میزان یادگیری و کیفیت آموزش تاثیر مهمی بر افزایش رفاه و تولید اقتصادی دارد. کشورهای در حال توسعه‌ای که افزایش سطح تحصیلات عالی را هدف خود قرار داده‌اند، اغلب نتوانسته‌اند آموزش موثر و با‌کیفیتی در مراکز آموزشی خود برقرار کنند. پس، نمی‌توان انتظار داشت میزان تاثیر آموزش بر دستمزد دریافتی فرد یا رشد اقتصادی بین این کشورها مشابه باشد. مشکل یاد شده که با مورد توجه قرار گرفتن کمیت آموزش بدون توجه به کیفیت آن در کشورهای در حال توسعه ایجاد شد، باعث شکل‌گیری معیار جدیدی در بحث تاثیر تحصیلات شد. در مجموع، می‌توان گفت اگر چه آموزش، رکن اصلی هر برنامه توسعه‌ای تلقی می‌شود؛ اما باید کیفیت آن، علاوه بر کمیت مورد توجه قرار گیرد (موسی‌زاده، 1393). بر پایه چنین تفکری، در سال‌های اخیر، میزان تقاضای تحصیلات از جانب خانوارها و افزایش عرضه دانشگاه‌ها و موسسات عالی باعث شده که میزان فارغ‌التحصیلان دانشگاهی در ایران روندی افزایشی را تجربه نماید.

سازمان‌دهی این مقاله به این صورت است: در بخش دوم به بیان نظریات مرتبط و مطالعات پیشین پرداخته می‌شود و در بخش سوم، روش تحقیق، شواهد آماری و تصریح مدل بیان می‌شود؛ بخش چهارم به برآورد مدل و تحلیل نتایج تخصیص یافته و در بخش پایانی، نتیجه‌گیری و پیشنهادها بیان می‌شود.

 

2. مروری بر ادبیات

در ادبیات نظری، تقاضای آموزش عالی از دو دیدگاه مورد توجه قرار گرفته است: در دیدگاه اول، آموزش عالی ماهیت کالای مصرفی دارد و بنابراین، رفتار افراد در خصوص آن، همانند سایر کالاهای مصرفی است؛ در دیدگاه دوم، آموزش عالی دارای ماهیت کالای سرمایه‌ای است؛ بنابراین، افراد در ارتباط با آن رفتار سرمایه‌گذاران را پیش می‌گیرند. براساس دیدگاه اول، نظریه نئوکلاسیک‌ و براساس دیدگاه دوم، نظریه سرمایه انسانی به نقل از بیکر[1] (1975) و مینسر[2] (1974) گسترش یافته است.

در نظریه نئوکلاسیک تقاضا برای تحصیلات، تابعی مثبت از درآمد خانوار و تابعی منفی از قیمت تحصیلات است؛ اما نظریه سرمایه انسانی، دیدگاهی سرمایه‌ای به تحصیلات دارد و بازدهی‌های خصوصی و اجتماعی را بررسی می‌کند. در این نظریه، افراد برای تقاضای تحصیلات از تحلیل هزینه و فایده استفاده می‌کنند که هزینه آن شامل هزینه‌های آموزشی و نیز درآمد از دست رفته ناشی از اشتغال به تحصیل در آموزش عالی است و درآمد آن شامل افزایش درآمد ناشی از افزایش تحصیلات است. تقاضا زمانی صورت می‌پذیرد که درآمدها بیش از هزینه‌ها باشد، که این امر به شرایط بازار کار و قدرت پیش‌بینی فرد در برآورد نیاز بازار به تحصیلات بستگی دارد. هر چه میزان تطابق نیاز بازار کار و تحصیلات افزایش یابد، ریسک سرمایه‌گذاری خصوصی در تحصیلات کاهش می‌یابد. نرخ بازدهی سرمایه‌گذاری‌های اجتماعی در آموزش عالی براساس هزینه و فایده اجتماعی به دست می‌آید و با نرخ بازدهی فردی (یا خصوصی) متفاوت است. سرمایه‌گذاری اجتماعی نیز با ریسک سرمایه‌گذاری مواجه است، در این مورد نیز هر چه تطابق نیاز بازار به نیروی کار متخصص و سرمایه‌گذاری در آموزش عالی افزایش یابد، بازدهی سرمایه‌گذاری افزایش می‌یابد. به عبارت دیگر، نیاز بازار به نیروی کار متخصص در تعادل با میزان فارغ‌التحصیلان باشد و بیکاری دانش‌آموختگان آموزش عالی به حداقل برسد.

سه دیدگاه کلی در سطح خرد (فرد)، کلان (کشور) و بنگاه‌ها در خصوص تقاضا برای تحصیلات وجود دارد: دیدگاه کلان معتقد است افزایش تحصیلات باعث افزایش بهره‌وری و رشد اقتصادی می‌شود؛ دیدگاه خرد معتقد است افراد به دلیل انتظار از دستمزدهای بالاتر و وجهه اجتماعی بهتر در آینده تقاضای تحصیلات دارند؛ تقاضا برای تحصیلات از نظر بنگاه‌ها معمولا غیرمستقیم و از طریق تقاضا برای نیروی انسانی متخصص صورت می‌گیرد؛ بنابراین، تقاضای افراد برای آموزش عالی با عنوان تقاضای اجتماعی و تقاضای بنگاه‌ها برای آموزش‌دیدگان آموزش عالی با عنوان تقاضای اقتصادی آموزش عالی بررسی می‌شود. بنابراین، همواره براساس سه دیدگاه یاد شده تقاضا برای تحصیلات وجود دارد. تحصیلات زمانی دارای بازدهی است که خروجی سه دیدگاه فوق در تعادل باشند و عدم تعادل هر کدام از دیدگاه‌ها باعث زیان هم در سطح خرد و هم در سطح کلان می‌شود. تعادل خروجی سه دیدگاه منجر به کاهش بیکاری دانش‌آموختگان و بالا بودن بازدهی تحصیلات می‌شود.  

برای تعیین میزان سهم تحصیلات در نابرابری درآمد از نظریه تبعیض سلیقه‌ای بیکر[3] (1957) استفاده می‌شود. بیکر[4] بیان می‌کند بعضی از کارفرمایان دارای ترجیحات شخصی در استخدام افراد هستند و تمایل دارند گروه خاصی از افراد را استخدام ‌کنند و دستمزد بالاتری نیز بپردازند. وی تفاوت دستمزد را به دو عامل تفاوت سرمایه انسانی و تبعیض نسبت می‌دهد و هر چه ترجیحات شخصی کارفرما در تعیین دستمزد بالاتر باشد، سهم تبعیض بالاتر است و هر چه میزان ترجیحات شخصی کارفرما پایین‌تر باشد، سهم تفاوت سرمایه انسانی بالاتر است.

از آنجا که این مقاله از دو بخش تشکیل شده است، ابتدا به مطالعات انجام شده در زمینه تقاضای تحصیلاتی و عوامل موثر بر آن پرداخته می‌شود، سپس مطالعات مربوط به تحصیلات و نابرابری درآمد بیان می‌شود.

قارون (1382) با استفاده از داده‌های بودجه خانوار برای سال 1381 و نیز مدل اقتصادسنجی لاجیت به بررسی تاثیر عوامل اقتصادی - اجتماعی خانوار بر تقاضای ورود به آموزش عالی پرداخت. نتایج نشان داد سطح تحصیلات والدین و وضعیت اقتصادی خانوار تاثیر مثبت بر احتمال تقاضای تحصیلات فرزندان دارد. در سایر کشورها، مطالعاتی مانند بلاندن و جرج[5] 2004 و کیان و اسمیاث[6] 2008 نتیجه گرفتند، سطح تحصیلی والدین اثر مثبت بر تعداد سال‌های تحصیل فرزندان دارد.

دونکو و آمیکوزنو[7] (2011) با مدل لاجیت دوتایی نشان دادند تحصیلات والدین اثر مثبت بر احتمال مخارج تحصیلات دارد. کوانگ[8] (2012) در مطالعه‌ای با استفاده از داده‌های بررسی استانداردهای زندگی خانوارهای ویتنام و مدل توبیت نشان داد درآمد خانوار تاثیر معناداری بر کل مخارج خانوار برای تحصیلات دارد. کنایا[9] (2013) در مطالعه‌ای عوامل موثر بر مخارج آموزش خصوصی در مالزی با استفاده از داده‌های مخارج خانوار برای دوره 2004 و 2005 را بررسی کرد. نتایج نشان داد کل مخارج خانوار، سطح تحصیلات سرپرست خانوار، جنسیت سرپرست خانوار، تعداد بچه‌های در سن مدرسه و مالکیت خانه از عوامل موثر بر مخارج تحصیلات هستند.

برتری این مقاله نسبت به مطالعات انجام شده این است که در بعضی از مطالعات از لاجیت دوتایی استفاده شده است که بسیار محدود است و تغییرات ترجیحات خانوارها را در نظر نمی‌گیرد. به عنوان مثال، کسی که دارای تحصیلات لیسانس است، نسبت به کسی که دارای تحصیلات دیپلم است، عکس‌العمل متفاوتی را به تغییرات متغیرهای مستقل دارد. به عبارت دیگر، عکس‌العمل افراد در گروه‌های تحصیلی متفاوت نسبت به تغییر متغیرهای توضیحی نامتقارن است و لاجیت دوتایی چنین نامتقارنی را تنها برای دو گروه لحاظ می‌کند که دارای اشکال اساسی است و مقاله حاضر از 4 گروه استفاده کرده که نسبت به سایر مطالعات، نامتقارنی را بهتر مورد توجه قرار می‌دهد.

مطالعاتی در زمینه رابطه تحصیلات و نابرابری درآمد انجام شده است. درستکار و کفایی (1386) در تحقیقی نشان دادند افزایش سطح سواد باعث بهبود توزیع درآمد می­گردد. ولی تشدید پراکندگی سواد، توزیع درآمد را بدتر می­کند. مهربانی (1387) در مقاله‌ای با استفاده از داده‌های 91 کشور با سطوح متفاوت سرمایه انسانی نشان داد افزایش ثبت نام در مقطع دبیرستان و افزایش مخارج آموزشی نسبت به تولید باعث کاهش فقر و نابرابری می‌شود. خلخالی و همکاران (1389) در مقاله خود نشان دادند سطوح مختلف آموزش سبب کاهش نابرابری شده و همچنین افزایش آموزش دولتی نسبت به خصوصی سبب کاهش بیشتر نابرابری خواهد شد.

تحلیل مطالعات انجام شده نشان می‌دهد همه آنها در بعد کلان به بررسی اثر آموزش بر نابرابری می‌پردازند؛ در حالی که این مقاله از بعد خرد و در سطح خانوار مسئله را مورد بررسی قرار می‌دهد. در واقع، مطالعات انجام شده، نابرابری را به عنوان یک پدیده نامطلوب در نظر می‌گیرد؛ در حالی که مقاله حاضر با استفاده از روش‌های نوین نشان می‌دهد قسمتی از نابرابری برای اقتصاد ضروری است که با عنوان نابرابری کارا و نابرابری ناشی از تفاوت سرمایه انسانی تعریف می‌شود.

مطالعات موجود تنها بیان می‌کنند که اثر آموزش بر نابرابری کاهشی است؛ در حالی که مقاله حاضر سهم تحصیلات را در نابرابری تعیین می‌کند و بازدهی آن را مورد بررسی قرار می‌دهد. در واقع، مسئله اصلی برای این مقاله مفید بودن تحصیلات در جامعه است و به این سوال پاسخ می‌دهد که آیا روند افزایشی فارغ‌التحصیلان در سال‌های اخیر دارای بازخورد مثبتی بر اقتصاد بوده است؟ بنابراین، هدف و روش تحلیل نیز متفاوت است؛ زیرا این مقاله از مدل‌های تجزیه استفاده می‌کند؛ در حالی که مطالعات قبلی از رگرسیون استفاده نموده‌اند.

 

3. روش تحقیق

 در مدل‌‌های پروبیت[10] و لاجیت دوگانه، انتخاب تصمیم‌گیرندگان از بین دو گزینه صورت می‌گیرد. این در حالی است که در دنیای واقعی، اغلب انتخاب‌هایی وجود دارد که شامل بیش از دو گزینه است. دو طیف گسترده از این سری‌های انتخاب وجود دارد که شامل ترتیبی و غیرترتیبی می‌باشند. با توجه به این که سطوح تحصیلی فرزندان رتبه‌بندی شده است؛ بنابراین در این مقاله از مدل لاجیت ترتیبی استفاده شده است.

الگوی لاجیت ترتیبی مبتنی بر یک متغیر پنهان گسسته است که به منظور تعیین تأثیر متغیرهای توضیحی بر تعداد سطوح تحصیلی و همچنین نحوه‌ تأثیر هر متغیر بر احتمال قرار گرفتن در چهار گروه سطوح تحصیلی مختلف استفاده می‌شود. این مدل به صورت زیر انتخاب می‌شود.

(1)                                                                      

 

در فرمول (1)   متغیر پیوسته سطوح تحصیلات، β بردار پارامترهایی است که بایستی برآورد شوند؛ Xi  بردارK´1  از متغیرهای توضیحی است که شامل متغیرهایی چون درآمد، سن، سطح تحصیلات پدر و مادر، تعداد فرزندان و غیره است.   نیز یک متغیر تصادفی و بیانگر خطاهای تصادفی است که دارای توزیع لجستیک است. اگر فرض شود  متغیری گسسته و قابل مشاهده است که بیانگر سطوح مختلف تحصیلات i است، ارتباط میان متغیر غیرقابل مشاهده و قابل مشاهده، از الگوی لاجیت ترتیبی به صورت رابطه (5) پیروی می‌کند (نصرتی و همکاران، 1392: 232).

(2)

 
 
 
 

در رابطه (2) ، µ ها آستانه‌هایی هستند که پاسخ‌های مشاهده شده‌ گسسته را تعریف می‌کنند و بایستی برآورد شوند و n اندازه‌ نمونه مورد بررسی می‌باشد‌. مدل (2) با استفاده از روش حداکثر راستنمایی برآورد می‌شود. یکی از فروض اساسی رگرسیون لاجیت ترتیبی     (و پروپیت ترتیبی) این است که ارتباط میان هر جفت از گروه‌ها یکسان باشد؛ بنابراین، تنها یک مجموعه از ضرایب (تنها یک مدل) وجود دارد. آزمون رگرسیون‌های موازی[11] (آزمون برنت)، منطقی بودن قضیه برابری پارامترها برای تمامی گروه‌ها را ارزیابی می‌کند؛ به عبارت دیگر، چنانچه فرضیه صفر آزمون‌ برنت مبنی بر یکسان بودن ضرایب برای تمامی گروه‌ها، مورد قبول واقع شود؛ نشانگر آن است که پارامترهای وضعیت برای تمام گروه‌های پاسخ یکسان هستند. پارامترهای برآورد شده از طریق روش حداکثر راست‌نمایی برآورد می‌شوند (نصرتی و همکاران، 1392: 233).

 

(3)

 

در رابطه (3)،  یک متغیر دوتایی است، زمانی که گروه مشاهده شده برای خانوار  i=j  باشد، مساوی یک و در غیر این صورت صفر خواهد شد. اثر نهایی یک واحد تغییر در پیش‌بینی‌کننده‌  بر احتمال طبقه j به صورت رابطه (4) محاسبه می‌شود:

(4)

 

       در رابطه (4)،  تابع توزیع نرمال استاندارد (برای مدل پروبیت ترتیبی) یا لاجستیک (برای مدل لاجیت ترتیبی) می‌باشد.

اثر نهایی متغیرهای موهومی بر متغیر وابسته نیز با استفاده از رابطه (5) محاسبه می‌شود.

(5)

 

 

با توجه به این که اثر نهایی به مقادیر تمامی متغیرهای توصیحی وابسته است؛ تصمیم‌گیری برای به کارگیری مقادیر متغیرها در برآورد، بسیار مهم است. معمولا اثر نهایی در مقادیر میانگین متغیرها محاسبه می‌شود. با توجه به این که مجموع احتمالات، همواره برابر با یک است، بنابراین مجموع اثرات نهایی برای هر متغیر برابر با صفر خواهد بود. گفتنی است محاسبه اثرات نهایی برای متغیرهای دوتایی به صورت مستقیم انجام نمی‌شود؛ در این مورد اثر نهایی به صورت اختلاف میان احتمالات در دو حالت ممکن محاسبه می‌شود.

یکی از مشکلات اصلی برای مدل‌های لاجیت ترتیبی، واکنش متقارن متغیر وابسته به تغییرات متغیرهای مستقل است؛ برای مثال، اگر ضریب متغیر مستقل مثبت باشد، تفسیر به این صورت است که هر چه متغیر مستقل افزایش یابد، میزان احتمال قرار گرفتن در سطوح بالاتر از متغیر وابسته افزایش می‌یابد؛ اما در واقعیت فردی که دارای تحصیلات عالی است، نسبت به فردی که دارای تحصیلات دیپلم است، عکس‌العمل متفاوتی به تغییرات متغیرهای مستقل دارند. به عبارت دیگر، تمایل‌ها برای دو گروه متفاوت است؛ بنابراین واکنش‌ها نامتقارن هستند، وجود چنین عکس‌العمل‌های نامتقارن با استفاده از مدل لاجیت تعمیم‌یافته تعیین‌پذیر است؛ آزمون برنت در واقع نامتقارن بودن واکنش‌ها را در سطوح مختلف متغیر وابسته آزمون می‌کند. در صورت نقض فرض رگرسیون‌های موازی، مدل لاجیت ترتیبی مدل مناسب جهت برآورد پارامترها نخواهد بود؛ بنابراین، لزوم استفاده از مدل لاجیت ترتیبی تعمیم یافته وجود دارد (ویلیامز، 2006: 59). مدل لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته به وسیله رابطه (6) قابل تعیین است.

(6)

 

 

در رابطه (6)، M تعداد گروه‌های متغیر وابسته ترتیبی است. با استفاده از رابطه (6)، احتمال این که y  هریک از مقادیر 1،2،3،....M  را بگیرد برابر است با:

(7)              

 

 

 

 

به طور خلاصه، سه حالت کلی برای مدل لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته وجود دارد؛ در مدل (8) لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته بدون محدودیت، مقادیر β میان سطوح مختلف j متفاوت است؛ در مدل (9)، احتمالات متناسب، حالتی که در آن مقادیر β میان سطوح مختلف j یکسان است؛ و در مدل (10)، حالتی که تنها بعضی از مقادیر β میان سطوح مختلف j متفاوت است (ویلیامز 2010: 5).

(8)

 

(9)

 

(10)

 

 

سه مدل (8-10) نشان می‌دهد عکس‌العمل متغیر وابسته در سطوح مختلف ممکن است نسبت به تغییرات متغیر مستقل یکسان باشد و در بعضی نامتقارن باشد، به عبارتی سه مدل یاد شده تمام احتمالات ممکن را پوشش می‌دهند.

با توجه به موضوع مقاله و همچنین ساختار داده‌های در دسترس از الگوی لاجیت ترتیبی استفاده می‌شود که به صورت تجربی به صورت معادله (11) قابل نمایش است.

(11)

 

در معادله (13)، y نشان‌دهنده سطوح تحصیلات، age، سن سرپرست خانوار، age2 مربع سن سرپرست خانوار،  incomeمجموع درآمد کل خانوار،  numchiتعداد فرزندان یک خانوار، empsar متغیر مجازی اشتغال سرپرست خانوار (شاغل یک و بیکار صفر)،  empmothمتغیر مجازی اشتغال مادر خانوار (شاغل یک و بیکار صفر)،edusar و edumoth به ترتیب تعداد سال‌های تحصیل سرپرست خانوار و مادر، urban، شهرنشینی برابر یک و روستایی برابر صفر، profs، clerks و craft به ترتیب متغیر مجازی مشاغل تخصصی، خدمات دفتری و فروش و صنعتگری است.

نابرابری درآمد ناشی از دو عامل مهم است: عامل اول، نابرابری ناشی از تفاوت سرمایه انسانی و عامل دوم، نابرابری ناشی از تبعیض یا تفاوت جبران دستمزد برای سطح یکسانی از سرمایه انسانی است؛ به عبارتی اگر تفاوت سرمایه انسانی از قبیل تحصیلات، سهم بیشتری را در ایجاد نابرابری درآمد داشته باشد؛ در این صورت، نابرابری برای رشد اقتصادی مفید است و نشان‌دهنده موثر بودن تحصیلات در کاهش فقر است؛ زیرا افراد با سطح تحصیلات متفاوت دارای کارایی متفاوت و بنابراین، دستمزد متفاوت هستند؛ اما در صورتی سهم تبعیض بالاتر باشد، نابرابری برای اقتصاد زیان‌بار است؛ بنابراین، برای تعیین کارا بودن تحصیلات از مدل‌های تجزیه اکساکا بلیندر[12](در میانگین) و ماچادو و متا[13](در چندک‌های متفاوت) استفاده می‌شود. این مدل‌ها قادرند سهم تحصیلات را از سایر عوامل از قبیل تبعیض در تعیین نابرابری درآمد مجزا نمایند که به صورت معادله (12) و (13) هستند، بر طبق مدل‌های تجزیه هر چه سهم تحصیلات در ایجاد نابرابری افزایش یابد، میزان اثرگذاری تحصیلات افزایش یافته و تحصیلات به عنوان ابزاری جهت کاهش سهم نابرابری درآمد ناشی از تبعیض مطرح است.

(12)

 

(13)

 

 در معادله (12) نشان‌دهنده تفاوت درآمد دو گروه دارای درآمد بالا (u) و گروه دارای درآمد پایین (l) است، همچنین  جبران دستمزد به ازای سطح تحصیلات مشخص برای گروه درآمد بالا است، x در هر گروه نشان‌دهنده میزان تحصیلات است؛ بنابراین، جزء اول سمت راست معادله‌های (12) و (13) نشان می‌دهد اگر به هر دو گروه دستمزد برابری معادل با  به ازای سطح تحصیلات مشخص داده شود؛ چه میزان از نابرابری درآمد به علت تفاوت xها یا تحصیلات است؛ اما جزء دوم نشان می‌دهد اگر میزان تحصیلات در هر دو گروه یکسان باشد، چه میزان از نابرابری درآمد به علت تفاوت جبران‌ها یا  ها است. بنابراین جزء اول، نشان‌دهنده نابرابری ایجاد شده به وسیله تحصیلات است و جزء دوم، نابرابری ناشی از سایر عوامل از جمله تبعیض می‌باشد. معادله (12) نابرابری را در سطح میانگین اندازه‌گیری می‌کند، اما معادله (13) نابرابری را در چندک‌های مختلف  اندازه‌گیری می‌کند.

3-1. تجزیه و تحلیل داده‌ها

برای بررسی هدف اصلی مقاله از داده‌های هزینه- درآمد خانوار مرکز آمار استفاده می‌شود. متغیر اصلی، سطوح تحصیلی برای فرزندان خانوار بر اساس 4 سطح تحصیلی سیکل و پایین‌تر، پیش‌دانشگاهی و دیپلمه، لیسانس و در نهایت، طبقه چهارم، دارای تحصیلات عالی و بالاتر از لیسانس می‌باشند. جدول (1) روند کلی داده‌های مورد بررسی را نشان می‌دهد.

 

جدول 1. روند کلی داده‌های مورد بررسی

متغیرهای مورد استفاده

1389

1390

1391

1392

1393

تعداد مشاهدات

47069

45605

43753

37915

33675

سال تحصیل مادر

68/3

89/3

02/4

47/4

02/5

سال تحصیل سرپرست

04/5

21/5

36/5

41/5

89/5

درآمد کل خانوار(میلیون ریال)

64/59

68/67

73/83

9/108

12/123

تعداد فرزندان

33/3

23/3

12/3

97/2

41/2

شهری

46/0

46/0

46/0

47/0

48/0

اشتغال زنان

15/0

14/0

15/0

15/0

16/0

اشتغال سرپرست خانوار

88/0

88/0

88/0

884/0

89/0

نسبت افراد سطوح تحصیلی متفاوت[14]

سطح 1

579/0

568/0

562/0

581/0

587/0

سطح 2

372/0

373/0

367/0

3476/0

331/0

سطح 3

047/0

056/0

066/0

066/0

075/0

سطح 4

002/0

003/0

004/0

0054/0

0068/0

نسبت افراد در مشاغل مختلف[15]

شغل‌های تخصصی و تکنسین

093/0

090/0

088/0

09/0

094/0

خدمات دفتری و فروش

111/0

111/0

108/0

10/0

113/0

صنعت کار

239/0

238/0

244/0

24/0

241/0

شغل‌های ساده و ساختمانی

455/0

459/0

458/0

474/0

482/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

جدول (1) نشان می‌دهد که سال‌های تحصیل برای سرپرست خانوار بزرگ‌تر از مادر است؛ متوسط سال‌های تحصیل سرپرست و مادر خانوار در سال 1389 به ترتیب برابر با 04/5 و 68/3 و در سال 1393 برابر با 89/5 و 02/5  است. تحلیل نسبت‌های مشاغل در جدول (1) نشان می‌دهد تقریبا 70 درصد افراد در مشاغل صنعت‌کاری و مشاغل ساده و ساختمانی فعالیت می‌کنند؛ همچنین نسبت افراد مشغول در فعالیت‌های خدماتی فروش و دفتری در سال 1393 افزایش یافته است.

نتایج حاصل از طبقه‌بندی تحصیلات در چهار گروه به این صورت است که در سال 1389، 57 درصد افراد، دارای تحصیلات سیکل به پایین بوده و 2/0 درصد دارای تحصیلات عالی یعنی تحصیلات لیسانس به بالا هستند؛ این نسبت‌ها در سال 1393 برای افراد دارای تحصیلات زیر سیکل برابر با 58 درصد و افراد دارای تحصیلات عالی برابر با 6/0 درصد هستند؛ داده‌های مورد استفاده نشان می‌دهند که نسبت افراد دارای تحصیلات دیپلم کاهش یافته است؛ اما نسبت افراد دارای تحصیلات عالی و لیسانس افزایش یافته است؛ بنابراین روند افزایشی خروجی دانشگاه‌ها زمانی باعث بهبود توزیع درآمد می‌شود که تحصیلات عالی دارای کیفیت بالاتر و بازدهی بالاتر در صنعت و بخش‌های اقتصادی باشند، در غیر این صورت افزایش سطح آموزش عالی تنها باعث هدررفتن منابع جامعه می‌شود.

 

4. برآورد مدل و تحلیل نتایج

برای برآورد مدل ابتدا بایستی متفاوت بودن اثر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته در گروه‌های مختلف تحصیلی با رتبه 1 تا 4 مورد آزمون قرار گیرد، نتایج حاصل از آزمون برنت در جدول (2) نشان می‌دهد فرضیه رگرسیون موازی برای بسیاری از متغیرها به غیر از خدمات دفتری فروش و شغل‌های تخصصی پذیرفته نشده است؛ بنابراین از تحلیل مدل لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته استفاده می‌شود.

 

 

 

 

جدول2. آزمون برنت (متغیر وابسته: سطوح تحصیلی چهارگانه)

آزمون برنت

متغیرهای توضیحی

***67/276

سن

***3/134

مربع سن

***25

اشتغال پدر

***73/16

اشتغال مادر

***11/42

درآمد خانوار

***98/62

تحصیلات مادر

***24/44

تحصیلات پدر

***23/10

تعداد فرزندان

49/1

شغل تخصصی و تکنسین

75/0

خدمات دفتری و فروش

***91/11

صنعت کار

***54/29

شهری بودن

***28/2976

آماره کل آزمون برنت

*** معناداری ضریب در سطح 99 درصد؛ ** معناداری ضریب در سطح 95 درصد؛ * معناداری ضریب در سطح 90 درصد است.

 

4-1. مدل لاجیت تعمیم‌یافته

جدول (3) نتایج حاصل از برآورد مدل لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته را نشان می‌دهد. ستون اول اثر عوامل توضیح‌دهنده را بر تقاضای تحصیلات در گروه دارای سطح تحصیلات پایین‌تر از سیکل را نشان می‌دهد، ستون دوم و سوم به ترتیب اثر عوامل مختلف بر تقاضای تحصیلات در گروه‌های سطح تحصیلات دیپلم و لیسانس را نشان می‌دهد. در واقع، ستون اول، گروه دارای تحصیلات پایین‌تر از سیکل را با گروه‌های با سطح تحصیلات بالاتر مقایسه می‌کند؛ ستون دوم، گروه دارای تحصیلات متوسطه و پایین‌تر از سیکل را با گروه‌های دارای تحصیلات لیسانس و بالاتر از لیسانس مقایسه می‌کند؛ از این رو، ضرایب مثبت نشان می‌دهد که مقادیر بیشتر متغیر توضیحی احتمال قرارگیری پاسخ‌دهندگان در سطوح بالاتر تقاضا برای تحصیلات نسبت به سطح جاری را افزایش می‌دهد؛ در حالی که ضرایب منفی نشان می‌دهند که مقادیر بالاتر متغیر توضیحی، احتمال بودن در گروه جاری یا گروه پائین‌تر را افزایش می‌دهد. میزان ضریب تعیین برای برآورد لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته برابر با 1277/0 است که این مقدار برای مدل‌های احتمالاتی نسبتا مناسب است. آماره نسبت راست‌نمایی برابر 76/38910  است که نشان می‌دهد مدل از نیکویی برازش برخوردار است.

 

جدول 3. تخمین مدل لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته (متغیر وابسته: سطوح تحصیلی)

سطح 3

سطح 2

سطح 1

متغیرهای توضیحی

***714/0

***698/0

***458/0

سن

(33/16)

(78/60)

(4/105)

 

***00496/0-

***00512/0-

***00359/0-

مربع سن

(44/14-)

(86/53-)

(96/91-)

 

0822/0

***209/0-

***0829/0-

اشتغال پدر

(868/0)

(718/7-)

(673/4-)

 

***26/0-

***26/0-

***26/0-

اشتغال مادر

(22/17-)

(22/17-)

(22/17-)

 

***000619/0

***00063/0

***000334/0

درآمد خانوار

(53/3)

(49/11)

(276/6)

 

***0764/0

***0258/0

***0128/0

تحصیلات مادر

(545/6)

(826/7)

(895/6)

 

***109/0

***0779/0

***0625/0

تحصیلات پدر

(52/10)

(5/26)

(3/36)

 

**0603/0-

***0339/0-

***01/0-

تعداد فرزندان

(035/2-)

(84/4-)

(784/2-)

 

**0531/0

**0531/0

**0531/0

تخصص و تکنسین

(399/2)

(399/2)

(399/2)

 

***203/0

***203/0

***203/0

دفتری و فروش

(12/11)

(12/11)

(12/11)

 

123/0-

***146/0

***247/0

صنعت کار

(031/1-)

(203/5)

(25/17)

 

***603/0

***551/0

***444/0

شهری بودن

(867/5)

(79/22)

(06/37)

 

***78/30-

***63/25-

***4/14-

عرض از مبدا

(13/22-)

(11/74-)

(9/119-)

 

174354

174354

174354

تعداد مشاهدات

*** معناداری ضریب در سطح 99 درصد؛ ** معناداری ضریب در سطح 95 درصد؛ * معناداری ضریب در سطح 90 درصد است. اعداد داخل پرانتز نشان دهنده آماره Z ضرایب هستند.

 

شاغل بودن سرپرست خانوار تنها در دو گروه اول اثر منفی معنادار بر تقاضا برای تحصیلات فرزندان دارد؛ اما در گروه سوم، این اثر مثبت و غیرمعنادار است؛ بنابراین، نقش والدین در افزایش سطح تحصیلات فرزندان غیرقابل انکار است، این نقش برای مادر خانواده مهم‌تر از سرپرست خانوار است.

درآمد خانوار در تمام گروه‌ها تاثیر مثبت بر تقاضای تحصیلات فرزندان دارد، سطح تحصیلات مادر و سرپرست خانوار نیز تاثیر مثبت بر تقاضای تحصیلات فرزندان دارد، هر چه سطح تحصیلات والدین افزایش یابد، همواره این انگیزه وجود دارد که فرزندان نیز تقاضای بیشتری برای سطوح بالاتر از تحصیلات داشته باشند. ضرایب برآورد شده بعد خانوار نشان می‌دهد که افزایش بعد خانوار منجر به کاهش احتمال قرارگیری افراد در سطح بالایی از تحصیل می‌شود؛ یعنی این که خانوارهای با جمعیت بالا احتمالا دارای تحصیلات پایین‌تری هستند. افرادی که در شهرها زندگی می‌کنند، در هر سطح تحصیلی، احتمال قرارگیری در سطوح بالاتر از تحصیل بیش از احتمال قرارگیری در سطوح پایین‌تر از تحصیل است.

با توجه به عدم تفسیر کمی مقادیر ضرایب جدول‌های (2 و3)، اثرات نهایی برای گروه‌های مختلف خانوارها از نظر سطح تحصیلات فرزندان محاسبه شده است و به صورت جدول (4) گزارش شده است. اثر نهایی متغیر مجازی اشتغال سرپرست خانوار به صورت تغییر از صفر به یک موجب افزایش احتمال سطح تحصیلات در گروه سطح 1 به اندازه 020/0 می‌شود؛ اما تغییر وضعیت شغلی سرپرست خانوار در گروه دوم و سوم منجر به کاهش احتمال قرارگیری فرزندان در تحصیلات بالاتر می‌شود؛ بنابراین، زمانی که سرپرست خانوار شاغل است، هزینه زیادی برای تحصیلات فرزندان صرف می‌کند؛ اما این افزایش هزینه در سطح 2 و 3 کارایی ندارد و منجر به بالا رفتن سطح تحصیلات فرزندان نمی‌شود. بیشترین اثر منفی از لحاظ قدر مطلق مربوط به سطح 2 است؛ بنابراین با احتمال بالایی فرزندان دارای سطح تحصیلات دیپلم هستند. اثرات نهایی متغیر اشتغال مادران نیز دارای روندی مانند اشتغال سرپرست خانوار است؛ بنابراین، سرپرست شاغل و مادر شاغل سعی می‌کند فرزند خود را در مدارس پرهزینه ثبت نام نماید، بنابراین فرزندان آنها به صورت طبیعی مقطع دیپلم را دریافت می‌کنند؛ اما پس از کسب دیپلم، فرزندان والدین شاغل تمایلی برای ادامه تحصیل ندارند؛ هرگونه تغییر وضعیت سرپرست و مادر خانواده منجر به کاهش احتمال تقاضا برای تحصیلات بالاتر در گروه دارای سطح تحصیلات 2، 3 و 4 می‌شود.

افزایش سال‌های تحصیل والدین به اندازه یک سال در گروه‌های مختلف اثرات متفاوتی دارند، به این صورت که در گروه اول موجب کاهش احتمال افزایش سطح تحصیلات فرزندان می‌شود، اما در سایر گروه‌ها افزایش سال‌های تحصیل والدین موجب افزایش احتمال تقاضا برای تحصیلات می‌شود. بنابراین، در گروه اول، افزایش یک سال به سال‌های تحصیل مادر، موجب کاهش احتمال افزایش تقاضا برای تحصیلات به اندازه 003/0 می‌شود؛ اما افزایش یک سال به تحصیلات سرپرست خانوار موجب کاهش احتمال افزایش تقاضا برای تحصیلات به اندازه‌ 015/0 می‌شود؛ در سایر گروه‌ها افزایش سطح تحصیل سرپرست و مادر منجر به افزایش احتمال تقاضا برای تحصیلات فرزندان می‌شود، بیشترین اثر مثبت تحصیلات والدین در گروه دوم است؛ بنابراین، احتمال بیشتری وجود دارد که فرزندان دارای تحصیلات لیسانس باشند. افزایش بعد خانوار در سطح گروه اول منجر به افزایش احتمال تقاضا برای تحصیل در مقاطع بالاتر می‌شود؛ بنابراین در سطح 1 افزایش یک نفر به بعد خانوار موجب افزایش احتمال تقاضا برای سطوح بالاتر از تحصیل به اندازه 0024/0 می‌شود. اما این اثر در سطوح بالاتر از تحصیل موجب کاهش احتمال تقاضا برای سطوح بالاتر به اندازه 0016/0 در سطح 2 می‌شود. اثر افزایش تعداد فرزندان خانوار در سطوح بالاتر از تحصیل به سمت صفر نزدیک است و در سطح 4 این اثر تقریبا صفر است؛ بنابراین می‌توان بیان کرد که تقاضا برای سطوح تحصیلی بالاتر ممکن است، به عوامل اقتصادی- اجتماعی خانوار بستگی نداشته باشد، بلکه به عواملی مانند وضعیت بازار کار و یا وضعیت شغلی فرد بستگی داشته باشد.

جدول 4. اثرات نهایی برآورد شده برای مدل لاجیت ترتیبی تعمیم‌یافته

(متغیر وابسته: سطوح تحصیلی)

متغیر توضیحی

سطح 1

سطح 2

سطح 3

سطح4

سن

***1102/0

***0938/0

***0158/0

***0006/0

 

(36/107)

(09/93)

(21/69)

(51/14)

مربع سن

***001/0-

***001/0-

***000/0-

***000

 

(35/93-)

(52/82-)

(29/61-)

(69/13)

اشتغال پدر

***02/0

***014/0-

***005/0-

0001/0

 

(65/4)

(56/3-)

(25/7-)

(9/0)

اشتغال مادر

***061/0

***055/0-

***005/0-

***0002/0-

 

(64/17)

(52/17-)

(63/17-)

(77/8-)

درآمد خانوار

***000/0-

***0001/0

***0000/0

***000

 

(28/6-)

(62/5)

(95/10)

(37/3)

تحصیلات مادر

***003/0-

***0024/0

***0005/0

***001/0

 

(9/6-)

(67/5)

(13/7)

(55/5)

تحصیلات پدر

***015/0-

***0132/0

***0018/0

***00009/0

 

(3/36-)

(86/32)

(25/24)

(86/7)

تعداد فرزندان

***002/0

**002/0-

***001/0-

**000/0

 

(78/2)

(91/1-)

(61/4-)

(99/1)

تخصص و تکنسین

***012/0-

***0115/0

***0012/0

**00004/0

 

(41/2-)

(41/2)

(44/2)

(38/2)

دفتری و فروش

***049/0-

***0444/0

***005/0

***0002/0

 

(11-)

(08/11)

(15/10)

(16/7)

صنعت کار

***06/0-

***0566/0

***0037/0

0001/0-

 

(11/17-)

(71/16)

(23/5)

(06/1-)

شهری بودن

***106/0-

***093/0

***013/0

***0005/0

 

(23/37-)

(57/33)

(8/20)

(23/5)

*** معناداری ضریب در سطح 99 درصد؛ ** معناداری ضریب در سطح 95 درصد؛ * معناداری ضریب در سطح 90 درصد است. اعداد داخل پرانتز نشان‌دهنده آماره Z ضرایب هستند.

4-3. مدل‌های تجزیه

برای تعیین سهم تحصیلات از کل نابرابری درآمد، تنها از متغیر توضیحی سال‌های تحصیل و متغیر وابسته درآمد استفاده می‌شود. نمودار (2) نشان می‌دهد میزان نابرابری در دهک‌های پایین درآمدی در هر دو سال 1389 و 1393 نسبت به دهک‌های بالای درآمدی پایین می‌باشد؛ اما میزان نابرابری در دهک‌های بالای درآمدی در سال 1393 نسبت به سال 1389 تفاوت فاحش دارد. نمودار (2) مربوط به سال 1389 نشان می‌دهد که از دهک پنجم به بعد این روند دارای نرخ فزاینده‌ای است. روند روبه صعودی در سال 1393 از دهک سوم افزایش یافته است، سهم تحصیلات در ایجاد نابرابری در سال 1389 و در دهک‌ اول 5/0 درصد است و این سهم در دهک نهم به 3/2 درصد افزایش یافته است. همچنین در سال 1393 در تمام دهک‌ها سهم تحصیلات افزایش یافته است، اما این افزایش چندان قابل تامل نیست، طوری که در سال 1393 سهم تحصیلات در ایجاد نابرابری در دهک اول و نهم به ترتیب برابر با 6/0 درصد و 5/2 درصد است. در سال 1389 و سال 1393 هر چه به سمت دهک‌های بالای درآمدی نزدیک می‌شویم، میزان سهم تحصیلات در ایجاد نابرابری افزایش می‌یابد.

 

   

سال 1389

سال 1393

 

نمودار 2. تجزیه درآمد ماچادو و متا

 

Coefficien، میزان نابرابری ناشی از سایر عوامل، Characteristic نابرابری ناشی از تحصیلات، Predicted Gap شکاف درآمد پیش‌بینی شده است.

تجزیه اکساکا بلیندر نیز نشان می‌دهد که نابرابری رو به افزایش بوده است؛ به طوری که شکاف درآمد در سال 1389 برابر با 74 و در سال 1393 برابر با 126 می‌باشد، اما جدول (5) نشان می‌دهد که تاثیر میزان نابرابری در تحصیلات بر نابرابری درآمد در سال 1389 برابر با 09/1 است؛ این در حالی است که این اثر در سال 1393 برابر با 13/4 است، بنابراین به طور جبری میزان اثر افزایش یافته است؛ اما به طور نسبی، سهم تحصیلات در نابرابری در سال 1389 برابر با 5/1 درصد بوده است و در سال 1393 این سهم برابر با 3/3 درصد است که نشان‌دهنده کارا بودن تفاوت‌های درآمدها بوده است ولی سهم کارا بودن ناچیز است. در تمام سال‌های مورد مطالعه میزان سطح تحصیلات گروه با درآمد بالا بزرگ‌تر از سطح تحصیلات گروه با درآمد پایین است؛ بنابراین، طبیعی است که اثر تحصیلات بر نابرابری مثبت باشد.

 

جدول 5. تجزیه اکساکا بلیندر

1393

1392

1391

1390

1389

سال

1/39

1/35

6/33

7/32

8/31

درآمد پایین

(3/196)

(5/215)

(2/232)

(9/275)

(258)

 

5/166

9/139

2/121

110

9/105

درآمد بالا

(4/231)

(8/163)

(8/132)

(3/200)

(161)

 

3/126-

8/104-

4/87-

2/77-

1/74-

تفاوت درآمد

(1/93-)

(5/120-)

(7/94-)

(5/137-)

(6/110-)

 

13/4-

18/2-

79/1-

27/1-

08/1-

توضیح داده شده

(6/11-)

(8/10-)

(54/8-)

(27/9-)

(78/5-)

 

1/122-

6/102-

7/85-

9/75-

9/72-

توضیح داده نشده

(3/135-)

(6/115-)

(7/90-)

(9/131-)

(1/105-)

 

تمام محاسبات در سطح 99 درصد معنادار هستند.

 

گروه درآمد پایین، شامل افراد واقع در 5 دهک پایین درآمدی، گروه درآمد بالا شامل افراد واقع در 5 دهک بالای درآمدی، جزء توضیح داده شده، مقداری از نابرابری که توسط تحصیلات توضیح داده می‌شود، جزء توضیح داده نشده، میزانی از نابرابری درآمد که توسط تحصیلات توضیح داده نمی‌شود.

 

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادها

هدف این مقاله این بود که چه عواملی در سطح خرد، منجر به افزایش تقاضای تحصیلات از جانب افراد می‌شود و آیا تحصیلات در ایران سهم قابل قبولی در کاهش نابرابری درآمدها دارد؟ برای پاسخ به سوالات از داده‌های بودجه خانوار مرکز آمار برای بازه زمانی 1389 - 1393 استفاده شد. نتایج مقاله نشان داد افزایش سطح تحصیلات والدین و کاهش بعد خانوارها و تمایل والدین به داشتن فرزندان با کیفیت باعث افزایش تقاضا برای تحصیلات شده است، اما سهم اندکی در کاهش نابرابری درآمد دارد. یکی از دلایل عمده برای کاهش سهم تحصیلات در نابرابری درآمدها افزایش موسسات فاقد استاندارد آموزشی، عدم تناسب بین شغل و تحصیلات، عدم نزدیکی سرمایه انسانی با سرمایه فیزیکی و عدم ارتباط بین دانشگاه و صنعت است. با توجه به ضعیف بودن بخش‌های داخلی در جذب نیروی کار، آینده‌ اقتصاد ایران با وجود افزایش فارغ‌التحصیلان ممکن است دچار بحران شود؛ بنابراین یکی از راه‌حل‌های موثر برای جلوگیری از بحران، افزایش سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی در بخش‌های دارای بیشترین پیوند‌های پیشین و پسین در اقتصاد است.



[1] Becker

[2] Mincer

[3] Becker

[4] ر. ک. به: کشاورز و همکاران (1393). اثر آزادسازی تجاری بر تفاوت دستمزد زنان و مردان در ایران، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، (3): 654-653 .

[5]  Blanden and Gregg

[6]  Qian and Smyth

[7]  Donkoh and Amikuzuno

[8]  Quang

[9]  Kenayathulla          

[10] Probit

[11] Parallel Regression

[12]  Oaxaca Blinder

[13]  Machado-Mata

[14] نسبت افراد در سطوح تحصیلی متفاوت از تقسیم تعداد افراد دارای سطح تحصیلات مشخص به کل افراد به دست آمده است.

[15] نسبت افراد در مشاغل مختلف از تقسیم تعداد افراد مشغول به شغلی خاص  به کل افراد به دست آمده است. برای مثال، شغل صنعت کار از تقسیم صنعت کاران به کل افراد به دست آمده است. 

منابع

-      خلخالی، علی، مهرگان، منصور، دلیری،حسن (1389).  بررسی اثر ساختار آموزش بر توزیع درآمد. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 4(15): 57-71.

-      دستکار، عزت‌الله، کفایی، محمدعلی (1386). تأثیر آموزش رسمی بر توزیع درآمد ایران. فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، 9 (30): 53-76.

-      قارون، معصومه (1382)، تاثیر وضعیت اقتصادی - اجتماعی خانوار بر تقاضا برای آموزش عالی، فصلنامه پژوهش و برنامه ریزی در آموزش عالی، 9 (4): 74-43.

-      کشاورز حداد، غلامرضا، گلی، یونس، عابدین مقانکی، محمدرضا (1393). اثر آزادسازی تجاری بر تفاوت دستمزد زنان و مردان در ایران، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، 49(3): 676-646.

-      مهربانی، وحید(1387). تاثیر آموزش بر فقر و نابرابری درآمدها. فصلنامه تحقیقات اقتصادی، 43 (82): 225-211.

-      موسی‌زاده ایما (1393). رابطه آموزش عالی و رشد اقتصادی در دیگر کشورهای جهان، هفته نامه تجارت فردا، فصل سوم: اقتصاد ایران، (97).

-      نصرتی، شهزاد، حیاتی، باب‌اله، پیش‌بهار، اسماعیل، رضایی، محمد رسول (1392). تحلیل عوامل موثر بر رفتار مصرفی گوشت ماهی در بین خانوارهای شهرستان تبریز، نشریه اقتصاد و توسعه کشاورزی، 27(3): 241-230.

 

-        Becker, G.S. (1975). Human capital: A theoretical and empirical analyses with special reference to education, New York: National Bureau of Economic Research.

-        Blanden J, Gregg P. (2004). Family income and educational attainment: A review of approaches and evidence for Britain. Oxford Univ Press Oxford Review of Economic Policy, 20 (2): 245-263.

-        Donkoh, S.A., Amikuzuno, J. A. (2011). The determinants of household education expenditure in Ghana, Educational Research and Reviews .6(8): 570-579.

-        Kenayathulla, H. B. (2013). Household expenditures on private tutoring: emerging evidence from Malaysia. Asia Pacific Education Review. 14(7): 629–644.

-        Mincer, J. (1974). Schooling, Experience and Earnings, New York: Columbia University Press.

-        Qian J, smyth (2008). Private and public financing of education and regional disparities in education inputs in contemporary china, china Economic Journal, 1(3): 287-301.

-        Quheng, J. X. (2014). Multivariate Tobit System Estimation Of Education Expenditure In Urban China. The Singapore Economic Review, 59(1):1-14.

-        Williams R. (2010). Generalized Ordered Logit Models, Midwest Sociological Meeting, Chicago.1-6.

-        Williams, R (2006). Generalized Ordered Logit/Partial Proportional Odds Model for Ordinal Dependent Variables. The Stata Journal, 6(1): 58-82.