دوره 16، شماره 3 - ( پاییز 1400 )
جلد 16 شماره 3 صفحات 411-396 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Koochakzadeh S, Heydari H, Yazdi-Feyzabadi V, Shakibaiee A. Does Population Aging Affect Income Inequality in Iran?. Salmand: Iranian Journal of Ageing 2021; 16 (3) :396-411
URL: http://salmandj.uswr.ac.ir/article-1-2145-fa.html
URL: http://salmandj.uswr.ac.ir/article-1-2145-fa.html
کوچک زاده سمیه، حیدری حسن، یزدی فیض آبادی وحید، شکیبایی علیرضا. آیا سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمدی در ایران تأثیرگذار است؟. سالمند: مجله سالمندی ایران. 1400; 16 (3) :396-411
سمیه کوچک زاده1 
، حسن حیدری* 2، وحید یزدی فیض آبادی3 ، علیرضا شکیبایی4
، حسن حیدری* 2، وحید یزدی فیض آبادی3 ، علیرضا شکیبایی4
1- گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران.
2- گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران. ،hassan.heydari@modares.ac.ir
3- مرکز تحقیقات مدیریت ارائه خدمات سلامت، پژوهشکده آینده پژوهی در سلامت، دانشگاه علوم پزشکی کرمان، کرمان، ایران.
4- گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران.
2- گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران. ،
3- مرکز تحقیقات مدیریت ارائه خدمات سلامت، پژوهشکده آینده پژوهی در سلامت، دانشگاه علوم پزشکی کرمان، کرمان، ایران.
4- گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران.
متن کامل [PDF 6825 kb]
(2314 دریافت)
| چکیده (HTML) (3175 مشاهده)
References
1.Yavari K, Basakha M, Sadeghi H, Naseri AR. [Economic aspects of ageing (Persian)]. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2015; 10(1):92-105. http://salmandj.uswr.ac.ir/article-1-702-en.html
2.Basakha M, Yavari K, Sadeghi H, Naseri A. [Population aging and Iran’s non-oil economic growth (Persian)]. Payavard Salamat. 2015; 9(2):131-46. http://payavard.tums.ac.ir/article-1-5689-en.html
3.Mirzaie M, Darabi S, Babapour M. [Population aging in Iran and rising health care costs (Persian)]. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2017; 12(2):156-69. [DOI:10.21859/sija-1202156]
4.Miri N, Maddah M, Raghfar H. [Aging and economic growth (Persian)]. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2019; 13(5):626-37. [DOI:10.32598/SIJA.13.Special-Issue.626]
5.Parvin S, Bagheri Pormehr Sh, Pagard Alishahi F. [The affect of population aging on income inequality in Iran (Persian)]. Population Studies. 2019; 5(1):103-25. http://jips.psri.ac.ir/article_108262.html?lang=en
6.Alvaredo F. World inequality report 2018. Cambridge, MA/London: Harvard University Press; 2018. [DOI:10.4159/9780674984769]
7.Nili M, Frahbakhsh A. [The relationship between economic growth and income distribution (Persian)]. The Journal of Planning and Budgeting. 1999; 3(10-11):121-54. http://jpbud.ir/article-1-244-fa.html
8.Chen X, Huang B, Li S. Population aging and inequality: Evidence from China. The World Economy. 2018; 41(8):1976-2000. [DOI:10.1111/twec.12551]
9.Gustafsson B, Johansson M. In search of smoking guns: What makes income inequality vary over time in different countries? American Sociological Review. 1999; 64(4):585-605. [DOI:10.2307/2657258]
10.Kuznets S. Economic growth and income inequality. The American Economic Review. 1955; 45(1):1-28. https://www.jstor.org/stable/1811581
11.Zhang H, Ke L, Ding D. The effect of chinese population aging on income inequality: Based on a micro-macro multiregional dynamic cge modelling analysis. Emerging Markets Finance and Trade. 2021; 57(5):1399-419. [DOI:10.1080/1540496X.2019.1623781]
12.Piketty T. Capital and wealth taxation in the 21st century. National Tax Journal. 2015; 68(2):449-58. [DOI:10.17310/ntj.2015.2.10]
13.Malthus TR. First essay on population, 1798. London: Palgrave Macmillan; 1966. https://link.springer.com/book/10.1007/978-1-349-81729-0
14.Dallali Esfahani R, Esmaeilzadeh R. [A new view on population ideas (Malthus, Keynes and Becker Revisions) (Persian)]. Journal of Social Sciences. 2007; 4(1):97-120. [DOI:10.22067/JSS.V0I0.8719]
15.Barro RJ. Inequality and growth in a panel of countries. Journal of Economic Growth. 2000; 5(1):5-32. [DOI:10.1023/A:1009850119329]
16.Faik J. Impacts of an ageing society on macroeconomics and income inequality - the case of Germany since the 1980s. SOEPpaper. 2012; Desember;No. 518. [DOI:10.2139/ssrn.2190302]
17.De Gregorio JD, Lee JW. Education and income inequality: New evidence from cross‐country data. Review of Income and Wealth. 2002; 48(3):395-416. [DOI:10.1111/1475-4991.00060]
18.Law CH, Soon SV. The impact of inflation on income inequality: the role of institutional quality. Applied Economics Letters. 2020; 27(21):1735-8. [DOI:10.1080/13504851.2020.1717425]
19.Lee JW, Lee H. Human capital and income inequality. Journal of the Asia Pacific Economy. 2018; 23(4):554-83. [DOI:10.1080/13547860.2018.1515002]
20.Monnin P. Inflation and income inequality in developed economies. CEP Working Paper Series. 2014; June. [DOI:10.2139/ssrn.2444710]
21.Muhibbullah M, Das MR. The impact of inflation on the income inequality of Bangladesh: A time series analysis. International Journal of Business and Technopreneurship. 2019; 9(2):141-50. http://103.86.130.60/handle/123456789/61023
22.Ouattara B. Foreign aid and fiscal policy in Senegal. Manchester, UK: University of Manchester; 2004.
23.van der Ploeg F. Natural resources: Curse or blessing? Journal of Economic literature. 2011; 49(2):366-420. [DOI:10.1257/jel.49.2.366]
24.Wu JY, Hsu CC. Foreign direct investment and income inequality: Does the relationship vary with absorptive capacity? Economic Modelling. 2012; 29(6):2183-9. [DOI:10.1016/j.econmod.2012.06.013]
25.Gruber J, Wise D. An international perspective on policies for an aging society. NBER Working Paper. 2001; January:No. 8103. [DOI:10.3386/w8103]
26.Shirahase S. Income inequality among older people in rapidly aging Japan. Research in Social Stratification and Mobility. 2015; 41:1-10. [DOI:10.1016/j.rssm.2015.03.001]
27.Barrett GF, Crossley TF, Worswick C. Consumption and income inequality in Australia. Economic Record. 2000; 76(233):116-38. [DOI:10.1111/j.1475-4932.2000.tb00011.x]
28.Bishop JA, Formby JP, Smith WJ. Demographic change and income inequality in the United States, 1976-1989. Southern Economic Journal. 1997; 64(1):34-44. [DOI:10.1002/j.2325-8012.1997.tb00003.x] [PMID]
29.Brown RL, Prus SG. Income inequality over the later-life course: A comparative analysis of seven OECD countries. Annals of Actuarial Science. 2006; 1(2):307-17. [DOI:10.1017/S1748499500000178]
30.Dolls M, Doorley K, Paulus A, Schneider H, Sommer E. Demographic change and the European income distribution. The Journal of Economic Inequality. 2019; 17(3):337-57. [DOI:10.1007/s10888-019-09411-z]
31.Drosdowski T, Stöver B, Wolter MI. The impact of ageing on income inequality. GWS Discussion Paper Series. 2015; 15-16. https://ideas.repec.org/p/gws/dpaper/15-16.html
32.Jones RS. Income inequality, poverty and social spending in Japan. OECD Economics Department Working Papers. 2007; No. 556. https://www.oecd-ilibrary.org/economics/income-inequality-poverty-and-social-spending-in-japan_177754708811
33.Zhong H. The impact of population aging on income inequality in developing countries: Evidence from rural China. China Economic Review. 2011; 22(1):98-107. [DOI:10.1016/j.chieco.2010.09.003]
34.Zhang J, Xiang J. How aging and intergeneration disparity influence consumption inequality in China. China & World Economy. 2014; 22(3):79-100. [DOI:10.1016/j.chieco.2010.09.003]
35.Wang Ch, Wan G, Luo Zh, Zhang X. Aging and inequality: The perspective of labor income share. ADBI Working Paper. 2017; No. 764. https://www.econstor.eu/handle/10419/179220
36.Chu CYC, Jiang L. Demographic transition, family structure, and income inequality. The Review of Economics and Statistics. 1997; 79(4):665-9. [DOI:10.1162/003465397557079]
37.Morley SA. The effect of changes in the population on several measures of income distribution. The American Economic Review. 1981; 71(3):285-94. https://www.jstor.org/stable/1802779
38.Karunaratne HD. Age as a factor determining income inequality in Sri Lanka. The Developing Economies. 2000; 38(2):211-42. [DOI:10.1111/j.1746-1049.2000.tb00877.x]
39.Raghfar H, Mousavi MH, Ardalan Z. [Aging phenomenon impacts and efficiency changes effects on pension and macroeconomic variables using a dynamic general equilibrium approach-over lapping generation model (OLG) (Persin)]. Journal of Population Association of Iran. 2014; 9(17):7-35. http://www.jpaiassoc.ir/article_20067.html
40.Dong Zh, Tang C, Wei X. Does population aging intensify income inequality? Evidence from China. Journal of the Asia Pacific Economy. 2018; 23(1):66-77. [DOI:10.1080/13547860.2017.135427]
41.Lui HK. Ageing population and rising income inequality in post-handover Hong Kong. Review of Integrative Business and Economics Research. 2019; 8(1):51-63. http://buscompress.com/uploads/3/4/9/8/34980536/riber_8-1_x01_b18-028_51-63.pdf
42.Ahmad M, Tashkini A, Soori AR. [The estimation of consumption function in Iran’s economy (Persian)]. Economics Research. 2008; 8(28):15-39. https://joer.atu.ac.ir/article_3230.html
43.Noferesti M. [Demographic changes and demand for money in Iran (Persian)]. Ravand. 2011; 19(58):15-32. https://www.cbi.ir/page/8353.aspx
44.Saith A. Development and distribution: A critique of the cross-country U-hypothesis. Journal of Development Economics. 1983; 13(3):367-82. [DOI:10.1016/0304-3878(83)90006-8]
45.Asteriou D, Dimelis S, Moudatsou A. Globalization and income inequality: A panel data econometric approach for the EU27 countries. Economic Modelling. 2014; 36:592-9. [DOI:10.1016/j.econmod.2013.09.051]
متن کامل: (3448 مشاهده)
مقدمه
فرایند توسعه اقتصادی به همراه پیشرفت‌هایی که حوزه سلامت ایجاد کرد، منجر به بهبود استانداردهای زندگی شد که حاصل آن را می‌توان در افزایش طول عمر و افزایش امید به زندگی افراد در مناطق مختلف جهان مشاهده کرد. در کنار افزایش امید به زندگی، نرخ باروری زنان نیز هر ساله در کشورهای مختلف کاسته شده است. این دو موضوع در نهایت رشد افراد مسن در جامعه را به دنبال داشته است [1].
گسترش پدیده سالمندی یکی از مهم‌ترین معضلات کشورهای توسعه‌یافته در دهه‌های اخیر بوده و پایداری رشد و توسعه اقتصادی در این کشورها را با نگرانی‌های جدی روبه‌رو ساخته است [2]. پیش‌بینی‌های جمعیتی نشان می‌دهد کشورهای در حال توسعه هم در مسیر سالمندی جمعیت قرار دارند و در سال‌های آینده با مشکلات مربوط به این پدیده مواجه می‌شوند [3].
بر اساس آمارهای منتشر‌شده توسط سازمان‌های بین‌المللی و همچنین سرشماری‌های انجام‌شده توسط مرکز آمار ایران، ساختار سنی جمعیت کشور به سوی سالمندی پیش می‌رود و ایران، ازجمله کشـورهای در حـال توسـعه‌ای است که به شدت با مسـئله پیـری دسـت بـه گریبـان است. ایران بعد از امارات و بحرین سومین کشور جهان از نظر سرعت رشد جمعیت سالمند است [2].
کشور ایران در سه دهه اخیر تحولات جمعیتی چشمگیری را تجربه کرده است. رشد جمعیت از حدود 3/9 درصد در دهه 1365-1355 به 1/29 درصد در دوره 1390-1385 و به 1/24 در دوره 1395-1390 کاهش یافته و میزان باروری کل نیز در دوره مشابه از حدود هفت فرزند به ازای هر زن، به 1/8 فرزند کاهش یافته است. تحولات باروری و مرگومیر و به تبع آن رشد جمعیت در دوره بعد از انقلاب اسلامی ایران، تورم جوانی را موجب شده که به تدریج گذار میان‌سالی و سالخوردگی جمعیت در دهه‌های آینده را رقم خواهد زد.
بر اساس سرشماری‌های سه دهه اخیر (1395-1365) مرکز آمار ایران، نسبت جمعیت زیر پانزده سال کشور از 45/5 درصد به 24 درصد کاهش یافته است. در کنار آن سهم جمعیت در سنین فعالیت (15-64 سال) در طی این مدت از 51/5 درصد به حدود 70 درصد افزایش یافته است. همچنین سهم جمعیت سالمند (65 ساله و بالاتر) نیز از 3/1 درصد در سال 1365 به 6/1 درصد در سال 1395 افزایش یافته است. بر اساس سرشماری سال 1395، در دوره 1395-1385 میانگین سنی جمعیت کشور از 24/7 سال به 31/1 سال افزایش یافته است.
یکی از بخش‌هایی که بیشترین اثرپذیری از ساختار جمعیتی جوامع را دارد، بخش اقتصادی است. ساختار جمعیتی می‌تواند بر سرمایه‌گذاری، پس‌انداز، مصرف و درنهایت، رشد اقتصادی اثرگذار باشد. سالمندی جمعیت می‌تواند موجب کاهش جمعیت فعال شود و به تبع آن، عرضه نیروی کار را کاهش دهد. کاهش در عرضه نیروی‌کار بر رشد اقتصادی و رفاه کشور تأثیرگذار است [4].
یکی دیگر از پیامدهای مهم سالمندی جمعیت ایجاد تغییرات توزیعی در اقتصاد است، زیرا سالمندی تأثیر مستقیم بر بازار کار و دستمزدها؛ بنابراین بر هزینه‌های تولید دارد. از سوی دیگر، افزایش تعداد سالمندان، افزایش هزینه‌های بهداشت و درمان و افزایش بار تکفل در جامعه را در پی دارد و هر فرد شاغل باید مخارج افراد بیشتری را تأمین کند؛ بنابراین ممکن است توزیع درآمد با افزایش جمعیت سالمند نابرابرتر شود. افزایش نابرابری ممکن است از یک طرف، به گسترش فقر در جوامع منجر شود و از طرف دیگر، مجدداً رشد اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد [5].
در چند دهه گذشته نابرابری درآمد در جهان افزایش یافته است. نابرابری درآمد پدیده‌ای جهان‌شمول و تا حدودی اجتناب‌ناپذیر است [6]. در ادبیات اقتصادی به عوامل مختلفی اشاره میشود که بر نابرابری مؤثر هستند. اولین مطالعات انجام‌شده در زمینه عوامل تأثیرگذار بر توزیع درآمد در مورد تأثیر رشد اقتصادی بر توزیع درآمد بوده است [7].
بحث در این زمینه با فرضیه «u معکوس» کوزنتس آغاز شد. این تئوری روی حرکت نیروی کار از بخش کشاورزی به صنعت تمرکز دارد. درآمد سرانه در بخش کشاورزی پایین‌تر و در بخش صنعت بالاتر فرض میشود. توسعه اقتصادی مستلزم حرکت نیروی کار و سرمایه از بخش کشاورزی به بخش صنعت بود.
طبق نظریه کوزنتس، در مراحل اولیه توسعه، رابطه نابرابری درآمد و تولید سرانه مثبت است، زیرا فرض میشود که با وجود نابرابری و وجود افراد ثروتمند، پس‌انداز افزایش می‌یابد و تولید بیشتر میشود؛ سپس با کوچک‌تر شدن بخش کشاورزی و در مراحل پایانی توسعه، این رابطه منفی میشود. این رابطه که با منحنی u معکوس نشان داده میشود، به منحنی کوزنتس معروف است [7, 8, 9, 10, 11].
بیشتر مطالعات تجربی که در دهه 1970 و ابتدای دهه 1980 انجام شد، تئوری کوزنتس را تأیید کردند. از این مطالعات می‌توان به مطالعه کراویس، کوزنتس، استوارت و وینگرن اشاره کرد، اما مطالعات تجربی انجام‌شده بعد از دهه 1990، ضعیف شدن رابطه نابرابری درآمد و توسعه‌یافتگی را نشان دادند که از مهم‌ترین آنها می‌توان به مطالعه چن و همکاران اشاره کرد [8]. پیکتی معتقد است هرگاه نرخ بازدهی سرمایه، بالاتر از نرخ رشد اقتصادی باشد، نابرابری درآمدی افزایش می‌یابد؛ بنابراین افزایش نابرابری درآمدی که در چند دهه اخیر شاهد آن بوده‌ایم، نتیجه مستقیم کندتر شدن رشد اقتصادی بوده است [12].
بدبینی مالتوس، بنیان حضور متغیرهای جمعیتی در اقتصاد را شکل داده و سبب مطرح شدن نظریه‌های جمعیتی شده و پیشرفت‌های شگرفی را در تشریح مسائل اقتصادی ایجاد کرده است. نظریه‌های مطرح‌شده توسط اقتصاددانان معروفی مانند جان استوارت میل، رابرت سولو و گری بکر نمونه‌هایی از این پیشرفت‌های نظری است که به گسترش نظریه‌گذار جمعیتی کمک شایان توجهی کرده است. کشورهای توسعه‌یافته در مقایسه با کشورهای در حال توسعه سالخوردگی جمعیت را زودتر تجربه کردند؛ بنابراین نظریه‌گذار جمعیتی ابتدا در کشورهای توسعه‌یافته مطرح و به تشریح میزان تولد و مرگومیر زیاد به کم (سالمند شدن جمعیت) پرداخته و به مرور در کشورهای در حال توسعه نیز به آثار اقتصادی آن توجه شده است [14 ،13]. علیرغم مطالعات زیادی که در زمینه تأثیر سالمندی بر متغیرهای گوناگون اقتصادی انجام شده است [16, 17, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 24 ،15 ،12 ،10 ،2]، مطالعات اندکی به بررسی کانال‌های اثرگذار سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد پرداخته‌اند.
گروبر و ویس رابطه سالمندی جمعیت و نابرابری درآمد را در یازده کشور عضو OECD طی دوره زمانی 1995-1980 بررسی کردند. نتایج نشان داد که سالمندی موجب کاهش سهم منابع تخصیص یافته به سالمندان و افزایش نابرابری درآمد شده است [25]. نتایج مطالعه شیراهس نشان داد نابرابری درآمد در کشور ژاپن، بین خانوارهایی با اعضای سالمند از اواسط دهه 1980 به بعد کاهش یافته، در‌حالی‌که نابرابری در خانوارهایی با سرپرست جوان افزایش یافته است. این نتیجه، تحت تأثیر سیستم حمایت فامیلی از سالمندان در این کشور است [26].
همچنین نتایج مطالعات انجام‌شده توسط بارت و همکاران، بیشاپ و همکاران، براون و پروس، دولس و همکاران، دروسدوسکی و همکاران و جونز رابطه مثبت بین سالمندی جمعیت و نابرابری درآمد در کشورهای با درآمد بالا را نشان میدهند [27, 28, 29 ,30 ,31, 32].
اگرچه در کشورهای در حال توسعه، میزان پیری جمعیت کمتر از کشورهای توسعه یافته است، اما در نتیجه کاهش سریع باروری و انتشار گسترده دانش پزشکی، گروه‌های مسن‌تر آنها با سرعت بیشتری نسبت به کشورهای صنعتی رشد می‌کنند. همچنین ساختارهای اجتماعی و اقتصادی به طور قابل توجهی بین کشورهای در حال توسعه و توسعه‌یافته متفاوت است؛ بنابراین میزان تأثیر پیری جمعیت بر نابرابری درآمد در یک کشور در حال توسعه ممکن است با یک کشور توسعه‌یافته متفاوت باشد [33].
نتایج پژوهش انجام‌شده توسط ژونگ نشان داد یکی از علل گسترش نابرابری درآمد در کشور چین، افزایش سالخوردگی جمعیت این کشور، متأثر از اجرای سیاست تک‌فرزندی از دهه 1980 به بعد است. تجزیه شاخص نابرابری بر حسب گروه‌های سنی در این کشور نشان داد افزایش قابل توجه نابرابری درآمد در مناطق روستایی، متأثر از افزایش جمعیت سالمند است [33].
ژانگ و شیانگ بعد از بررسی درآمد و هزینه‌های خانوارهای شهری چین طی دوره زمانی 2003-2009 نتیجه می‌گیرند که حدود ده درصد از نابرابری درآمد در چین، مربوط به سالمندی جمعیت است [34]. همچنین پژوهش‌های انجام‌شده در کشورهای در حال توسعه توسط چن و همکاران، ژانگ و همکاران، و وانگ و همکاران تأثیر مثبت سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد را تأیید کردند [35 ،11 ،8].
با این حال، پژوهش‌های اندکی مانند پژوهش‌های انجام‌شده توسط چو و جیانگ، مورلی و فیک رابطه سالمندی جمعیت و نابرابری درآمد را منفی ارزیابی کردند [37 ،36 ،17]. همچنین کاروناراتن مشاهده کرد که رابطه بین رشد سالمندی و نابرابری درآمد در سریلانکا، در ابتدا مثبت است، اما با رشد سالمندی جمعیت، جهت معکوس به خود می‌گیرد [38].
در ایران نیز محققان زیادی به مطالعه جنبه‌های مختلف آثار اقتصادی سالمندی جمعیت پرداخته‌اند. در پژوهش‌های انجام‌شده توسط راغفر و همکاران، باسخا و همکاران و همچنین میری و همکاران تأثیر سالمندی جمعیت بر رشد اقتصادی ایران مثبت ارزیابی شد [39 ،4 ،2]. نتایج پژوهش یاوری و همکاران نشان داد تأمین اجتماعی و بازنشستگی، یکی از مهم‌ترین بخش‌هایی است که از تغییر ساختار سنی جمعیت در آینده متأثر خواهد شد. ادامه روند سالمندی جمعیت و افزایش هزینه‌های تأمین اجتماعی، منجر به افزایش مالیات‌ها و کاهش رشد اقتصادی خواهد شد. یکی از پیشنهادات این محققان برای مقابله با این اثرات، افزایش سن بازنشستگی است [1].
پروین و همکاران با استفاده از آمار هزینه (درآمد) خانوارها در دوره 1394-1374 اقدام به بررسی تأثیر سالمندی جمعیت بر نابرابری در ایران کردند. نتایج این مطالعه نشان داد همراه با افزایش سن سرپرست خانوار، نابرابری درآمد بین گروه‌های سنی و نیز در گروه سالمند (خانوارهای بالای 65 سال) افزایش می‌یابد [5].
بررسی مطالعات پیشین نشان می‌دهد تأثیر سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد در کشورهای مختلف متفاوت بوده و از نوع و کیفیت سیستم‌های حمایتی و بازنشستگی، قوانین بازنشستگی، منشأ درآمد دریافتی خانوارهای سالمند و... متأثر است. از سوی دیگر، جمعیت در یک اقتصاد اغلب از گروه‌های سنی مختلف تشکیل شده و در گروه‌های سنی مختلف، نابرابری درآمد اغلب متفاوت است؛ بنابراین تغییر در نسبت جمعیت یک گروه خاص ممکن است بر نابرابری کل اقتصاد تأثیر بگذارد [40].
زمانی که تنها منبع درآمد خانوار حقوق و دستمزد باشد، در صورت فقدان یک سیستم حمایتی کارا، بدیهی است خروج از بازار کار، کاهش درآمد و رشد نابرابری را به همراه خواهد داشت، اما در صورت وجود سیستم بازنشستگی کارآمد یا در صورتی که خانوارها به جز حقوق و دستمزد از درآمدهایی مانند ارث، بهره، سود و... بهره‌مند باشند، خروج از بازار کار، الزاماً به افزایش نابرابری درآمد منجر نمی‌شود.
اگرچه مطالعات متعددی در زمینه عوامل مؤثر بر نابرابری درآمد در ایران صورت گرفته است، اما خلأ مطالعاتی جدی در زمینه تأثیر ساختار سنی و سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد احساس میشود. به دلیل اهمیت موضوع و با توجه به فقدان مطالعات متعدد در این زمینه، در این مطالعه تلاش شده تا تأثیر سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد ایران با استفاده از داده‌های دوره زمانی 97- 1349 و الگوی خودتوضیح با وقفه‌های گسترده بررسی شود. همچنین به منظور بررسی سرعت تعدیل مدل کوتاه‌مدت به مدل بلندمدت، الگوی تصحیح خطا نیز برآورد شده است تا پویایی‌های کوتاه‌مدت و چگونگی رفتن به سمت تعادل بلندمدت بررسی شود. تفاوت در روش و مدل مورد استفاده و نیز قلمرو مکانی این تحقیق را می‌توان به عنوان نوآوری آن قلمداد کرد.
روش مطالعه
با توجه به اهمیت موضوع سالمندی و تأثیر آن بر نابرابری درآمد، مطالعه حاضر قصد دارد تا با استفاده از روش کتابخانه‌ای و با استفاده از داده‌های اقتصاد ایران اقدام به بررسی تأثیر سالمندی بر نابرابری درآمد کند. با بررسی مطالعات انجام‌شده در زمینه الگوسازی تأثیر سالمندی بر نابرابری درآمد می‌توان دریافت که مهم‌ترین متغیرهای جمعیتی و اقتصادی اثرگذار بر نابرابری درآمد عبارت‌اند از: سالمندی جمعیت، آموزش، تولید (درآمد) ناخالص داخلی سرانه، نرخ تورم و شاخص آزادسازی تجاری [41 ،33 ،11 ،9 ،8].
اگرچه معیارهای مختلفی برای اندازه‌گیری نابرابری درآمد وجود دارد، اما در بیشتر مطالعات داخلی و خارجی از ضریب جینی به عنوان شاخص نابرابری درآمد استفاده شده است [33, 34, 35 ،31 ،30 ،23 ،11 ،8 ،2]؛ بنابراین در این مطالعه از ضریب جینی به عنوان متغیر نشان‌دهنده وضعیت نابرابری درآمد در کشور استفاده شده است. متعاقب مطالعات تجربی صورت‌گرفته معادله نابرابری درآمد به صورت فرمول شماره 1 تصریح میشود [8, 9, 11, 19 ,33]:
.jpg)
طوری که در آن:
Ageing (شاخص سالمندی): همان‌گونه کـه پیشـتر نیــز بیــان شــد، دو مؤلفــه برای ایجاد سالمندی، افزایش امید به زندگی و کـاهش نـرخ باروری هستند. هرچند سالمندی جمعیت در ایران، تاکنون به طور کامل بروز و ظهور نیافته است، اما افزایش تدریجی امید بـه زندگی و کاهش نرخ زاد و ولد، علائـم زودرس ایـن پدیده هستند؛ بنابراین با ترکیب این دو مؤلفه، مـی‌تـوان شاخصـی بـه دسـت آورد کـه نشـان‌دهنـده رونـد سـالمندی جمعیت باشد. این شاخص نسبت جمعیت بـالای 65 سال به جمعیت زیـر پانزده سـال است و نشانگر مسیر حرکت ساختار جمعیت در دهه‌های آتی است.
Literacy (سطح باسوادی): سطح سواد به عنوان یکی از مؤلفه‌های اصلی سرمایه انسانی همیشه مورد توجه قرار دارد و از آن به عنـوان یکی از عوامـل کاهش نابرابری درآمد یاد میشود. در این مطالعه از نرخ ثبت نام در دوره دوم تحصیلی به عنوان شاخصی برای سطح باسوادی استفاده شده است. GDP (تولید (درآمد) ناخالص داخلی سرانه): تولید ناخالص داخلی سرانه و (GDPt)2 مجذور تولید ناخالص داخلی سرانه است. استفاده از این دو متغیر مطابق با مبانی نظری تحقیق و برای بررسی فرضیه کوزنتس است.
CPI (شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی): رشد بهای کالاها و خدمات مصرفی (نرخ تورم) از مهم‌ترین عوامل ایجاد نابرابری و فقر در جامعه است، زیرا در شرایط تورمی افرادی که درآمد اسمی ثابت دارند، مانند کارمندان دولت، دستمزد واقعی‌شان کاهش می‌یابد و قدرت خرید واقعی آنها کاسته مـی‌شـود و افـرادی کـه دارایی‌های ثابت از قبیل مسکن دارند، به طور معمول به ارزش دارایی‌هایشان اضافه میشود که این مسئله در واقع به نوعی انتقال دارایی از افراد دارای درآمد اسمی ثابت به افراد دارای سـرمایه فیزیکی به شمار می‌رود.
Openness (آزادسازی تجاری): از نسبت صادرات و واردات به تولیـد ناخـالص داخلـی به عنوان شاخصی برای آزادسازی تجاری (شاخص باز بودن اقتصاد) یاد میشود. افـزایش سـهم تجـارت در کـل اقتصاد، با افزایش رقابت‌پـذیری در میـان بنگـاه‌هـای داخلی و خارجی عاملی در جهت تقویت بنیان‌های اقتصاد ملـی است و موجب ایجاد اشتغال و کاهش نابرابری درآمد است.
GINI (شاخص نابرابری درآمد): برای محاسبه نابرابری، شاخص‌های متفاوتی تعریف شده است، اما در بیشتر مطالعات برای بررسی وضعیت توزیع درآمد در کشورها و در سطح بین‌المللی از ضریب جینی استفاده میشود، چرا که شکاف درآمدی و چگونگی توزیع درآمد را نیز مشخص می‌کند و تنها ضریبی است که آمار و داده‌های آن در دسترس است. شاخص جینی بین صفر و یک است و معمولاً به صورت درصد بیان میشود. عدد صفر نشان‌دهنده برابری کامل است و بالا رفتن این عدد به معنای نابرابری بیشتر است.
همچنیــن در فرمول شماره 1 متغیــر مجــازی ســال‌های انقـلـاب و جنــگ تحمیلــی ایـران و عـراق (Du) نیـز در نظـر گرفتـه شـده اسـت. ایـن متغیـر نشـان دهنـده تأثیـر شـرایط اجتماعـی و جنـگ بـر وضعیـت نابرابری در ایـران اسـت.
با توجه به اینکه فرمول شماره 1 غیرخطی است، برای خطی‌سازی آن اقدام به لگاریتمی کردن متغیرهای توضیحی و متغیر وابسته (به اسـتثنای متغیـر مجـازی) مدل کردیم. استفاده از فرم لگاریتمی داده‌ها به جز خطی‌سازی مدل فواید دیگری نیز دارد. زمانی که داده‌ها به صورت لگاریتمی وارد مدل می‌شوند، ضرایب تخمینی میزان تغییر در متغیر وابسته را به ازای یک درصد تغییر در متغیر توضیحی با فرض پایداری سایر متغیرها نشان میدهند. در این مدل ضرایب β1 تا β6، درصد تغییر در ضریب جینی را به ازای یک درصد تغییر در متغیرهای توضیحی نشان میدهند که از آن تحت عنوان کشش هم یاد میشود.
همچنین ضرایب به‌دست‌آمده مستقل از واحد اندازه‌گیری هستند؛ بنابراین مـدل نهایــی تحقیــق به صــورت زیــر معرفــی میشود (حرف L قبل از متغیرها بیانگر لگاریتم است) (فرمول شماره 2):
در فرمول شماره 2، جمله خطای معادله رگرسیون، عرض از مبدأ و t سال است. برای تخمـین ضـرایب، از داده‌های سری زمانی اقتصاد ایران در دوره زمانی 97- 1349 استفاده شده اسـت. آمار و اطلاعات مربوط به همه متغیرها از سایت مرکز آمار ایران و سایت بانک جهانی استخراج شد و همه داده‌ها به صورت سالانه هستند.
وقفه در اقتصادسنجی بـه دلایـل مختلـف وجـود دارد. مهم‌ترین آنها را مـی‌تـوان شـامل ایسـتایی عادات انسان‌ها، مدت زمان لازم برای دائمی فـرض شدن درآمد، تأخیرهای موجود در دنیای واقعی، دلایل تکنولوژیک، نهادی، قانونی و قراردادهای نیروی کـار دانست. مدل‌هایی که شامـل وقفه توزیـعی هستنـد، نوعی از مـدل‌هـای علّـی پویـا هستند کـه دارای متغیرهای توضـیحی زیـاد بـا وفقـه‌هـای انـدک یـا وقفه‌های نامحدودی از یک متغیر به عنوان متغیرهـای توضیحی مورد استفاده قرار می‌گیرد.
در این وضـعیت احتمال وجود هم‌خطـی میـان متغیرهـا وجـود دارد و پایین بودن درجات آزادی در مسـیر تخمـین، اشـکال ایجاد خواهد کرد. در ایـن وضـعیت، امکـان تخمـین دقیــق پارامترهــا از طریــق روش حــداقل مربعــات معمـولی وجـود نـدارد و استفاده از روش‌های مدل‌سازی بـا اسـتفاده از توزیـع وقفه، توصیه میشود [2]. مــدل خــودتوضــیح بــا وقفــه‌هــای تــوزیعی (ARDL (p,q یکی از مدل‌های پویا است که برای انجام تحلیل‌هـای کوتــاه‌مــدت و بلنــد‌مــدت استفاده میشود. علاوه بر آن، در نمونـه‌هـای کوچـک نیـز بـه دلیـل در نظـر گـرفتن پویایی‌های کوتاه‌مدت بین متغیرها، از کارایی بـالایی برخوردار است [42]. در مدل ARDL مرتبـه خـودتوضـیح برابـر p و مرتبه وقفه‌های تـوزیعی برابـر بـا q تعریـف شده است. (فرمول شماره 3):
فرمول شماره 3 نشان می‌دهد متغیر وابسته y، تابعی از متغیرهای با وقفه از خود y و سایر متغیرهای توضیحی z است. جهت تخمین مدل با استفاده از روش ARDL ابتدا بایستی مانایی همه متغیرها بررسی شود، تـا این اطمینان حاصل شود کـه هـیچ یـک از متغیرهـا ایستا از مرتبه دو (2)I نباشد تا بدین وسـیله از نتـایج سـاختگی اجتنــاب شـود.
بــر اساس مطالعه اوتــارا در صورت وجـود متغیرهای I(2)در مدل، آماره F محاسبه‌شده، قابل اعتماد نیست؛ زیرا آزمـون F مبتنـی بـر ایـن فـرض اسـت کـه همـه متغیرهای موجود در مدل I(0) یا I(1) باشند [22]. تجزیـه و تحلیـل با استفاده از روش ARDL، مبتنـی بـر تخمین سـه معادله پویا، بلندمدت و تصحیح خطا است. برای برآورد مدل پویا، ابتدا باید تعداد وقفه‌های بهینه مربوط به متغیرها را بر اساس یکی از معیارهای آکائیک (AIC)، شوارز بیزین (SBC) و حنان کوئین (HQC) تعیین کرد. پس از برآورد الگوی پویا، جهت برآورد الگوی بلندمدت بایستی وجود و یا عدم وجود همجمعی بین متغیرهای موجود در الگو آزمون شود. برای انجام آزمون، مجموع ضرایب متغیر وابسته با وقفه در تخمین پویا از یک کسـر و بـر مجمـوع انحـراف معیـار ضـرایب مـذکور تقسـیم میشود. اگر قدر مطلق این کسـر از مقدار بحرانی جدول محاسـبه‌شـده توسـط بنرجی، دولادو و مستر بزرگ‌تر باشد، فرضیه صفر رد شده و وجود رابطه بلندمدت تأیید میشود. در این مطالعه جهت انجام مراحل تخمین مدل، از نرم‌افزار 10 Eviews استفاده میشود.
یافته‌ها
آمار توصیفی متغیرها در جدول شماره 1 ارائه شده است.
.jpg)
مطابق این جدول میانگین ضریب جینی طی دوره 97-1349 مقدار 0/004±0/41 بوده است. میانگین نرخ ثبت نام در دوره دوم تحصیلی (متوسطه) 2/58±63/2 درصد است. در این دوره درآمد ملی سرانه بین 3638/3 دلار تا 10261/3 دلار نوسان داشته و شاخص قیمت مصرف‌کننده نیز بین 0/167 تا 550 واحد نوسان داشته است. شاخص آزادسازی تجاری هم در این دوره بین 0/167 تا 0/85 متغیر بوده است.
در این مطالعه از نسبت جمعیت بـالای 65 سال به جمعیت زیـر پانزده سـال به عنوان شاخص سالمندی استفاده شده است. میانگین این شاخص در دوره مورد بررسی 0/009±0/127 بوده است. به عبارتی نسبت جمعیت بالای 65 سال به جمعیت زیر پانزده سال طی این دوره زمانی از 0/063 در ابتدای دوره به 0/26 در انتهای دوره افزایش یافته است.
ابتدا به منظور جلوگیری از رگرسیون کاذب، مانایی داده‌ها مورد آزمون قرار گرفت. بدین منظور از آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون مانایی در جدول شماره 2 گزارش شده است.
.jpg)
نتایج جدول شماره 2 نشان می‌دهد که متغیرهای لگاریتم ضریب جینی، لگاریتم شاخص سالمندی، لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه و لگاریتم شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی در سطح مانا نیستند و با یک‌بار تفاضل‌گیری مانا شده‌اند. متغیرهای لگاریتم سطح باسوادی و لگاریتم شاخص آزادسازی تجاری در سطح مانا می‌باشند. با توجـه بـه اینکـه متغیرهـا انباشته از درجات صـفر و یـک هسـتند، می‌توان از روش خودتوضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL) برای تخمین مدل استفاده کرد. همچنین بـه منظـور بررسی شکست ساختاری در متغیرهای نامانا، آزمـون پرون انجـام شد کـه وجـود شکسـت در ایـن متغیرها را تأیید نمی‌کند.
در این مطالعه برای تعیین وقفه بهینه از معیار شوارز بیزین (SBC) بهره گرفته شده است؛ زیرا در تعداد وقفه‌های بهینه صرفه‌جویی می‌کند؛ بنابراین برای نمونه‌هایی با کمتر از پنجاه مشاهده بسیار مناسب است [43]. نتایج حاصل از تخمین معادله پویا (معادله‌ای کـه در آن متغیـر وابسـته بـه شکل با وقفه، سمت راست معادله ظاهر مـی‌شـود) در جـدول شماره 3 آورده شده است.
.jpg)
همان‌طور که جـدول شماره 3 نشان می‌دهد مدل برآورد شده از R2 بالایی برخوردار است و به این معناست که 89 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی، توضیح داده شده است. همچنین تمام متغیرهای موجود در مدل معنادار هستند و آماره F که بیانگر معناداری کل مدل هست بـا اطمینان 100 درصد فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن همه ضرایب الگو را رد می‌کند. برای اطمینان از صحت اعتبار مدل، آزمون‌های تشخیصی لازم در انتهای جدول شماره 4 گزارش شده است.
.jpg)
آزمون‌های تشخیصی عدم وجود خودهمبستگی بین جملات اخلال، شکل تبعی صحیح، توزیع نرمال جملات پسماند و همسانی واریانس را تأیید می‌کنند.
پس از برآورد الگوی پویا، جهت برآورد الگوی بلندمدت بایستی فرضیه وجود یا عدم وجود هم جمعی بین متغیرهای موجود در الگو آزمون شود. در این مطالعه قدر مطلق مقدار بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر (2/936-) و آماره تی محاسباتی برای مدل مورد بررسی، برابر (3/879-) به دست آمد. با توجه به اینکه قدر مطلق تی به دست آمده از مقدار بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر بیشتر است، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت رد شده و فرضیه وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل تأیید میشود. نتایج حاصل از تخمین رابطه بلندمدت در جدول شماره 5 آورده شده است.
.jpg)
در بلندمدت همه متغیرها در سطح 95 درصد معنادار بوده و از علائم مورد انتظار برخـوردار هستند. با توجه به وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهـا، می‌توان از مدل تصحیح خطا (ECM) برای تعیین رابطه میان نوسـانات کوتـاه‌مـدت و ضـرایب بلنـد‌مدت و تعادلی بهره برد. الگوی تصحیح خطا، نوسانات کوتاه‌مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آنها ارتباط می‌دهد و واکنش پویای کوتاه‌مدت بین متغیرهای الگو را نیز بررسی می‌کند. نتایج برآورد الگوی تصحیح خطا در جدول شماره 4 آورده شده است.
بحث
نتایج حاصل از برآورد مدل بلندمدت که در جدول شماره 5 گزارش شده است، نشان می‌دهد در بلندمدت افزایش جمعیت سالمند نابرابری درآمد را تشدید می‌کند. یک درصد افزایش در شاخص سالمندی (نسبت جمعیت بـالای 65 سال به جمعیت زیـر پانزده سـال) در سطح معناداری 95 درصد، منجر به افزایش 0/14 درصد ضریب جینی شده است.
بـا توجـه بـه اینکـه آمارهـای سازمان ملل نشان میدهند ایـران در قرن بیست و یکم، سومین کشور جهـان از نظـر سـرعت رشـد پیری در جهـان خواهـد بـود و در دهـه‌هـای آتـی، آثـار مختلف اقتصادی این پدیده، دامان بخش‌های مختلـف اقتصاد ایران را خواهـد گرفـت، از اکنـون بایستی راه کارهای لازم برای مواجهه با آثـار بلندمدت ایـن پدیده اندیشیده شود [2].
نتایج به‌دست‌آمده در این تحقیق با بسیاری از تحقیقات قبلی، ازجمله پژوهش‌های ژانگ و شیانگ، وانگ و همکاران، چن و همکاران و همچنین دالس و همکاران که نشان میدهند سالمندی اثر منفی بر نابرابری درآمد دارد، هم جهت است [35 ،34 ،30 ،8]. همچنین نتایج این مطالعه، نتایج پژوهش انجام شده توسط پروین و همکاران که بر اساس آمار هزینه (درآمد) خانوارها در مناطق شهری و روستایی ایران انجام شده را تأیید می‌کند.
آموزش و باسوادی هم به عنوان متغیر اصلی تشکیل‌دهنده توسعه انسانی در مدل تصریح شده است. این متغیر در بلندمدت، هم‌راستا با مبانی نظری و مطالعات تجربی صورت‌گرفته در این زمینه، آثار مثبتی بر بهبود توزیع درآمد سرانه ایران داشته است و نتایج مطالعات قبلی را تأیید می‌کند [19 ،17 ،15]. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده در این پژوهش، یک درصد افزایش در نرخ باسوادی منجر به 0/19 درصد کاهش ضریب جینی در بلندمدت شده است (سطح اطمینان 99 درصد). به طور کلی، توزیع برابرتر آموزش به طور قابل توجهی در کاهش نابرابری درآمد نقش دارد. گسترش تحصیلی عامل مهمی در کاهش نابرابری آموزشی و در نتیجه نابرابری درآمد است.
تولید ناخالص داخلی سرانه در بلندمدت تأثیر منفی بر توزیع درآمد داشته و نابرابری درآمد را تشدید می‌کند. همچنین ضریب مجذور تولید ناخالص داخلی سرانه نیز منفی به دست آمد و هر دو ضریب در سطح اطمینان 95 درصد معنادار هستند؛ بنابراین در بلندمدت، فرضیه کوزنتس تأیید میشود. این موضوع با توجه به اینکه اقتصاد ایران در گروه کشورهای در حال توسعه بوده و مطابق فرضیه کوزنتس در مراحل اولیه توسعه، رابطه نابرابری درآمد و تولید سرانه مثبت است و در مراحل پایانی توسعه این رابطه منفی میشود، چندان غیرطبیعی به نظر نمی‌رسد. نتایج به‌دست‌آمده در این تحقیق با بسیاری از تحقیقات قبلی که در سایر کشورهای انجام‌شده هم‌راستا است [44 ،8].
ضریب متغیر شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی نیز در بلندمدت منفی و از معناداری مناسبی (سطح اطمینان 97 درصد) برخوردار است. با یک واحد افزایش در شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی در بلندمدت، نابرابری درآمد 0/021 درصد افزایش می‌یابد. این نتایج منطبق با ادبیات اقتصادی و بسیاری از مطالعات قبلی است [21 ،20 ،18]؛ زیرا در شرایط تورمی افرادی که درآمد اسمی ثابت دارند، مثل کارمندان دولت، بازنشسـتگان، مستمری‌بگیران و... دستمزد واقعی‌شان کاهش یافته و قدرت خرید واقعی آنها کاسته مـی‌شـود و افـرادی کـه دارایی‌های ثابت از قبیل مسکن، زمین، جواهرات و... دارند، به طور معمول به ارزش دارایی‌هایشان اضافه میشود که این مسأله در واقع به نوعی انتقال دارایی از افراد دارای درآمد اسمی ثابت به افراد دارای سـرمایه فیزیکی به شمار می‌رود؛ بنابراین تورم می‌تواند به افزایش شکاف درآمدی منجر شود.
ضریب بازبودن اقتصاد در بلندمدت منفی بوده و در سطح بیش از 95 درصد اطمینان معنادار است. بر اساس ادبیات اقتصادی بازبودن اقتصاد و گسترش مبادلات تجاری از طریق افزایش رقابـت‌پـذیری بنگاه‌های داخلی و نیز گسترش تکنولـوژی و سرمایه‌هـای خـارجی در کشور، موجب کاهش نابرابری در کشور میشود. نتایج به‌دست‌آمده در این تحقیق هم‌جهت با بسیاری از تحقیقات قبلی انجام شده است [24, 25].
همچنین مشاهده میشود، آثار جنگ و انقلاب نیز در الگوی بلندمدت تاثیر مثبت و معنادار (سطح اطمینان96 درصد) بر نابرابری درآمد داشته و موجب تشدید نابرابری درآمد شده است.بر اساس نتایج برآورد الگوی تصحیح خطا که در جدول شماره 4 آورده شده است در کوتاه‌مدت نیز همانند بلندمدت با افزایش سالمندی، نابرابری درآمد تشدید میشود. ضرایب همه متغیرها در الگوی تصحیح خطا همانند الگوی بلندمدت بوده و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار هستند.
ضرایب مربوط به مدل تصحیح خطا نیـز از معنـاداری مناسبی برخوردار هستند. ضریب تصحیح خطـا نشـان می‌دهد که 44/8 درصد از عدم تعادل در درآمد سرانه از میزان بلندمدت آن در کوتاه‌مدت تصحیح می‌شـود و تقریباً در دو دوره، بخـش عمـده‌ای از خطـای کوتـاه‌مدت جبران میشود و مدل به سمت تعادل بلندمدت حرکت خواهد کرد. به عبارتی اگر در کوتاه‌مدت یک شوک ایجاد شود در هر دوره تقریباً 44/8 درصد انحراف ناشی از شوک از بین می‌رود و دوباره متغیرها به روند بلندمدت خود برمی‌گردند. منفـی بـودن ضریب تصحیح خطـا نشان‌دهنده این اسـت کـه هـر عـدم تعـادلی در الگـو در بلندمدت به سمت تعادل حرکت می‌کند.کوچک‌تر از یک بودن ضریب تعدیل بیانگر همگرایی مدل در کوتاه‌مدت است.
نتیجه‌گیری نهایی
مطالعه حاضر با هدف بررسی اثرات سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد در ایران طی دوره زمانی 1397-1349 انجام شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل نشان می‌دهد افزایش جمعیت سالمند که خود پیامد کاهش نرخ باروری و افزایش امید به زندگی است، موجب تشدید نابرابری درآمد شده است. از سوی دیگر، سالمندی جمعیت تنها عامل اثرگذار بر نابرابری درآمد نیست و عواملی نظیر آموزش، تولید، تورم و جهانی شدن که در ادبیات اقتصادی به آن اشاره شده است نیز بر نابرابری اثرگذار هستند. در این مطالعه در کنار سالمندی جمعیت، تأثیر متغیرهای فوق بر نابرابری درآمد بررسی شد. نتایج نشان می‌دهد که فرضیه کوزنتس در اقتصاد ایران تأیید شده و آموزش و جهانی شدن نابرابری درآمد را کاهش میدهند، در‌حالی‌که رشد قیمت کالاها و خدمات نابرابری درآمد را تشدید می‌کند.
از آنجا که در سال‌های آتی جمعیت سالخورده کشور با سرعت بیشتری رشد خواهد کرد، سالمندی جمعیت، نیروی بالقوه‌ای برای رشد نابرابری درآمد است؛ بنابراین پیش‌بینی تمهیدات لازم برای کـاهش آثـار منفـی سالمندی ضروری به نظر می‌رسد. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده سیاست‌گذاران بایستی در کنار برنامه‌ریزی برای کاهش اثرات سوء سالمندی بر نابرابری درآمد نظیر افزایش سن بازنشستگی، افزایش نرخ مشارکت سالمندان در بازار کار، سرمایه‌گذاری در آموزش کارگران (آموزش‌هایی مبتنی بر نیازهای حال و آینده بازار کار) و... با سرمایه‌گذاری در آموزش و گسترش روابط تجاری با سایر کشورها و همچنین تثبیت شرایط اقتصادی و کنترل تورم موجبات کاهش نابرابری درآمد را فراهم آورند. با توجه به محدودیت‌های آماری، دسته‌بندی تفصیلی ساختارهای سنی و همچنین بررسی به تفکیک استانی امکان‌پذیر نبود. با توجه به رشد سالمندی جمعیت در دهه‌های آتی و تأثیر منفی این پدیده بر توزیع درآمد، نقش صندوق‌های بازنشستگی در کاهش نابرابری درآمد می‌تواند در مطالعات آتی پژوهشگران بررسی شد.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مقاله مورد تایید کمیته اخلاق دانشگاه تربیت مدرس قرار گرفته است (کد: IR.MODARES.REC.1399.127).
حامی مالی
این پژوهش بخشی از رساله دکتری نویسنده اول در گروه اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس تهران بوده است.
مشارکت نویسندگان
تمام نویسندگان در طراحی، اجرا و نگارش همه بخش‌های پژوهش حاضر مشارکت داشته‌اند.
تعارض منافع
در این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.
فرایند توسعه اقتصادی به همراه پیشرفت‌هایی که حوزه سلامت ایجاد کرد، منجر به بهبود استانداردهای زندگی شد که حاصل آن را می‌توان در افزایش طول عمر و افزایش امید به زندگی افراد در مناطق مختلف جهان مشاهده کرد. در کنار افزایش امید به زندگی، نرخ باروری زنان نیز هر ساله در کشورهای مختلف کاسته شده است. این دو موضوع در نهایت رشد افراد مسن در جامعه را به دنبال داشته است [1].
گسترش پدیده سالمندی یکی از مهم‌ترین معضلات کشورهای توسعه‌یافته در دهه‌های اخیر بوده و پایداری رشد و توسعه اقتصادی در این کشورها را با نگرانی‌های جدی روبه‌رو ساخته است [2]. پیش‌بینی‌های جمعیتی نشان می‌دهد کشورهای در حال توسعه هم در مسیر سالمندی جمعیت قرار دارند و در سال‌های آینده با مشکلات مربوط به این پدیده مواجه می‌شوند [3].
بر اساس آمارهای منتشر‌شده توسط سازمان‌های بین‌المللی و همچنین سرشماری‌های انجام‌شده توسط مرکز آمار ایران، ساختار سنی جمعیت کشور به سوی سالمندی پیش می‌رود و ایران، ازجمله کشـورهای در حـال توسـعه‌ای است که به شدت با مسـئله پیـری دسـت بـه گریبـان است. ایران بعد از امارات و بحرین سومین کشور جهان از نظر سرعت رشد جمعیت سالمند است [2].
کشور ایران در سه دهه اخیر تحولات جمعیتی چشمگیری را تجربه کرده است. رشد جمعیت از حدود 3/9 درصد در دهه 1365-1355 به 1/29 درصد در دوره 1390-1385 و به 1/24 در دوره 1395-1390 کاهش یافته و میزان باروری کل نیز در دوره مشابه از حدود هفت فرزند به ازای هر زن، به 1/8 فرزند کاهش یافته است. تحولات باروری و مرگومیر و به تبع آن رشد جمعیت در دوره بعد از انقلاب اسلامی ایران، تورم جوانی را موجب شده که به تدریج گذار میان‌سالی و سالخوردگی جمعیت در دهه‌های آینده را رقم خواهد زد.
بر اساس سرشماری‌های سه دهه اخیر (1395-1365) مرکز آمار ایران، نسبت جمعیت زیر پانزده سال کشور از 45/5 درصد به 24 درصد کاهش یافته است. در کنار آن سهم جمعیت در سنین فعالیت (15-64 سال) در طی این مدت از 51/5 درصد به حدود 70 درصد افزایش یافته است. همچنین سهم جمعیت سالمند (65 ساله و بالاتر) نیز از 3/1 درصد در سال 1365 به 6/1 درصد در سال 1395 افزایش یافته است. بر اساس سرشماری سال 1395، در دوره 1395-1385 میانگین سنی جمعیت کشور از 24/7 سال به 31/1 سال افزایش یافته است.
یکی از بخش‌هایی که بیشترین اثرپذیری از ساختار جمعیتی جوامع را دارد، بخش اقتصادی است. ساختار جمعیتی می‌تواند بر سرمایه‌گذاری، پس‌انداز، مصرف و درنهایت، رشد اقتصادی اثرگذار باشد. سالمندی جمعیت می‌تواند موجب کاهش جمعیت فعال شود و به تبع آن، عرضه نیروی کار را کاهش دهد. کاهش در عرضه نیروی‌کار بر رشد اقتصادی و رفاه کشور تأثیرگذار است [4].
یکی دیگر از پیامدهای مهم سالمندی جمعیت ایجاد تغییرات توزیعی در اقتصاد است، زیرا سالمندی تأثیر مستقیم بر بازار کار و دستمزدها؛ بنابراین بر هزینه‌های تولید دارد. از سوی دیگر، افزایش تعداد سالمندان، افزایش هزینه‌های بهداشت و درمان و افزایش بار تکفل در جامعه را در پی دارد و هر فرد شاغل باید مخارج افراد بیشتری را تأمین کند؛ بنابراین ممکن است توزیع درآمد با افزایش جمعیت سالمند نابرابرتر شود. افزایش نابرابری ممکن است از یک طرف، به گسترش فقر در جوامع منجر شود و از طرف دیگر، مجدداً رشد اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد [5].
در چند دهه گذشته نابرابری درآمد در جهان افزایش یافته است. نابرابری درآمد پدیده‌ای جهان‌شمول و تا حدودی اجتناب‌ناپذیر است [6]. در ادبیات اقتصادی به عوامل مختلفی اشاره میشود که بر نابرابری مؤثر هستند. اولین مطالعات انجام‌شده در زمینه عوامل تأثیرگذار بر توزیع درآمد در مورد تأثیر رشد اقتصادی بر توزیع درآمد بوده است [7].
بحث در این زمینه با فرضیه «u معکوس» کوزنتس آغاز شد. این تئوری روی حرکت نیروی کار از بخش کشاورزی به صنعت تمرکز دارد. درآمد سرانه در بخش کشاورزی پایین‌تر و در بخش صنعت بالاتر فرض میشود. توسعه اقتصادی مستلزم حرکت نیروی کار و سرمایه از بخش کشاورزی به بخش صنعت بود.
طبق نظریه کوزنتس، در مراحل اولیه توسعه، رابطه نابرابری درآمد و تولید سرانه مثبت است، زیرا فرض میشود که با وجود نابرابری و وجود افراد ثروتمند، پس‌انداز افزایش می‌یابد و تولید بیشتر میشود؛ سپس با کوچک‌تر شدن بخش کشاورزی و در مراحل پایانی توسعه، این رابطه منفی میشود. این رابطه که با منحنی u معکوس نشان داده میشود، به منحنی کوزنتس معروف است [7, 8, 9, 10, 11].
بیشتر مطالعات تجربی که در دهه 1970 و ابتدای دهه 1980 انجام شد، تئوری کوزنتس را تأیید کردند. از این مطالعات می‌توان به مطالعه کراویس، کوزنتس، استوارت و وینگرن اشاره کرد، اما مطالعات تجربی انجام‌شده بعد از دهه 1990، ضعیف شدن رابطه نابرابری درآمد و توسعه‌یافتگی را نشان دادند که از مهم‌ترین آنها می‌توان به مطالعه چن و همکاران اشاره کرد [8]. پیکتی معتقد است هرگاه نرخ بازدهی سرمایه، بالاتر از نرخ رشد اقتصادی باشد، نابرابری درآمدی افزایش می‌یابد؛ بنابراین افزایش نابرابری درآمدی که در چند دهه اخیر شاهد آن بوده‌ایم، نتیجه مستقیم کندتر شدن رشد اقتصادی بوده است [12].
بدبینی مالتوس، بنیان حضور متغیرهای جمعیتی در اقتصاد را شکل داده و سبب مطرح شدن نظریه‌های جمعیتی شده و پیشرفت‌های شگرفی را در تشریح مسائل اقتصادی ایجاد کرده است. نظریه‌های مطرح‌شده توسط اقتصاددانان معروفی مانند جان استوارت میل، رابرت سولو و گری بکر نمونه‌هایی از این پیشرفت‌های نظری است که به گسترش نظریه‌گذار جمعیتی کمک شایان توجهی کرده است. کشورهای توسعه‌یافته در مقایسه با کشورهای در حال توسعه سالخوردگی جمعیت را زودتر تجربه کردند؛ بنابراین نظریه‌گذار جمعیتی ابتدا در کشورهای توسعه‌یافته مطرح و به تشریح میزان تولد و مرگومیر زیاد به کم (سالمند شدن جمعیت) پرداخته و به مرور در کشورهای در حال توسعه نیز به آثار اقتصادی آن توجه شده است [14 ،13]. علیرغم مطالعات زیادی که در زمینه تأثیر سالمندی بر متغیرهای گوناگون اقتصادی انجام شده است [16, 17, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 24 ،15 ،12 ،10 ،2]، مطالعات اندکی به بررسی کانال‌های اثرگذار سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد پرداخته‌اند.
گروبر و ویس رابطه سالمندی جمعیت و نابرابری درآمد را در یازده کشور عضو OECD طی دوره زمانی 1995-1980 بررسی کردند. نتایج نشان داد که سالمندی موجب کاهش سهم منابع تخصیص یافته به سالمندان و افزایش نابرابری درآمد شده است [25]. نتایج مطالعه شیراهس نشان داد نابرابری درآمد در کشور ژاپن، بین خانوارهایی با اعضای سالمند از اواسط دهه 1980 به بعد کاهش یافته، در‌حالی‌که نابرابری در خانوارهایی با سرپرست جوان افزایش یافته است. این نتیجه، تحت تأثیر سیستم حمایت فامیلی از سالمندان در این کشور است [26].
همچنین نتایج مطالعات انجام‌شده توسط بارت و همکاران، بیشاپ و همکاران، براون و پروس، دولس و همکاران، دروسدوسکی و همکاران و جونز رابطه مثبت بین سالمندی جمعیت و نابرابری درآمد در کشورهای با درآمد بالا را نشان میدهند [27, 28, 29 ,30 ,31, 32].
اگرچه در کشورهای در حال توسعه، میزان پیری جمعیت کمتر از کشورهای توسعه یافته است، اما در نتیجه کاهش سریع باروری و انتشار گسترده دانش پزشکی، گروه‌های مسن‌تر آنها با سرعت بیشتری نسبت به کشورهای صنعتی رشد می‌کنند. همچنین ساختارهای اجتماعی و اقتصادی به طور قابل توجهی بین کشورهای در حال توسعه و توسعه‌یافته متفاوت است؛ بنابراین میزان تأثیر پیری جمعیت بر نابرابری درآمد در یک کشور در حال توسعه ممکن است با یک کشور توسعه‌یافته متفاوت باشد [33].
نتایج پژوهش انجام‌شده توسط ژونگ نشان داد یکی از علل گسترش نابرابری درآمد در کشور چین، افزایش سالخوردگی جمعیت این کشور، متأثر از اجرای سیاست تک‌فرزندی از دهه 1980 به بعد است. تجزیه شاخص نابرابری بر حسب گروه‌های سنی در این کشور نشان داد افزایش قابل توجه نابرابری درآمد در مناطق روستایی، متأثر از افزایش جمعیت سالمند است [33].
ژانگ و شیانگ بعد از بررسی درآمد و هزینه‌های خانوارهای شهری چین طی دوره زمانی 2003-2009 نتیجه می‌گیرند که حدود ده درصد از نابرابری درآمد در چین، مربوط به سالمندی جمعیت است [34]. همچنین پژوهش‌های انجام‌شده در کشورهای در حال توسعه توسط چن و همکاران، ژانگ و همکاران، و وانگ و همکاران تأثیر مثبت سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد را تأیید کردند [35 ،11 ،8].
با این حال، پژوهش‌های اندکی مانند پژوهش‌های انجام‌شده توسط چو و جیانگ، مورلی و فیک رابطه سالمندی جمعیت و نابرابری درآمد را منفی ارزیابی کردند [37 ،36 ،17]. همچنین کاروناراتن مشاهده کرد که رابطه بین رشد سالمندی و نابرابری درآمد در سریلانکا، در ابتدا مثبت است، اما با رشد سالمندی جمعیت، جهت معکوس به خود می‌گیرد [38].
در ایران نیز محققان زیادی به مطالعه جنبه‌های مختلف آثار اقتصادی سالمندی جمعیت پرداخته‌اند. در پژوهش‌های انجام‌شده توسط راغفر و همکاران، باسخا و همکاران و همچنین میری و همکاران تأثیر سالمندی جمعیت بر رشد اقتصادی ایران مثبت ارزیابی شد [39 ،4 ،2]. نتایج پژوهش یاوری و همکاران نشان داد تأمین اجتماعی و بازنشستگی، یکی از مهم‌ترین بخش‌هایی است که از تغییر ساختار سنی جمعیت در آینده متأثر خواهد شد. ادامه روند سالمندی جمعیت و افزایش هزینه‌های تأمین اجتماعی، منجر به افزایش مالیات‌ها و کاهش رشد اقتصادی خواهد شد. یکی از پیشنهادات این محققان برای مقابله با این اثرات، افزایش سن بازنشستگی است [1].
پروین و همکاران با استفاده از آمار هزینه (درآمد) خانوارها در دوره 1394-1374 اقدام به بررسی تأثیر سالمندی جمعیت بر نابرابری در ایران کردند. نتایج این مطالعه نشان داد همراه با افزایش سن سرپرست خانوار، نابرابری درآمد بین گروه‌های سنی و نیز در گروه سالمند (خانوارهای بالای 65 سال) افزایش می‌یابد [5].
بررسی مطالعات پیشین نشان می‌دهد تأثیر سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد در کشورهای مختلف متفاوت بوده و از نوع و کیفیت سیستم‌های حمایتی و بازنشستگی، قوانین بازنشستگی، منشأ درآمد دریافتی خانوارهای سالمند و... متأثر است. از سوی دیگر، جمعیت در یک اقتصاد اغلب از گروه‌های سنی مختلف تشکیل شده و در گروه‌های سنی مختلف، نابرابری درآمد اغلب متفاوت است؛ بنابراین تغییر در نسبت جمعیت یک گروه خاص ممکن است بر نابرابری کل اقتصاد تأثیر بگذارد [40].
زمانی که تنها منبع درآمد خانوار حقوق و دستمزد باشد، در صورت فقدان یک سیستم حمایتی کارا، بدیهی است خروج از بازار کار، کاهش درآمد و رشد نابرابری را به همراه خواهد داشت، اما در صورت وجود سیستم بازنشستگی کارآمد یا در صورتی که خانوارها به جز حقوق و دستمزد از درآمدهایی مانند ارث، بهره، سود و... بهره‌مند باشند، خروج از بازار کار، الزاماً به افزایش نابرابری درآمد منجر نمی‌شود.
اگرچه مطالعات متعددی در زمینه عوامل مؤثر بر نابرابری درآمد در ایران صورت گرفته است، اما خلأ مطالعاتی جدی در زمینه تأثیر ساختار سنی و سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد احساس میشود. به دلیل اهمیت موضوع و با توجه به فقدان مطالعات متعدد در این زمینه، در این مطالعه تلاش شده تا تأثیر سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد ایران با استفاده از داده‌های دوره زمانی 97- 1349 و الگوی خودتوضیح با وقفه‌های گسترده بررسی شود. همچنین به منظور بررسی سرعت تعدیل مدل کوتاه‌مدت به مدل بلندمدت، الگوی تصحیح خطا نیز برآورد شده است تا پویایی‌های کوتاه‌مدت و چگونگی رفتن به سمت تعادل بلندمدت بررسی شود. تفاوت در روش و مدل مورد استفاده و نیز قلمرو مکانی این تحقیق را می‌توان به عنوان نوآوری آن قلمداد کرد.
روش مطالعه
با توجه به اهمیت موضوع سالمندی و تأثیر آن بر نابرابری درآمد، مطالعه حاضر قصد دارد تا با استفاده از روش کتابخانه‌ای و با استفاده از داده‌های اقتصاد ایران اقدام به بررسی تأثیر سالمندی بر نابرابری درآمد کند. با بررسی مطالعات انجام‌شده در زمینه الگوسازی تأثیر سالمندی بر نابرابری درآمد می‌توان دریافت که مهم‌ترین متغیرهای جمعیتی و اقتصادی اثرگذار بر نابرابری درآمد عبارت‌اند از: سالمندی جمعیت، آموزش، تولید (درآمد) ناخالص داخلی سرانه، نرخ تورم و شاخص آزادسازی تجاری [41 ،33 ،11 ،9 ،8].
اگرچه معیارهای مختلفی برای اندازه‌گیری نابرابری درآمد وجود دارد، اما در بیشتر مطالعات داخلی و خارجی از ضریب جینی به عنوان شاخص نابرابری درآمد استفاده شده است [33, 34, 35 ،31 ،30 ،23 ،11 ،8 ،2]؛ بنابراین در این مطالعه از ضریب جینی به عنوان متغیر نشان‌دهنده وضعیت نابرابری درآمد در کشور استفاده شده است. متعاقب مطالعات تجربی صورت‌گرفته معادله نابرابری درآمد به صورت فرمول شماره 1 تصریح میشود [8, 9, 11, 19 ,33]:
.jpg)
طوری که در آن:
Ageing (شاخص سالمندی): همان‌گونه کـه پیشـتر نیــز بیــان شــد، دو مؤلفــه برای ایجاد سالمندی، افزایش امید به زندگی و کـاهش نـرخ باروری هستند. هرچند سالمندی جمعیت در ایران، تاکنون به طور کامل بروز و ظهور نیافته است، اما افزایش تدریجی امید بـه زندگی و کاهش نرخ زاد و ولد، علائـم زودرس ایـن پدیده هستند؛ بنابراین با ترکیب این دو مؤلفه، مـی‌تـوان شاخصـی بـه دسـت آورد کـه نشـان‌دهنـده رونـد سـالمندی جمعیت باشد. این شاخص نسبت جمعیت بـالای 65 سال به جمعیت زیـر پانزده سـال است و نشانگر مسیر حرکت ساختار جمعیت در دهه‌های آتی است.
Literacy (سطح باسوادی): سطح سواد به عنوان یکی از مؤلفه‌های اصلی سرمایه انسانی همیشه مورد توجه قرار دارد و از آن به عنـوان یکی از عوامـل کاهش نابرابری درآمد یاد میشود. در این مطالعه از نرخ ثبت نام در دوره دوم تحصیلی به عنوان شاخصی برای سطح باسوادی استفاده شده است. GDP (تولید (درآمد) ناخالص داخلی سرانه): تولید ناخالص داخلی سرانه و (GDPt)2 مجذور تولید ناخالص داخلی سرانه است. استفاده از این دو متغیر مطابق با مبانی نظری تحقیق و برای بررسی فرضیه کوزنتس است.
CPI (شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی): رشد بهای کالاها و خدمات مصرفی (نرخ تورم) از مهم‌ترین عوامل ایجاد نابرابری و فقر در جامعه است، زیرا در شرایط تورمی افرادی که درآمد اسمی ثابت دارند، مانند کارمندان دولت، دستمزد واقعی‌شان کاهش می‌یابد و قدرت خرید واقعی آنها کاسته مـی‌شـود و افـرادی کـه دارایی‌های ثابت از قبیل مسکن دارند، به طور معمول به ارزش دارایی‌هایشان اضافه میشود که این مسئله در واقع به نوعی انتقال دارایی از افراد دارای درآمد اسمی ثابت به افراد دارای سـرمایه فیزیکی به شمار می‌رود.
Openness (آزادسازی تجاری): از نسبت صادرات و واردات به تولیـد ناخـالص داخلـی به عنوان شاخصی برای آزادسازی تجاری (شاخص باز بودن اقتصاد) یاد میشود. افـزایش سـهم تجـارت در کـل اقتصاد، با افزایش رقابت‌پـذیری در میـان بنگـاه‌هـای داخلی و خارجی عاملی در جهت تقویت بنیان‌های اقتصاد ملـی است و موجب ایجاد اشتغال و کاهش نابرابری درآمد است.
GINI (شاخص نابرابری درآمد): برای محاسبه نابرابری، شاخص‌های متفاوتی تعریف شده است، اما در بیشتر مطالعات برای بررسی وضعیت توزیع درآمد در کشورها و در سطح بین‌المللی از ضریب جینی استفاده میشود، چرا که شکاف درآمدی و چگونگی توزیع درآمد را نیز مشخص می‌کند و تنها ضریبی است که آمار و داده‌های آن در دسترس است. شاخص جینی بین صفر و یک است و معمولاً به صورت درصد بیان میشود. عدد صفر نشان‌دهنده برابری کامل است و بالا رفتن این عدد به معنای نابرابری بیشتر است.
همچنیــن در فرمول شماره 1 متغیــر مجــازی ســال‌های انقـلـاب و جنــگ تحمیلــی ایـران و عـراق (Du) نیـز در نظـر گرفتـه شـده اسـت. ایـن متغیـر نشـان دهنـده تأثیـر شـرایط اجتماعـی و جنـگ بـر وضعیـت نابرابری در ایـران اسـت.
با توجه به اینکه فرمول شماره 1 غیرخطی است، برای خطی‌سازی آن اقدام به لگاریتمی کردن متغیرهای توضیحی و متغیر وابسته (به اسـتثنای متغیـر مجـازی) مدل کردیم. استفاده از فرم لگاریتمی داده‌ها به جز خطی‌سازی مدل فواید دیگری نیز دارد. زمانی که داده‌ها به صورت لگاریتمی وارد مدل می‌شوند، ضرایب تخمینی میزان تغییر در متغیر وابسته را به ازای یک درصد تغییر در متغیر توضیحی با فرض پایداری سایر متغیرها نشان میدهند. در این مدل ضرایب β1 تا β6، درصد تغییر در ضریب جینی را به ازای یک درصد تغییر در متغیرهای توضیحی نشان میدهند که از آن تحت عنوان کشش هم یاد میشود.
همچنین ضرایب به‌دست‌آمده مستقل از واحد اندازه‌گیری هستند؛ بنابراین مـدل نهایــی تحقیــق به صــورت زیــر معرفــی میشود (حرف L قبل از متغیرها بیانگر لگاریتم است) (فرمول شماره 2):
در فرمول شماره 2، جمله خطای معادله رگرسیون، عرض از مبدأ و t سال است. برای تخمـین ضـرایب، از داده‌های سری زمانی اقتصاد ایران در دوره زمانی 97- 1349 استفاده شده اسـت. آمار و اطلاعات مربوط به همه متغیرها از سایت مرکز آمار ایران و سایت بانک جهانی استخراج شد و همه داده‌ها به صورت سالانه هستند.
وقفه در اقتصادسنجی بـه دلایـل مختلـف وجـود دارد. مهم‌ترین آنها را مـی‌تـوان شـامل ایسـتایی عادات انسان‌ها، مدت زمان لازم برای دائمی فـرض شدن درآمد، تأخیرهای موجود در دنیای واقعی، دلایل تکنولوژیک، نهادی، قانونی و قراردادهای نیروی کـار دانست. مدل‌هایی که شامـل وقفه توزیـعی هستنـد، نوعی از مـدل‌هـای علّـی پویـا هستند کـه دارای متغیرهای توضـیحی زیـاد بـا وفقـه‌هـای انـدک یـا وقفه‌های نامحدودی از یک متغیر به عنوان متغیرهـای توضیحی مورد استفاده قرار می‌گیرد.
در این وضـعیت احتمال وجود هم‌خطـی میـان متغیرهـا وجـود دارد و پایین بودن درجات آزادی در مسـیر تخمـین، اشـکال ایجاد خواهد کرد. در ایـن وضـعیت، امکـان تخمـین دقیــق پارامترهــا از طریــق روش حــداقل مربعــات معمـولی وجـود نـدارد و استفاده از روش‌های مدل‌سازی بـا اسـتفاده از توزیـع وقفه، توصیه میشود [2]. مــدل خــودتوضــیح بــا وقفــه‌هــای تــوزیعی (ARDL (p,q یکی از مدل‌های پویا است که برای انجام تحلیل‌هـای کوتــاه‌مــدت و بلنــد‌مــدت استفاده میشود. علاوه بر آن، در نمونـه‌هـای کوچـک نیـز بـه دلیـل در نظـر گـرفتن پویایی‌های کوتاه‌مدت بین متغیرها، از کارایی بـالایی برخوردار است [42]. در مدل ARDL مرتبـه خـودتوضـیح برابـر p و مرتبه وقفه‌های تـوزیعی برابـر بـا q تعریـف شده است. (فرمول شماره 3):
فرمول شماره 3 نشان می‌دهد متغیر وابسته y، تابعی از متغیرهای با وقفه از خود y و سایر متغیرهای توضیحی z است. جهت تخمین مدل با استفاده از روش ARDL ابتدا بایستی مانایی همه متغیرها بررسی شود، تـا این اطمینان حاصل شود کـه هـیچ یـک از متغیرهـا ایستا از مرتبه دو (2)I نباشد تا بدین وسـیله از نتـایج سـاختگی اجتنــاب شـود.
بــر اساس مطالعه اوتــارا در صورت وجـود متغیرهای I(2)در مدل، آماره F محاسبه‌شده، قابل اعتماد نیست؛ زیرا آزمـون F مبتنـی بـر ایـن فـرض اسـت کـه همـه متغیرهای موجود در مدل I(0) یا I(1) باشند [22]. تجزیـه و تحلیـل با استفاده از روش ARDL، مبتنـی بـر تخمین سـه معادله پویا، بلندمدت و تصحیح خطا است. برای برآورد مدل پویا، ابتدا باید تعداد وقفه‌های بهینه مربوط به متغیرها را بر اساس یکی از معیارهای آکائیک (AIC)، شوارز بیزین (SBC) و حنان کوئین (HQC) تعیین کرد. پس از برآورد الگوی پویا، جهت برآورد الگوی بلندمدت بایستی وجود و یا عدم وجود همجمعی بین متغیرهای موجود در الگو آزمون شود. برای انجام آزمون، مجموع ضرایب متغیر وابسته با وقفه در تخمین پویا از یک کسـر و بـر مجمـوع انحـراف معیـار ضـرایب مـذکور تقسـیم میشود. اگر قدر مطلق این کسـر از مقدار بحرانی جدول محاسـبه‌شـده توسـط بنرجی، دولادو و مستر بزرگ‌تر باشد، فرضیه صفر رد شده و وجود رابطه بلندمدت تأیید میشود. در این مطالعه جهت انجام مراحل تخمین مدل، از نرم‌افزار 10 Eviews استفاده میشود.
یافته‌ها
آمار توصیفی متغیرها در جدول شماره 1 ارائه شده است.
.jpg)
مطابق این جدول میانگین ضریب جینی طی دوره 97-1349 مقدار 0/004±0/41 بوده است. میانگین نرخ ثبت نام در دوره دوم تحصیلی (متوسطه) 2/58±63/2 درصد است. در این دوره درآمد ملی سرانه بین 3638/3 دلار تا 10261/3 دلار نوسان داشته و شاخص قیمت مصرف‌کننده نیز بین 0/167 تا 550 واحد نوسان داشته است. شاخص آزادسازی تجاری هم در این دوره بین 0/167 تا 0/85 متغیر بوده است.
در این مطالعه از نسبت جمعیت بـالای 65 سال به جمعیت زیـر پانزده سـال به عنوان شاخص سالمندی استفاده شده است. میانگین این شاخص در دوره مورد بررسی 0/009±0/127 بوده است. به عبارتی نسبت جمعیت بالای 65 سال به جمعیت زیر پانزده سال طی این دوره زمانی از 0/063 در ابتدای دوره به 0/26 در انتهای دوره افزایش یافته است.
ابتدا به منظور جلوگیری از رگرسیون کاذب، مانایی داده‌ها مورد آزمون قرار گرفت. بدین منظور از آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون مانایی در جدول شماره 2 گزارش شده است.
.jpg)
نتایج جدول شماره 2 نشان می‌دهد که متغیرهای لگاریتم ضریب جینی، لگاریتم شاخص سالمندی، لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه و لگاریتم شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی در سطح مانا نیستند و با یک‌بار تفاضل‌گیری مانا شده‌اند. متغیرهای لگاریتم سطح باسوادی و لگاریتم شاخص آزادسازی تجاری در سطح مانا می‌باشند. با توجـه بـه اینکـه متغیرهـا انباشته از درجات صـفر و یـک هسـتند، می‌توان از روش خودتوضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL) برای تخمین مدل استفاده کرد. همچنین بـه منظـور بررسی شکست ساختاری در متغیرهای نامانا، آزمـون پرون انجـام شد کـه وجـود شکسـت در ایـن متغیرها را تأیید نمی‌کند.
در این مطالعه برای تعیین وقفه بهینه از معیار شوارز بیزین (SBC) بهره گرفته شده است؛ زیرا در تعداد وقفه‌های بهینه صرفه‌جویی می‌کند؛ بنابراین برای نمونه‌هایی با کمتر از پنجاه مشاهده بسیار مناسب است [43]. نتایج حاصل از تخمین معادله پویا (معادله‌ای کـه در آن متغیـر وابسـته بـه شکل با وقفه، سمت راست معادله ظاهر مـی‌شـود) در جـدول شماره 3 آورده شده است.
.jpg)
همان‌طور که جـدول شماره 3 نشان می‌دهد مدل برآورد شده از R2 بالایی برخوردار است و به این معناست که 89 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی، توضیح داده شده است. همچنین تمام متغیرهای موجود در مدل معنادار هستند و آماره F که بیانگر معناداری کل مدل هست بـا اطمینان 100 درصد فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن همه ضرایب الگو را رد می‌کند. برای اطمینان از صحت اعتبار مدل، آزمون‌های تشخیصی لازم در انتهای جدول شماره 4 گزارش شده است.
.jpg)
آزمون‌های تشخیصی عدم وجود خودهمبستگی بین جملات اخلال، شکل تبعی صحیح، توزیع نرمال جملات پسماند و همسانی واریانس را تأیید می‌کنند.
پس از برآورد الگوی پویا، جهت برآورد الگوی بلندمدت بایستی فرضیه وجود یا عدم وجود هم جمعی بین متغیرهای موجود در الگو آزمون شود. در این مطالعه قدر مطلق مقدار بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر (2/936-) و آماره تی محاسباتی برای مدل مورد بررسی، برابر (3/879-) به دست آمد. با توجه به اینکه قدر مطلق تی به دست آمده از مقدار بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر بیشتر است، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت رد شده و فرضیه وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل تأیید میشود. نتایج حاصل از تخمین رابطه بلندمدت در جدول شماره 5 آورده شده است.
.jpg)
در بلندمدت همه متغیرها در سطح 95 درصد معنادار بوده و از علائم مورد انتظار برخـوردار هستند. با توجه به وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهـا، می‌توان از مدل تصحیح خطا (ECM) برای تعیین رابطه میان نوسـانات کوتـاه‌مـدت و ضـرایب بلنـد‌مدت و تعادلی بهره برد. الگوی تصحیح خطا، نوسانات کوتاه‌مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آنها ارتباط می‌دهد و واکنش پویای کوتاه‌مدت بین متغیرهای الگو را نیز بررسی می‌کند. نتایج برآورد الگوی تصحیح خطا در جدول شماره 4 آورده شده است.
بحث
نتایج حاصل از برآورد مدل بلندمدت که در جدول شماره 5 گزارش شده است، نشان می‌دهد در بلندمدت افزایش جمعیت سالمند نابرابری درآمد را تشدید می‌کند. یک درصد افزایش در شاخص سالمندی (نسبت جمعیت بـالای 65 سال به جمعیت زیـر پانزده سـال) در سطح معناداری 95 درصد، منجر به افزایش 0/14 درصد ضریب جینی شده است.
بـا توجـه بـه اینکـه آمارهـای سازمان ملل نشان میدهند ایـران در قرن بیست و یکم، سومین کشور جهـان از نظـر سـرعت رشـد پیری در جهـان خواهـد بـود و در دهـه‌هـای آتـی، آثـار مختلف اقتصادی این پدیده، دامان بخش‌های مختلـف اقتصاد ایران را خواهـد گرفـت، از اکنـون بایستی راه کارهای لازم برای مواجهه با آثـار بلندمدت ایـن پدیده اندیشیده شود [2].
نتایج به‌دست‌آمده در این تحقیق با بسیاری از تحقیقات قبلی، ازجمله پژوهش‌های ژانگ و شیانگ، وانگ و همکاران، چن و همکاران و همچنین دالس و همکاران که نشان میدهند سالمندی اثر منفی بر نابرابری درآمد دارد، هم جهت است [35 ،34 ،30 ،8]. همچنین نتایج این مطالعه، نتایج پژوهش انجام شده توسط پروین و همکاران که بر اساس آمار هزینه (درآمد) خانوارها در مناطق شهری و روستایی ایران انجام شده را تأیید می‌کند.
آموزش و باسوادی هم به عنوان متغیر اصلی تشکیل‌دهنده توسعه انسانی در مدل تصریح شده است. این متغیر در بلندمدت، هم‌راستا با مبانی نظری و مطالعات تجربی صورت‌گرفته در این زمینه، آثار مثبتی بر بهبود توزیع درآمد سرانه ایران داشته است و نتایج مطالعات قبلی را تأیید می‌کند [19 ،17 ،15]. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده در این پژوهش، یک درصد افزایش در نرخ باسوادی منجر به 0/19 درصد کاهش ضریب جینی در بلندمدت شده است (سطح اطمینان 99 درصد). به طور کلی، توزیع برابرتر آموزش به طور قابل توجهی در کاهش نابرابری درآمد نقش دارد. گسترش تحصیلی عامل مهمی در کاهش نابرابری آموزشی و در نتیجه نابرابری درآمد است.
تولید ناخالص داخلی سرانه در بلندمدت تأثیر منفی بر توزیع درآمد داشته و نابرابری درآمد را تشدید می‌کند. همچنین ضریب مجذور تولید ناخالص داخلی سرانه نیز منفی به دست آمد و هر دو ضریب در سطح اطمینان 95 درصد معنادار هستند؛ بنابراین در بلندمدت، فرضیه کوزنتس تأیید میشود. این موضوع با توجه به اینکه اقتصاد ایران در گروه کشورهای در حال توسعه بوده و مطابق فرضیه کوزنتس در مراحل اولیه توسعه، رابطه نابرابری درآمد و تولید سرانه مثبت است و در مراحل پایانی توسعه این رابطه منفی میشود، چندان غیرطبیعی به نظر نمی‌رسد. نتایج به‌دست‌آمده در این تحقیق با بسیاری از تحقیقات قبلی که در سایر کشورهای انجام‌شده هم‌راستا است [44 ،8].
ضریب متغیر شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی نیز در بلندمدت منفی و از معناداری مناسبی (سطح اطمینان 97 درصد) برخوردار است. با یک واحد افزایش در شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی در بلندمدت، نابرابری درآمد 0/021 درصد افزایش می‌یابد. این نتایج منطبق با ادبیات اقتصادی و بسیاری از مطالعات قبلی است [21 ،20 ،18]؛ زیرا در شرایط تورمی افرادی که درآمد اسمی ثابت دارند، مثل کارمندان دولت، بازنشسـتگان، مستمری‌بگیران و... دستمزد واقعی‌شان کاهش یافته و قدرت خرید واقعی آنها کاسته مـی‌شـود و افـرادی کـه دارایی‌های ثابت از قبیل مسکن، زمین، جواهرات و... دارند، به طور معمول به ارزش دارایی‌هایشان اضافه میشود که این مسأله در واقع به نوعی انتقال دارایی از افراد دارای درآمد اسمی ثابت به افراد دارای سـرمایه فیزیکی به شمار می‌رود؛ بنابراین تورم می‌تواند به افزایش شکاف درآمدی منجر شود.
ضریب بازبودن اقتصاد در بلندمدت منفی بوده و در سطح بیش از 95 درصد اطمینان معنادار است. بر اساس ادبیات اقتصادی بازبودن اقتصاد و گسترش مبادلات تجاری از طریق افزایش رقابـت‌پـذیری بنگاه‌های داخلی و نیز گسترش تکنولـوژی و سرمایه‌هـای خـارجی در کشور، موجب کاهش نابرابری در کشور میشود. نتایج به‌دست‌آمده در این تحقیق هم‌جهت با بسیاری از تحقیقات قبلی انجام شده است [24, 25].
همچنین مشاهده میشود، آثار جنگ و انقلاب نیز در الگوی بلندمدت تاثیر مثبت و معنادار (سطح اطمینان96 درصد) بر نابرابری درآمد داشته و موجب تشدید نابرابری درآمد شده است.بر اساس نتایج برآورد الگوی تصحیح خطا که در جدول شماره 4 آورده شده است در کوتاه‌مدت نیز همانند بلندمدت با افزایش سالمندی، نابرابری درآمد تشدید میشود. ضرایب همه متغیرها در الگوی تصحیح خطا همانند الگوی بلندمدت بوده و در سطح اطمینان 95 درصد معنادار هستند.
ضرایب مربوط به مدل تصحیح خطا نیـز از معنـاداری مناسبی برخوردار هستند. ضریب تصحیح خطـا نشـان می‌دهد که 44/8 درصد از عدم تعادل در درآمد سرانه از میزان بلندمدت آن در کوتاه‌مدت تصحیح می‌شـود و تقریباً در دو دوره، بخـش عمـده‌ای از خطـای کوتـاه‌مدت جبران میشود و مدل به سمت تعادل بلندمدت حرکت خواهد کرد. به عبارتی اگر در کوتاه‌مدت یک شوک ایجاد شود در هر دوره تقریباً 44/8 درصد انحراف ناشی از شوک از بین می‌رود و دوباره متغیرها به روند بلندمدت خود برمی‌گردند. منفـی بـودن ضریب تصحیح خطـا نشان‌دهنده این اسـت کـه هـر عـدم تعـادلی در الگـو در بلندمدت به سمت تعادل حرکت می‌کند.کوچک‌تر از یک بودن ضریب تعدیل بیانگر همگرایی مدل در کوتاه‌مدت است.
نتیجه‌گیری نهایی
مطالعه حاضر با هدف بررسی اثرات سالمندی جمعیت بر نابرابری درآمد در ایران طی دوره زمانی 1397-1349 انجام شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل نشان می‌دهد افزایش جمعیت سالمند که خود پیامد کاهش نرخ باروری و افزایش امید به زندگی است، موجب تشدید نابرابری درآمد شده است. از سوی دیگر، سالمندی جمعیت تنها عامل اثرگذار بر نابرابری درآمد نیست و عواملی نظیر آموزش، تولید، تورم و جهانی شدن که در ادبیات اقتصادی به آن اشاره شده است نیز بر نابرابری اثرگذار هستند. در این مطالعه در کنار سالمندی جمعیت، تأثیر متغیرهای فوق بر نابرابری درآمد بررسی شد. نتایج نشان می‌دهد که فرضیه کوزنتس در اقتصاد ایران تأیید شده و آموزش و جهانی شدن نابرابری درآمد را کاهش میدهند، در‌حالی‌که رشد قیمت کالاها و خدمات نابرابری درآمد را تشدید می‌کند.
از آنجا که در سال‌های آتی جمعیت سالخورده کشور با سرعت بیشتری رشد خواهد کرد، سالمندی جمعیت، نیروی بالقوه‌ای برای رشد نابرابری درآمد است؛ بنابراین پیش‌بینی تمهیدات لازم برای کـاهش آثـار منفـی سالمندی ضروری به نظر می‌رسد. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده سیاست‌گذاران بایستی در کنار برنامه‌ریزی برای کاهش اثرات سوء سالمندی بر نابرابری درآمد نظیر افزایش سن بازنشستگی، افزایش نرخ مشارکت سالمندان در بازار کار، سرمایه‌گذاری در آموزش کارگران (آموزش‌هایی مبتنی بر نیازهای حال و آینده بازار کار) و... با سرمایه‌گذاری در آموزش و گسترش روابط تجاری با سایر کشورها و همچنین تثبیت شرایط اقتصادی و کنترل تورم موجبات کاهش نابرابری درآمد را فراهم آورند. با توجه به محدودیت‌های آماری، دسته‌بندی تفصیلی ساختارهای سنی و همچنین بررسی به تفکیک استانی امکان‌پذیر نبود. با توجه به رشد سالمندی جمعیت در دهه‌های آتی و تأثیر منفی این پدیده بر توزیع درآمد، نقش صندوق‌های بازنشستگی در کاهش نابرابری درآمد می‌تواند در مطالعات آتی پژوهشگران بررسی شد.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مقاله مورد تایید کمیته اخلاق دانشگاه تربیت مدرس قرار گرفته است (کد: IR.MODARES.REC.1399.127).
حامی مالی
این پژوهش بخشی از رساله دکتری نویسنده اول در گروه اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس تهران بوده است.
مشارکت نویسندگان
تمام نویسندگان در طراحی، اجرا و نگارش همه بخش‌های پژوهش حاضر مشارکت داشته‌اند.
تعارض منافع
در این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.
References
1.Yavari K, Basakha M, Sadeghi H, Naseri AR. [Economic aspects of ageing (Persian)]. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2015; 10(1):92-105. http://salmandj.uswr.ac.ir/article-1-702-en.html
2.Basakha M, Yavari K, Sadeghi H, Naseri A. [Population aging and Iran’s non-oil economic growth (Persian)]. Payavard Salamat. 2015; 9(2):131-46. http://payavard.tums.ac.ir/article-1-5689-en.html
3.Mirzaie M, Darabi S, Babapour M. [Population aging in Iran and rising health care costs (Persian)]. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2017; 12(2):156-69. [DOI:10.21859/sija-1202156]
4.Miri N, Maddah M, Raghfar H. [Aging and economic growth (Persian)]. Salmand: Iranian Journal of Ageing. 2019; 13(5):626-37. [DOI:10.32598/SIJA.13.Special-Issue.626]
5.Parvin S, Bagheri Pormehr Sh, Pagard Alishahi F. [The affect of population aging on income inequality in Iran (Persian)]. Population Studies. 2019; 5(1):103-25. http://jips.psri.ac.ir/article_108262.html?lang=en
6.Alvaredo F. World inequality report 2018. Cambridge, MA/London: Harvard University Press; 2018. [DOI:10.4159/9780674984769]
7.Nili M, Frahbakhsh A. [The relationship between economic growth and income distribution (Persian)]. The Journal of Planning and Budgeting. 1999; 3(10-11):121-54. http://jpbud.ir/article-1-244-fa.html
8.Chen X, Huang B, Li S. Population aging and inequality: Evidence from China. The World Economy. 2018; 41(8):1976-2000. [DOI:10.1111/twec.12551]
9.Gustafsson B, Johansson M. In search of smoking guns: What makes income inequality vary over time in different countries? American Sociological Review. 1999; 64(4):585-605. [DOI:10.2307/2657258]
10.Kuznets S. Economic growth and income inequality. The American Economic Review. 1955; 45(1):1-28. https://www.jstor.org/stable/1811581
11.Zhang H, Ke L, Ding D. The effect of chinese population aging on income inequality: Based on a micro-macro multiregional dynamic cge modelling analysis. Emerging Markets Finance and Trade. 2021; 57(5):1399-419. [DOI:10.1080/1540496X.2019.1623781]
12.Piketty T. Capital and wealth taxation in the 21st century. National Tax Journal. 2015; 68(2):449-58. [DOI:10.17310/ntj.2015.2.10]
13.Malthus TR. First essay on population, 1798. London: Palgrave Macmillan; 1966. https://link.springer.com/book/10.1007/978-1-349-81729-0
14.Dallali Esfahani R, Esmaeilzadeh R. [A new view on population ideas (Malthus, Keynes and Becker Revisions) (Persian)]. Journal of Social Sciences. 2007; 4(1):97-120. [DOI:10.22067/JSS.V0I0.8719]
15.Barro RJ. Inequality and growth in a panel of countries. Journal of Economic Growth. 2000; 5(1):5-32. [DOI:10.1023/A:1009850119329]
16.Faik J. Impacts of an ageing society on macroeconomics and income inequality - the case of Germany since the 1980s. SOEPpaper. 2012; Desember;No. 518. [DOI:10.2139/ssrn.2190302]
17.De Gregorio JD, Lee JW. Education and income inequality: New evidence from cross‐country data. Review of Income and Wealth. 2002; 48(3):395-416. [DOI:10.1111/1475-4991.00060]
18.Law CH, Soon SV. The impact of inflation on income inequality: the role of institutional quality. Applied Economics Letters. 2020; 27(21):1735-8. [DOI:10.1080/13504851.2020.1717425]
19.Lee JW, Lee H. Human capital and income inequality. Journal of the Asia Pacific Economy. 2018; 23(4):554-83. [DOI:10.1080/13547860.2018.1515002]
20.Monnin P. Inflation and income inequality in developed economies. CEP Working Paper Series. 2014; June. [DOI:10.2139/ssrn.2444710]
21.Muhibbullah M, Das MR. The impact of inflation on the income inequality of Bangladesh: A time series analysis. International Journal of Business and Technopreneurship. 2019; 9(2):141-50. http://103.86.130.60/handle/123456789/61023
22.Ouattara B. Foreign aid and fiscal policy in Senegal. Manchester, UK: University of Manchester; 2004.
23.van der Ploeg F. Natural resources: Curse or blessing? Journal of Economic literature. 2011; 49(2):366-420. [DOI:10.1257/jel.49.2.366]
24.Wu JY, Hsu CC. Foreign direct investment and income inequality: Does the relationship vary with absorptive capacity? Economic Modelling. 2012; 29(6):2183-9. [DOI:10.1016/j.econmod.2012.06.013]
25.Gruber J, Wise D. An international perspective on policies for an aging society. NBER Working Paper. 2001; January:No. 8103. [DOI:10.3386/w8103]
26.Shirahase S. Income inequality among older people in rapidly aging Japan. Research in Social Stratification and Mobility. 2015; 41:1-10. [DOI:10.1016/j.rssm.2015.03.001]
27.Barrett GF, Crossley TF, Worswick C. Consumption and income inequality in Australia. Economic Record. 2000; 76(233):116-38. [DOI:10.1111/j.1475-4932.2000.tb00011.x]
28.Bishop JA, Formby JP, Smith WJ. Demographic change and income inequality in the United States, 1976-1989. Southern Economic Journal. 1997; 64(1):34-44. [DOI:10.1002/j.2325-8012.1997.tb00003.x] [PMID]
29.Brown RL, Prus SG. Income inequality over the later-life course: A comparative analysis of seven OECD countries. Annals of Actuarial Science. 2006; 1(2):307-17. [DOI:10.1017/S1748499500000178]
30.Dolls M, Doorley K, Paulus A, Schneider H, Sommer E. Demographic change and the European income distribution. The Journal of Economic Inequality. 2019; 17(3):337-57. [DOI:10.1007/s10888-019-09411-z]
31.Drosdowski T, Stöver B, Wolter MI. The impact of ageing on income inequality. GWS Discussion Paper Series. 2015; 15-16. https://ideas.repec.org/p/gws/dpaper/15-16.html
32.Jones RS. Income inequality, poverty and social spending in Japan. OECD Economics Department Working Papers. 2007; No. 556. https://www.oecd-ilibrary.org/economics/income-inequality-poverty-and-social-spending-in-japan_177754708811
33.Zhong H. The impact of population aging on income inequality in developing countries: Evidence from rural China. China Economic Review. 2011; 22(1):98-107. [DOI:10.1016/j.chieco.2010.09.003]
34.Zhang J, Xiang J. How aging and intergeneration disparity influence consumption inequality in China. China & World Economy. 2014; 22(3):79-100. [DOI:10.1016/j.chieco.2010.09.003]
35.Wang Ch, Wan G, Luo Zh, Zhang X. Aging and inequality: The perspective of labor income share. ADBI Working Paper. 2017; No. 764. https://www.econstor.eu/handle/10419/179220
36.Chu CYC, Jiang L. Demographic transition, family structure, and income inequality. The Review of Economics and Statistics. 1997; 79(4):665-9. [DOI:10.1162/003465397557079]
37.Morley SA. The effect of changes in the population on several measures of income distribution. The American Economic Review. 1981; 71(3):285-94. https://www.jstor.org/stable/1802779
38.Karunaratne HD. Age as a factor determining income inequality in Sri Lanka. The Developing Economies. 2000; 38(2):211-42. [DOI:10.1111/j.1746-1049.2000.tb00877.x]
39.Raghfar H, Mousavi MH, Ardalan Z. [Aging phenomenon impacts and efficiency changes effects on pension and macroeconomic variables using a dynamic general equilibrium approach-over lapping generation model (OLG) (Persin)]. Journal of Population Association of Iran. 2014; 9(17):7-35. http://www.jpaiassoc.ir/article_20067.html
40.Dong Zh, Tang C, Wei X. Does population aging intensify income inequality? Evidence from China. Journal of the Asia Pacific Economy. 2018; 23(1):66-77. [DOI:10.1080/13547860.2017.135427]
41.Lui HK. Ageing population and rising income inequality in post-handover Hong Kong. Review of Integrative Business and Economics Research. 2019; 8(1):51-63. http://buscompress.com/uploads/3/4/9/8/34980536/riber_8-1_x01_b18-028_51-63.pdf
42.Ahmad M, Tashkini A, Soori AR. [The estimation of consumption function in Iran’s economy (Persian)]. Economics Research. 2008; 8(28):15-39. https://joer.atu.ac.ir/article_3230.html
43.Noferesti M. [Demographic changes and demand for money in Iran (Persian)]. Ravand. 2011; 19(58):15-32. https://www.cbi.ir/page/8353.aspx
44.Saith A. Development and distribution: A critique of the cross-country U-hypothesis. Journal of Development Economics. 1983; 13(3):367-82. [DOI:10.1016/0304-3878(83)90006-8]
45.Asteriou D, Dimelis S, Moudatsou A. Globalization and income inequality: A panel data econometric approach for the EU27 countries. Economic Modelling. 2014; 36:592-9. [DOI:10.1016/j.econmod.2013.09.051]
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
رفاه اجتماعی
دریافت: 1399/9/2 | پذیرش: 1399/11/29 | انتشار: 1400/7/19
دریافت: 1399/9/2 | پذیرش: 1399/11/29 | انتشار: 1400/7/19
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
تمامی آثار نشریه سالمند: مجله سالمندی ایران تحت مجوز Creative Commons
Attribution-NonCommercial 4.0 هستند.
تماس با ما
تلفن دفتر نشریه:
تلفن مستقیم:02171732827(تماس فقط روزهای شنبه، یکشنبه و سه شنبه ساعت 10 الی 12) 021221800- داخلی 2827
ایمیل: salmand2010@gmail.com
تلفن ناشر : 02145355000 - 02145355555
