مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری در دو

فصلنامة علمي پژوهشي رفاهاجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 Socal Welfare Quarterly, Vol 16, Fall 216, No 62 مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری در دو سال 1382 و 139 Comparng Iran, s per capta welfare changes Due to Increase n Inequalty n 23 and 211 Ramn Shrdel 1, Hossen Sadegh 2, Abbas Asar Aran 3, Ghahreman Abdol 3 Introducton: The most mportant problem of Iran s economy n 21s was declne n fnancal strength of government for contnung economc subsdes, whch led to falure to start and contnue nfrastructural and vtal projects. Also, t changed the optmum socal consumpton habt. These reasons caused the government to start economc reform (such as lberalzaton of energy condut prces ),whch was called economc evoluton plan, from the wnter of 21. Besde these reforms, external shocks such as ol prce ncrease caused a deep effect on Iran s man economc varables such as nequalty. Ths research amed to nvestgate the effect of nequalty changes on the welfare per capta n ths perod.. In other words, the effect of changes n ncome dstrbuton (nequalty) on welfare on 211 compared to 23. 1 Ph.D n Health Economcs 2 Ph.D n Economcs <sadeghh@modares. ac.r> 3Ph.D n Economcs رامین شیردل * حسین صادقی ** عباس **** عصاری آرانی *** قهرمان عبدلی مقدمه: معضل اساسی که اقتصاد ایران در دهه 8 با آن مواجه بود کاهش توان مالی دولت در ادامه دادن یارانههای اقتصادی بوده است که منجر به جلوگیری از شروع و ادامه دادن پروژههای عمرانی و حیاتی کشور شده بود و الگوی مصرف جامعه را از حالت بهینه خارج کرده بود و م واردی از ای ن دس ت. ای ن دالی ل باع ث ش د دولت از زمستان 88 شروع به اصاحات اقتصادی )از جمله آزادسازی قیمت حاملهای انرژی( با عنوان طرح تحول اقتصادی کند که همزمان با آن شوکهای بیرونی مانند افزایش قیمت نفت و غیره نیز اتفاق افتاد و تأثیر عمیقی بر متغیرهای اصلی اقتصاد ایران از جمله نابرابری گذاشت. اینکه تغییرات نابرابری ایجاد شده در این دوره چه تأثیری بر رفاه سرانه ایران گذاشته است در این تحقیق مورد توجه قرار گرفته است. به عبارت دیگر مسالهای که این تحقیق به دنبال حل آن است برآورد صرفا تأثیرات تغییر در توزیع درآمد )نابرابری( بر رفاه در سال 139 نسبت به 1382 میباشد نه تغییرات درآمد. * دکتر اقتصاد سامت دانشگاه تربیت مدرس ** دکتر اقتصاد دانشگاه تربیت مدرس )نویسنده مسئول( <sadeghh@modares.ac.r> *** دکتر اقتصاد دانشگاه تربیت مدرس **** دکتر اقتصاد دانشگاه تهران 323

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 Method: The margnal utlty of consumpton was used as the determnant of welfare per capta. To measure welfare, Bergson Samuelson model was appled, whch consders both effects of ncome on welfare and ncome dstrbuton. The Bergson Samuelson model s margnal utlty of consumpton s generated from two parameters; the consumpton per capta and the elastcty of margnal utlty of consumpton/ ncome. The second parameter s an ndcator for nequalty. There are some dfferent methods for calculaton of the elastcty, but behavoral evdence and revealed socal values approaches are two relable of them whch were used n ths paper. Consderng that welfare changes were calculated for a perod of eght years, the results can be used n the longterm polcy makng. Results: The results showed that Iran s welfare per capta decreased by 5.23 percent n 211 compared to 23 due to ncrease n nequalty It s worth mentonng that n ths perod, nequalty averson ncreased. Dscusson: The elastcty of margnal utlty of consumpton n Iran for 1965 23 and 1982211 was equal to 1.56 and 1.92 respectvely, whch show nequalty aver روش: در این مقاله از مطلوبیت نهایی مصرف بهعنوان شاخص رفاه سرانه استفاده شده است. تابع مورد استفاده رفاه نیز برگسونساموئلس ون میباش د ک ه ه م تأثی رات درآمد بر رفاه را لحاظ میکند و هم توزیع درآمد را. در تابع مطلوبیت نهایی مصرف برگسون ساموئلسون که از دو پارامتر مصرف سرانه و کشش مطلوبیت نهایی مصرف/درآمد تشکیل شده است پارامتر دوم نشاندهنده تغییرات نابرابری است. رویکردهای مختلفی برای برآورد این کشش وجود دارد اما دو رویکرد شواهد رفتاری و ارزشهای آشکارشده معتبرتر از بقیه هستند که در این مقاله مورد استفاده قرار گرفته اند. محاسبه تغییر رفاه در اثر نابرابری نیز برای دوره بلندمدت 8 ساله انجام شده است و انتظار میرود نتایج آن تحت تأثیر اثرات کوتاهمدت نباشد یعنی قابل استفاده در سیاستگذاریهای بلندمدت میباشد. یافتهها: رفاه سرانه ایران در سال 139 نسبت به سال 5/23 1382 درصد به دلیل افزایش نابرابری کاهش یافته است. شایان ذکر است در دوره مذکور در جامعه بیزاری از نابرابری افزایش یافته است. بح ث: قدر مطلق کشش مطلوبیت نهایی مصرف در ایران با استفاده از رویکرد شواهد رفتاری برای دورههای 13821344 و 1362 139 به ترتیب برابر 1/56 و 1/92 برآورد شده است که نشان دهنده بیزاری از نابرابری است. در واقع این افزایش بیزاری از نابرابری 324

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... son. In fact, ths averson caused a 5.23 percent decrease n welfare per capta n Iran. Also, based on the revealed socal values approach, the margnal utlty of consumpton elastcty s equal to 1, whch s not relable due to the hgh share of ol revenues on the government s ncome. Keywords: behavoral approach, elastcty of margnal utlty of consumpton, Inequalty, socal revealed values approach, welfare باعث کاهش رفاه سرانه ایران به اندازه %5/23 شده است. شایان ذکر است کشش مطلوبیت نهایی مصرف بر اساس رویکرد دوم )ارزشهای آشکارشده( میباشد که به دلیل باال بودن سهم درآمد نفتی در درآمدهای دولت این رویکرد نتیجه اریبی به دست داده است و قابل اتکا نیست. کلیدواژهها: رفاه رویکرد ارزشهای آشکارشده جامعه رویکرد شواهد رفتاری کش ش مطلوبی ت نهای ی مص رف نابراب ری تاریخ دریافت: 93/12/25 تاریخ پذیرش: 95/7/18 مقدمه یکی از دغدغههای اصلی اقتصاددانان ارزیابی تغییرات رفاه جامعه است به عبارتی اقتصاددانان عاقهمند هستند از ابزارها و سیاستهای اقتصادی استفاده کنند تا رفاه جامعه را افزایش دهند. اینکه چه عواملی بر روی رفاه جامعه تأثیر میگذارد یکی از مباحث چالشبرانگیز علمی بوده است بهطوریکه نظریات مختلفی دراینباره ارائه شده است. درواقع تغییرات رفاه میتواند ریشههای مختلفی داشته باشد: سطح درآمد توزیع درآمد محیط زیست آموزش سامت عوامل اجتماعی عوامل فرهنگی و جز اینها. با در نظر گرفتن اصل قلت موضوعی فریدمن )که بیان میکند حداقل متغیرهای تأثیرگذار در مدل انتخاب شود بهطوریکه توضیحدهندگی مدل خیلی تحت تأثیر قرار نگیرد( در اکثر تحقیقات مربوط به رفاه معموال دو متغیر درآمد و نابرابری را بهعنوان شاخص رفاه در نظر میگیرند )صادقی و همکاران 1389(. در بسیاری از موارد این دو 325

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 شاخص معیارهای دیگر از قبیل محیط زیست سامت و جز اینها را نیز تا حدودی شامل میشود. مثا میتوان ادعا کرد کسانی که درآمد بیشتری دارند در مناطق با آبوهوای بهتر شهر زندگی میکنند سطح سامت و تحصیات باالتری دارند در طبقه اجتماعیفرهنگی باالتری جای دارند و... در رابطه بااینکه درآمد تأثیر بیشتری بر رفاه دارد یا توزیع آن نظرات متفاوتی وجود دارد: بعضی از صاحبنظران معتقدند اول باید درآمد ایجاد شود سپس توزیع شود به این خاطر در تابع رفاه وزن بیشتری به درآمد در مقایسه با توزیع میدهند. بعضیها هم اعتقاد دارند که توزیع درآمد به درآمدزایی ارجحیت دارد بههرحال چیزی که مهم است اکثر اقتصاددانان به هر دو شاخص اهمیت میدهد. مدل برگسون ساموئلسون نیز یکی از مدلهایی است که از آن در اقتصاد رفاه استفادههای زیادی میشود. این مدل که در بخشهای بعد بهصورت مفصل توضیح داده شده است به هر دو شاخص درآمد و نابرابری اهمیت میدهد و در این تحقیق از این مدل استفاده شده است. در بسیاری از مطالعات انجامشده در ایران و خارج از ایران به تأثیر»درآمد بهصورت تنها«بر روی رفاه پرداخته شده است و یا اینکه تأثیرات آن بهصورت همزمان با توزیع درآمد بر روی رفاه موردبررسی قرارگرفته است. چیزی که کمتر در مطالعات دیده میشود تأثیر فقط متغیر توزیع )نابرابری( بر روی رفاه است که در این تحقیق به دلیل مهم بودن آن در دهه 8 اقتصاد ایران مدنظر قرارگرفته و بررسی شده است. به عبارتی در دهه 8 )بهصورت دقیقتر 829( در ساختار اقتصادی ایران اتفاقاتی افتاده است که باعث افزایش نابرابری شده است و از این مسیر رفاه ایران را کاهش داده است که در این تحقیق به برآورد این تغییر رفاه پرداخته شده است. 326

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... معضل اساسی که اقتصاد ایران در دهه 8 با آن مواجه بود کاهش توان مالی دولت در ادامه دادن یارانههای اقتصادی بوده است که منجر به عدم شروع پروژههای حیاتی کشور شده بود و الگوی مصرف جامعه از حالت بهینه خارج شده بود و غیره. این دالیل باعث شد دولت شروع به اصاحات اقتصادی کند که همزمان با آن شوکهای بیرونی مانند افزایش قیمت نفت نیز اتفاق افتاد و تأثیر عمیقی بر متغیرهای اصلی اقتصاد ایران ازجمله نابرابری گذاشت. بهصورت خاصه در دوره 1382 تا 139 برخی سیاستها و اتفاقات اقتصادی از قبیل رشد قیمت نفت اعطای وام به بنگاههای زودبازده و شروع طرحهای عمرانی زیاد شروع طرح تحول اقتصادی رشد پایه پولی رشد نرخ سود بانکی رشد نرخ ارز و غیره را شاهد بودیم که درمجموع هم بر رشد اقتصادی و هم بر توزیع درآمد تأثیر منفی گذاشت. اینکه تغییرات نابرابری ایجاد شده در این دوره چه تأثیری بر رفاه سرانه ایران گذاشته است در این تحقیق موردتوجه قرارگرفته است. بهعبارتدیگر مسئلهای که این تحقیق به دنبال حل آن است برآورد تأثیر توزیع درآمد )نابرابری( بر رفاه است نه تغییرات درآمد. 2 مبانی نظری سطح رفاه مفهومی ذهنی است و میتوان آن را معادل با سطح مطلوبیت در نظر گرفت. در ادبیات نظری تاش شده است این پارامتر ذهنی با استفاده از شاخصهایی مانند سطح مصرف درآمد و نابرابری )توزیع درآمد و امکانات( برآورد شود )صادقی و همکاران 1389( و این به دلیل عدم توانایی در برآورد مستقیم رفاه )مطلوبیت( است. درواقع نزدیکترین شاخص به رفاه همان مطلوبیت است و بهترین شاخصی که میتوان برای برآورد تغییرات رفاهی استفاده کرد 327

62 شماره 95 پاییز شانزدهم سال اجتماعي رفاه پژوهشي علمي فصلنامة است ثابت عددی کل رفاه درواقع است نهایی( )مطلوبیت مطلوبیت تغییرات و کرد بیان درصدی بهصورت میتوان را نهایی )رفاه( مطلوبیت تغییرات ولی قرارگرفته استفاده مورد مقاله این در که نهایی مطلوبیت البته است. کاربردیتر دارد. نیز را نابرابری و )مصرف( درآمد سطح شاخصهای زیر خود بطن در است بررسی به نیاز جامعه رفاه بر درآمد/مصرف متغیر تأثیر چگونگی بررسی و )مصرف( درآمد توزیع به توابع این از بعضی دارد. اجتماعی رفاه تابع نوع برگسون مانند توابع از برخی و میدهند اهمیت درآمد سطح به دیگر بعضی به توجه با میدهند. اهمیت متغیرها این هردوی به غیره و 2 سن 1 ساموئلسون بیشترین و مستقل متغیر کمترین با مدل )انتخاب فریدمن موضوعی قلت اصل تابع بهعنوان ساموئلسون برگسون تابع از تحقیق این در توضیحدهندگی( قدرت میشود. داده توضیح مفصل بهصورت که است شده استفاده تحقیق پایه رفاه ی اصل دف ه ه ک ردم م ی رفاه رات تغیی ری اندازهگی د ش ر ذک ه ک ور همانط ردم م ف مختل ار اقش ی نهای اه( )رف ت مطلوبی رآورد ب ه ب از نی ت اس ق تحقی ن ای )پیشفرض است عادی و خوب کاالی )مصرف( درآمد اینکه به توجه با دارد. بود. خواهد نزولی مصرف نهایی مطلوبیت تابع تحقیق( بهصورت جامعه افراد مطلوبیت از تابعی ساموئلسون برگسون اجتماعی رفاه گرفته نظر در آنها مصرف از تابعی افراد مطلوبیت و بوده جداییپذیر و جمع میکند: تغییر دولتی طرحهای انجام با که میشود = ( n 1, 2, 3,.) = 1 = 1 SW f U U U U 1. Bergson Samuelson 2. Sen 328

نابرابری... افزایش دلیل به ایران سرانه رفاه تغییرات مقایسه افراد مطلوبیت از تابعی بهصورت که است اجتماعی رفاه تابع SW آن در بهصورت را )dsw( جامعه رفاه تغییر میتوان مصرف تغییر با است. U جامعه داد: نشان زیر dsw = U C n = 1 ' 2 ' U آن در که همان یا مصرف واحد یک تغییر اثر در فرد مطلوبیت تغییر نشاندهنده C و منفی( شیب دارای و مثبت پیشفرض )مطابق مصرف نهایی مطلوبیت C و است پروژه اجرای براثر فرد مصرف ' Ä تغییر میزان است فرد مطلوبیت تغییر میزان بیانگر U اندازه همان به dsw اجتماعی رفاه تغییر به منجر )1( معادله در اجتماعی رفاه تابع مطابق که میدهد. دست به را جامعه رفاهی تغییرات کل افراد رفاهی تغییرات مجموع درواقع میشود. )درآمد( مصرف افزایش با )درآمد( مصرف بودن عادی و خوب پیشفرض به توجه با و مثبت نهایی مطلوبیت در بهعبارتدیگر کمتری سرعت با ولی مییابد افزایش کل مطلوبیت است مصرفی پایین سطوح از کمتر نهایی مطلوبیت مصرفی باالی سطوح در یعنی است نزولی ' C U لذا دارد. کل رفاه با عکس رابطهای نهایی مطلوبیت گرفت نتیجه میتوان این از و C آن در که است فرد مطلوبیت تغییر اثر در جامعه رفاه تغییر میزان ' U بودن قابلاندازهگیری د: باش ر زی ورت بهص ت مطلوبی ع تاب ولی است مشخص کنید فرض دارد. جامعه افراد مطلوبیت تابع بودن مشخص به نیاز U = C e 1 e ( ) / (1 ) 3 مطلوبیت کشش e و فرد سرانه مصرف C فرد Uمطلوبیت )3( رابطه در فرد آن سرانه مصرف افزایش با فرد هر رفاه است. درآمد یا مصرف نهایی است. فرد آن سرانه مصرف از تابعی فرد هر مطلوبیت لذا میکند پیدا افزایش 329

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 مطلوبیت نهایی )شاخص رفاه( امین فرد بهصورت زیر بوده که مقداری مثبت است ضمنا مطلوبیت نهایی تابعی مثبت از مصرف و قدر مطلق کشش مطلوبیت نهایی مصرف است. du dc e = MU = C > 4 مشتق دوم رابطه )3( منفی است و نزولی بودن مطلوبیت نهایی را نسبت به مصرف نشان میدهد. 2 du (1 + e ) = ec 2 < dc 5 از طرفی دیگر در این تابع قدر مطلق کشش مطلوبیت نهایی مصرف ثابت و برابر e است: dmu C. e dc MU = 6 مطلق کشش مطلوبیت نهایی مصرف که ازنظر تئوریک در معادله )6( نشان داده شده است با افزایش مصرف )مخرج کسر( به شرطی که مطلوبیت نهایی )صورت کسر( چندان تغییر نکند افزایش مییابد بهعبارتدیگر این کشش شاخصی برای نابرابری است. این کشش با استفاده از روشهای مختلفی قابل تخمین است که خاصهای از 1 آنها بهصورت زیر است: 1 روشهایی که از نمونهگیری استفاده میکنند )آمیل و همکاران 1998 ( 2 مطالعاتی که بر روی رفتار مصرفی دائمی استوار است )باندل 2 و همکاران 1994 پیرس و آلف 1995 ( 3 3 مطالعاتی که از مدل تقاضا 1. Amel 2. Blundell 3. Pearce and Ulph 33

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... برای کاالهای غیرضروری استفاده کردهاند و همان رویکرد شواهد رفتاری است )اوانس و سزر 22 اوانس کوال و سزر 25 فلنر 1967 1 کوال 22 ( و 4 مطالعاتی که از ارزش اجتماعی آشکارشده 2 بهوسیله درآمد مالیاتی استفاده کردهاند )کاول و گاردینر 1999 3 استرن 1977(. 4 یک مرور جامع از روشهای مختلف برآورد e در اوانس )25( وجود دارد که وی نهایتا دو روش آخر را روشهای معتبر میشناسد. گروم و مدیسون )213( از این دو روش استفاده کردهاند. به این خاطر در ادامه دو روش 3 و 4 ارائه میشود: رویکرد ارزشهای آشکارشده جامعه در محاسبه e تخمین e میتواند با مشاهده اهداف ارزشی 5 که دولت در سیاستهای اقتصادی خود دنبال میکند به دست آید. یک رویکرد مشهور این است که e را پارامتر بیزاری دولت از نابرابری تعبیر کنیم و سپس مقدار آن را با استفاده از درجه بهبود برنامههای مالیات درآمدی کشور اندازه بگیریم. پس دولت هدف ارزشی مبارزه با نابرابری جامعه را دنبال میکند و بهاینعلت این روش به رویکرد ارزشهای آشکارشده معروف شده است )اوانس 25(. فرض اصلی این رویکرد این است که دولت طوری مالیات را برای افراد مختلف درآمدی تعیین میکند که رفاه ازدسترفته همه افراد برابر باشند: ( ) ( ( )) U Y U Y T Y = k 7 1. Fellner 2. revealed socal values 3. Cowell and Gardner 4. Stern 5. normatve 331

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 (Y )U Y )T رفاه بعد از گرفتن ) Y U ( رفاه )مطلوبیت( اولیه ) مالیات و k عدد ثابت است پس چنانچه ذکر شد معادله فوق به این مفهوم است که با گرفتن مالیات رفاه ازدسترفته افراد مختلف درآمدی )مصرفی( به یک اندازه خواهد بود. فرض بعدی که در این رویکرد استفاده میشود تابع مطلوبیت دارای کشش ثابت است و تمام افراد دارای تابع مطلوبیت زیر هستند: U Y ( ) 1 e Y 1 = 1 e 8 Y داللت بر درآمد قبل از مالیات و T(Y) تابع مالیات درآمدی است. با جایگذاری )8( در )7( میتوان به معادله )9( دست یافت: e ( ) ( ) ( ) Y e Y T Y e = k 9 با مشتقگیری کلی از معادله )9( به معادله )1( میرسیم: 1 e 1 ( 1)/1 ( ) 1/1 e ( ) ( ) e Y [ Y T Y ] 1 t = 1 در معادله فوق t نرخ نهایی مالیات است. بعد از مرتب کردن معادله فوق و سادهسازی آن به رابطه )11( میرسیم: ( t ) ( ) T Y 1 = [1 ] e Y 11 در معادله فوق t برابر نرخ نهایی مالیات مؤثر است. با لگاریتمگیری از آن داریم: 332

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... ( ) log ( 1 t ) elog 1 T Y = Y 12 e ( t ) T ( Y ) log 1 = log 1 Y 13 بنابراین با استفاده از فرمول فوق میتوان e را برآورد کرد که در آن: = Y کل درآمد مشمول مالیات 1 و یا دستمزد متوسط 2 = t نرخ نهایی مالیات بر درآمد 3 T= کل مالیات بر درآمد مشمول و = T Y نرخ متوسط مالیات است. مدل برابری مطلوبیت ازدسترفته )معادله 7( بهطور گسترده در مالیه عمومی مورد استفاده قرارگرفته است برای عنوان مثال ریچتر )1983( 4 ویتالیانو )1977( 5 و یانگ )1987( 6 را ببینید. در ضمن استرن )1977( به این نتیجه رسیده است که این مدل دادهها را بهتر از مدلهای پیچیده مالیاتی برازش میکند. اوانس )25 26( از این مدل برای برآورد کشش مطلوبیت نهایی کشورهای اوایسیدی و اتحادیه اروپا استفاده کرده و نتایج قابلاعتمادی به دست میآورد. گروم و مدیسون )213( نیز از این روش برای محاسبه پارامتر e استفاده کرده است. 1. total taxable ncome 2. margnal rate of ncome tax 3. total ncome tax lablty 4. Rchter 5. Vtalano 6. Young 333

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 رویکرد شواهد رفتاری برای محاسبه e یکی از روشهای محاسبه e در رویکرد شواهد رفتاری روش تقاضای 1 مصرفکننده برای کاالی غذایی و غیر غذایی با ترجیحات مستقل است که در ادامه با بررسی مختصری از معایب سایر روشها علت انتخاب این روش توضیح داده شده است. همچنان که گفته شد چندین روش برای محاسبه کشش مطلوبیت نهایی مصرف وجود دارد در یکی از رویکردها مخصوصا در مدل رتردام 2 از سیستمهای تقاضای کامل 3 استفاده میشود و متأسفانه این رویکرد به دلیل نیاز به دادههای زیاد eهای بزرگ غیرقابلقبولی نزدیک به 5 به دست میدهد. مدل دیگری که توسط استرن )1977( پیشنهاد شد از رفتار مصرف و پسانداز افراد برای تخمین e بعضی از کشورها استفاده کرد و عدد 5 را برای e به دست داد و حتی در بعضی از موارد عدد 1 و حتی بزرگتری را به دست داد. از طرف دیگر بتنکورت )1968( 4 از تابع مطلوبیت خاصی به نام تابع استونگری 5 استفاده کرد وی در این مدل نرخ دستمزد را بهعنوان قیمت فراغت در نظر گرفت و e را برای طبقات درآمدی مختلف شیلی محاسبه کرد e برای بعضی از گروههای درآمدی به 14 رسید و برای طبقات کمدرآمد جوابهای مثبتی به دست داد که ازنظر تئوری غیرقابلقبول است. یکی از روشهای بسیار خوب برای محاسبه e که مشكات فوق را حل کرد مبتنی بر تحلیلهای تقاضا و بر اساس کار فیشر )1927( 6 فریش )1932( 7 1. consumer demand for a preferencendependent good 2. Roterdam 3. complete demands systems 4. Betencourt 5. StoneGeary 6. Fsher 7. Frsch 334

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... و فلنر )1967( است که معروف به مدل FFF است. آنها فرض کردند تابع مطلوبیت بهصورت جمعپذیر است و تابعی از دو کاالی غذایی و غیر غذایی است و بر اساس فروض فوق معادله )16( را برای محاسبه e به دست آوردند. e = y p ˆf 14 که e کشش مطلوبیت نهایی درآمد )مصرف( y کشش درآمدی تابع تقاضای غذا و pˆf کشش جبرانی تابع تقاضای غذا میباشد. مدل FFF روش زیر را برای حذف اثر درآمدی از کشش قیمتی پیشنهاد میکند. ˆf f ( ) p = p a y 15 که pf کشش قیمتی تقاضای غذاست و) a ( سهم غذا در بودجه مصرفکننده است. متأسفانه مدل FFF نتایج رضایت بخشی برای بعضی از کشورهای درحالتوسعه به دست نمیدهد چون سهم غذا در بودجه خانوار آنها زیاد است. این مسئله مخصوصا برای هند در مطالعه کوال )22( 1 بسیار جدی بود زیرا مقدار باالی) a ( باعث میشود که با توجه به معادله p f a)y( )17( بیشتری از p fˆ کمتری به دست آید و e به حذف شود و س مت ب اال اری ب پی دا کن د. بهعبارتدیگ ر وقت ی س هم درآم د خ رج ش ده روی غذا کم است مانند تقریبا همه کشورهای پیشرفته معادله مذکور نتایج خوبی به دست میدهد. برای مثال کوال )1984( با استفاده از مدل 1. Kula 335

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 FFF کشش مطلوبیت نهایی مصرف قابلاطمینانی را برای آمریکا و کانادا محاسبه کرد که در این کشورها میل متوسط به مصرف غذا %2 بود. در ایران نیز اخیرا سهم غذا از درآمد در حال کاهش است و به کمتر از %3 رسیده است ولی چون میانگین آن برای دوره موردبررسی %33 است و نزدیکتر به هند )%4( است از این روش استفاده نشده است. همچنین به دلیل اجرای طرح تحول اقتصادی آزادسازی یارانهها و رشد باالی عرضه پول در نیمه دوم دهه 139 قیمت مسکن و سایر هزینهها بهش دت افزای ش پی دا کرد ک ه باعث کاهش هزینهه ای خوراک ی در می ان خانوارها شد لذا به نظر میرسد ایران اکنون در شوک اقتصادی است و هنوز اثرات آن از بین نرفته است پس انتظار میرود در آینده این اثرات از بین برود و به سمت روند بلندمدت برگردد که در آن سهم هزینههای خوراکی باال است. به این خاطر در این مقاله از این روش برای برآورد کشش مطلوبیت نهایی مصرف استفاده نشده است. در روشی مشابه مدل FFF آموندسن )1964( 1 و جونز )1993( 2 مشکل فوق را حل کردهاند که در کار آنها کاالهای غذایی و غیر غذایی مکمل در نظر گرفته شدهاند بهعبارتدیگر محدودیت همگنی به تابع مطلوبیت اعمال شده است که فرمول زیر را برای محاسبه e به دست میدهد: y e = ( b) p * 16 که) b ( میل نهایی خرج کردن پول روی کاالهای غیر غذایی p * کشش قیمتی تقاضای غذا نسبت به متغیر»قیمت غذا بر قیمت غیر غذا«است و y 1. Amundsen 2. Joens 336

نابرابری... افزایش دلیل به ایران سرانه رفاه تغییرات مقایسه میآیند: دست به زیر رگرسیون از که غذاست تقاضای تابع درآمدی کشش * p food lnd = α + ylny p ln p non food 17 خرج نهایی میل بهاضافه غذا ) b ( غیر روی پول کردن خرج نهایی میل یابند افزایش %1 حقیقی درآمدهای اگر است. 1 برابر غذا ) a ( روی پول کردن y خرج غذا غیر روی ( (b بمانند ثابت غذا غیر و غذا قیمتهای درحالیکه 1 y y برای مدل این میشود. هزینه غذا روی نیز a = 1) (b و میشود 1 1 مناسب است زیاد آنها خانوار بودجه در غذا مصرف سهم که کشورهایی و ایران میشود. استفاده مدل این از تحقیق این در خاطر این به است. تجربی پیشینة 3 استفاده مورد را 1/56 مصرف نهایی مطلوبیت کشش )1388( شیردل و عبدلی 1382 دادههای بر مبتنی و رفتاری شواهد رویکرد از استفاده با که دادهاند قرار با گروه سه به مصرف ازنظر را کشور استانهای آنها است. شده برآورد 1344 به و کردهاند تقسیمبندی پایین مصرف با و متوسط مصرف با باال مصرف برابر 2/4 پایین سرانه مصرف با گروه نهایی مطلوبیت که رسیدند نتیجه این وجوه شیردل و عبدلی مقاله با فعلی تحقیق باالست. سرانه مصرف با گروه e برآورد برای جونز و آموندسن روش از صرفا ایشان مقاله در اوال دارد: افتراقهایی ازدسترفته رفاه برابری روش از فعلی تحقیق در درحالیکه است شده استفاده ثانیا است(. نشده استفاده داخلی مطالعات در روش )این است شده استفاده نیز مختلف زمانهای برای تحقیق این درحالیکه بوده مقطعی شیردل و عبدلی مطالعه 337

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 میباشد. ثالثا عبدلی و شیردل e را ثابت در نظر گرفتهاند )تأثیر تغییرات نابرابری را بر رفاه نادیده گرفتهاند( و تنها تغییرات درآمد را ماک تغییرات رفاه در نظر گرفتهاند درحالیکه این تحقیق از بعد دیگر یعنی تغییرات نابرابری به موضوع رفاه میپردازد. کاول و گاردینر )1999( از مدل»برابری رفاه ازدسترفته«یا همان»ارزشهای آشکارشده«استفاده کردند و بر اساس دادههای مالیاتی 2/1999 انگلیس کشش مطلوبیت نهایی درآمد )مصرف( را محاسبه کنند. آنها با دادههای مالیاتی و بدون احتساب معافیتهای مالیاتی کشش مطلوبیت نهایی مصرف را 1/41 به دست آوردند و با احتساب معافیتهای مالیاتی کشش مذکور را 1/28 به دست آوردند. اوانس و سزر )22( از دو روش FFF و آموندسنجونز برای محاسبه e استفاده کردند که به ترتیب نتایج 1/57 و 1/64 را به دست آوردند. کوال )22( در مطالعه خود به دنبال برآورد وزنهای رفاهی منطقهای هند بود تا بتوان از آنها در ارزیابی سرمایهگذاریها استفاده کرد وی در برآوردهایش فرض ثابت بودن کشش مطلوبیت نهایی مصرف را اعمال کرده است و در تحقیقش 1 e C 1 ) U استفاده کرده است و نهایتا از تابع مطلوبیت با کشش ثابت ( = 1 e با استفاده از رویکرد شواهد رفتاری )آموندسنجونز( کشش مطلوبیت نهایی مصرف را برای هند %1/64 برآورد کرده است. اوانس )24( در مطالعه خود جهت برآورد نرخ تنزیل اجتماعی فرانسه از روش نرخ رجحان زمانی جامعه استفاده کرده است وی با استفاده از سه مدل آموندسنجونز FFF و ترجیحات آشکارشده کشش مطلوبیت نهایی را برای فرانسه برآورد میکند با استفاده از مدل FFF کشش مطلوبیت نهایی مصرف برابر 1.3 به دست میآید که تقریبا برابر با نتیجه حاصل از روش آموندسن 338

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... میباشد که یک حمایت قوی از اعمال محدودیت همگنی است بهعبارتدیگر با اعمال محدودیت همگنی )روش آموندسن( نتایج با مدل FFF یکسان است. وی همچنین با استفاده از روش ارزشهای آشکارشده e را برای متوسط جامعه 1/29 به دست آورده است. اوانس و سزر )24( e را با استفاده از دادههای مالیاتی و با احتساب معافیتهای مالیاتی مبتنی بر رویکرد ارزشهای آشکارشده برای شش کشور استرالیا فرانسه آلمان ژاپن انگلیس و آمریکا محاسبه کردند که بیشترین آن مربوط به آلمان 1/6 و کمترین آن مربوط به آمریکا با 1/25 میباشد. اوانس و سزر )22( از همان روش قبلی برای برآورد کشش مطلوبیت نهایی درآمد استفاده کردهاند ولی این دفعه نمونه موردبررسی را کشورهای اتحادیه اروپا در نظر گرفتند. در این تحقیق لوگزامبورگ با 1/81 و سوئد و لهستان با 1.1 کمترین مقدار را به خود اختصاص دادهاند. پرکوکو )28( نیز کشش مطلوبیت نهایی درآمد را با استفاده از رویکرد ارزشهای آشکارشده برای ایتالیا محاسبه کرد که برابر 1/35 میباشد. گروم و مدیسون )213( نیز از تکنیک متاآنالیز استفاده کرده و کشش مطلوبیت نهایی مصرف را 1/5 به دست آورده است. در این تحقیق از برآوردهای هر دو رویکرد ارزشهای آشکارشده و آموندسنجونز استفاده شده است. کازلوسکین )215( بیان کرده است کشش مطلوبیت نهایی مصرف پویاییهای مربوط به مصرف در طول زمان است و رویکردهای برآوردی شواهد رفتاری غیرمستقیم و ارزشهای آشکارشده را تأیید کرده است و ذکر کرده است که این پارامتر بین 1 تا 2 قرار دارد. 339

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 4 دادهها دادههای مورد استفاده و منبع آنها که در این تحقیق در مدل آموندسنجونر )رویکرد شواهد رفتاری( مورد استفاده قرارگرفتهاند عبارتاند از: شاخص خوراکی )غذا( کشور: دادههای شاخص خوراکی خانوارهای شهری و روستایی که از مرکز آمار ایران برای سالهای 1391361 به دست آمدند با استفاده از وزن جمعیت شهری و روستایی که از آمار شاخص توسعه جهانی )مربوط به بانک جهانی( بهدستآمده است میانگینگیری شد و به شاخص خوراکی کشور تبدیل شدند. 1 است. شاخص غیرخوراکی کشور: روش محاسبه همانند شاخص خوراکی بوده شاخص کل کشور: روش محاسبه همانند شاخص خوراکی بوده است. مصرف سرانه واقعی خوراکی کشور: دادههای مصرف سرانه خوراکی خانوارهای شهری و روستایی که از مرکز آمار ایران برای سالهای 1391361 به دست آمدند با استفاده از وزن جمعیت شهری و روستایی که از آمار شاخص توسعه جهانی )مربوط به بانک جهانی( بهدستآمده است میانگینگیری شدند و به مصرف سرانه خوراکی اسمی کشور تبدیل شدند و سپس تقسیم بر شاخص خوراکی کشور که به طریق باال به دست آمد شدند و مصرف سرانه واقعی خوراکی کشور به دست آمد و در برآوردها مورد استفاده قرار گرفت. مصرف سرانه واقعی: با توجه به اینکه درآمد سرانه ارائهشده در مرکز آمار ایران خود اظهاری است انتظار میرود که حاوی اریب باشند لذا بهجای آن 1. با توجه به مصاحبهای که با کارشناسان مرکز آمار ایران انجام شد بسیاری از دادههای بانک جهانی از مرکز آمار ایران اخذ میشود و با در نظر گرفتن این موضوع که دادههای جمعیت شهری و روستایی بهصورت منسجم و سری زمانی موجود نبود از دادههای بانک جهانی استفاده شده است. 34

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... از مصرف سرانه که از مجموع دو مصرف خوراکی واقعی و غیرخوراکی واقعی فوقالذکر به دست میآید استفادهشده است. دادههای مورد استفاده و منبع آنها که در این تحقیق در مدل رویکرد ارزشهای آشکارشده مورد استفاده قرارگرفتهاند عبارتاند از: نرخ مالیات بر درآمد طبقههای درآمدی مختلف: این داده مربوط به سال 139 میباشد و از سازمان امور مالیاتی کشور اخذ شده است. درآمد اسمی خانوار کشور: این داده مربوط به سال 139 میباشد و از میانگین وزنی درآمد اسمی خانوارهای روستایی و شهری بهدستآمده است. 5 برآوردها همانطور که ذکر شد در این تحقیق کشش مطلوبیت نهایی مصرف با استفاده از دو رویکرد شواهد رفتاری )آموندسنجونز( و ارزشهای آشکارشده برآورد میشود که ذیا ارائه میشود: 15 برآورد کشش مطلوبیت نهایی مصرف با رویکرد ارزشهای آشکارشده در مدل رویکرد ترجیحات آشکارشده نیاز به دادههای Y است که»درآمد شخصی قبل از پرداخت مالیات«یا»دستمزد متوسط«است که در این تحقیق از داده»دستمزد متوسط«استفاده شده است. با توجه به اینکه جدیدترین داده آماری مربوط به حقوق و یا دستمزد متوسط کل کشور مربوط به سال 1392 است عملکرد نظام مالیات بر حقوق در سال 1392 بر اساس جدول )1( بوده است: 341

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 از مبلغ )میلیون ریال( جدول )1( نظام مالیات بر حقوق کارکنان در سال 1392 تا مبلغ )میلیون ریال( 1 درآمد مشمول مالیات این طبقه )میلیون ریال( نرخ مالیات )درصد( 1 2 25 3 42 85 15 75 142 2 35 11 1 142 2 35 به باال 11 منبع: بخشنامه مالیاتی سال 92 امور مالیاتی کشور 1392 نسبت به مازاد 35 در سال 1392 با توجه به دادههای هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی مرکز آمار متوسط درآمد هر خانوار کشور 18713289 ریال میباشد که از میانگین وزنی درآمد خانوار شهری و روستایی با در نظر گرفتن وزن جمعیت آنها محاسبه شده است. با توجه به این موضوع که مطابق اطاعات مرکز آمار ایران بهطور متوسط در هر خانوار کشور 1/39 نفر شاغل وجود دارد لذا متوسط درآمد هر شخص 129,742,98 ریال خواهد بود که در دسته دوم قرار میگیرد و نرخ نهایی مالیات برابر %1 میشود. ذیا نرخ متوسط مالیات محاسبه میشود: 1 درآمد 1. متوسط مشمول مالیات را حساب میکنیم که عبارت است از: 112974298=2974298 2 سپس 2. میزان مالیات پرداختی )T( هر شاغل را حساب میکنیم که بهص ورت زی ر اس ت: /1 2974298 =2974298 342

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... 3 سپس 3. نرخ مالیات متوسط را بهصورت زیر محاسبه میکنیم: T 2974298 = =.1 Y A 2974298 در معادله فوق A سطح درآمد مشمول معافیت مالیاتی است. با توجه به محاسبات فوق نرخ نهایی مالیات و نرخ مالیات متوسط با هم برابر هستند و کش ش مطلوبی ت نهای ی مص رف براب ر میش ود ب ا: ( ) T( Y) ( ) [ ] log 1 t log 1.1 e= = = 1 log 1.1 log 1 Y بهعنوانمثال فرض کنید طبقه درآمدی ساالنه 3 میلیون ریال درآمد دارد. مطابق جدول )2( بخشهایی از درآمدش که مشمول مالیات با نرخهای مختلف میشود قابلتجزیه است. مجموع مالیات دریافتی از این طبقه 28.3 میلیون ریال خواهد بود و نرخ متوسط مالیات که از تقسیم 28/3 میلیون ریال به 2 میلیون ریال بهدستآمده است نرخ متوسط مالیات بر درآمد مشمول %18/87 میباشد و نرخ نهایی مالیات که در طبقه سوم گروه مالیاتی قرار دارد %25 میباشد. لذا اگر در معادله فوق جایگذاری کنیم کشش مطلوبیت نهایی مصرف 1/37 به دست میآید. 343

62 شماره 95 پاییز شانزدهم سال اجتماعي رفاه پژوهشي علمي فصلنامة ریالی میلیون 3 درآمد برای مصرف نهایی مطلوبیت کشش محاسبه )2( جدول مبلغ از ریال( )میلیون مبلغ تا ریال( )میلیون مشمول درآمد طبقه این مالیات ریال( )میلیون مالیات نرخ )درصد( میلیون 3 درآمد مالیات مشمول ریالی مالیات دریافتثی 1 1 4/2 42 1 42 142 1 11/6 58 2 58 2 142 12/5 5 25 15 35 2 3 75 11 35 35 باال به مازاد نسبت 11 28/3 جمع /188667 متوسط ماملیات /25 نهایی مالیات نرخ 1/375967 مطلوبیت کشش مصرف نهایی مصرف نهایی مطلوبیت کشش محاسبات )3( جدول بیشتر تجزیهوتحلیل جهت است مشهود میدهد. نشان را کشور خانوارهای درآمدی مختلف دهکهای برای را نیست قابلمحاسبه جامعه فقیر دهک 4 برای مصرف نهایی مطلوبیت کشش که ی حاک دول ج این نتایج د. میباش 2/118 برابر و 7 دهک برای آن بزرگترین و افزایش از را رفاه کاهش بیشترین ترتیب به 1 و 8 و 7 دهکهای که است آن از دارند. نابرابری 344

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... جدول )3( محاسبه کشش مطلوبیت نهایی مصرف برای دهکهای مختلف کشور در سال 92 )واحد پولی: ریال( 1 9 8 7 6 5 4 3 2 1 دهک درآمدی میانگین 465161/9159 27553/576 219786/826 185546/6618 16182/9894 14123/491 123356/9412 14784/9396 8329/58444 48251/5128 18713/2892 درآمد 1/97128165 1/674295886 1/5242864 1/37142451 1/34713676 1/27713676 1/24856838 1/23 1/25719936 1/117911 1/39285613 تعداد افراد شاغل 24397 16428 144191 135295 119574 11422 98799 85191 698 43469 129743 درآمد هر شاغل )هزار ریال( 243973 16428113 14419564 135294887 11957441 11421664 98798734 851918 6979545 4346916 12974298 درآمد هر شاغل )ریال( 143973 6428113 4419564 35294887 1957441 1421664 2974298 درآمد مشمول مالیات طبقه اول 11973 2228113 219564 درآمد مشمول مالیات در طبقه دوم 16973 درآمد مشمول مالیات در طبقه سوم 38998852 188434 4857169 3529489 1/95744 142166 2974298 مالیات پرداختی /147 /126 /15 /1 /1 /1 /1 نرخ مالیات متوسط 1/79 1/661 2/17 2/118 1/ 1/ 1/ کشش مطلوبیت نهایی مصرف 345

62 شماره 95 پاییز شانزدهم سال اجتماعي رفاه پژوهشي علمي فصلنامة و شهری تفکیک به را تخمینها میتوان است کشور کل برای فوق جدول مصرف نهایی مطلوبیت کشش به مربوط زیر جدول آورد. دست به نیز روستایی است. بهدستآمده 1/917 برابر شهری نقاط در متغیر این است. شهری مناطق بهدستآمده مقدار بیشترین نیست. قابلمحاسبه فقیر دهک 3 برای متغیر این نیز شهری مناطق در میباشد. 7 دهک به متعلق که است 1/794 دهکها میان در نابرابری افزایش دلیل به رفاه کاهش بیشترین و است شده تکرار کشور کل نتایج میباشد. 1 و 8 7 دهکهای به مربوط ترتیب به آخر دهک دو برای فقط که است روستایی نقاط به مربوط نیز )5( جدول و شهری نقاط برای بهدستآمده نتایج به توجه با پس است. قابلمقایسه مناطق درآمد بودن پایین مصرف نهایی مطلوبیت کشش شدن 1 علت روستایی مناطق در است. مالیات اخذ برای دولت ارائهشده طبقهبندی به نسبت روستایی نابرابری از بیزاری بیشترین 1 دهک e قابلمحاسبه دهکهای بین از نیز روستایی است. داده اختصاص خود به را معافیتهای احتساب با آشکارشده»ترجیحات روش به توجه با درمجموع که میآید دست به 1 عدد ایران برای مصرف نهایی مطلوبیت کشش مالیاتی«نتیجه این لذا است دیگر کشورهای برای بهدستآمده نتایج از پایینتر بسیار کاهش وقوع احتمال مقاله این در رویکرد این معرفی دلیل و نیست قابلاتکا است آینده سالهای در مالیات به دولتی درآمدهای بیشتر اتکای و نفتی درآمدهای ساخت. خواهد عملی را رویکرد این با e محاسبه که 346

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... جدول )4( محاسبه کشش مطلوبیت نهایی مصرف برای دهکهای مختلف مناطق شهری کشور در سال 92 خانوار شهری در سال 1392 هزار ریال 1 9 8 7 6 5 4 3 2 1 دهکها میانگین 528849 31297 246725 27797 18551 15851 139454 119434 96681 5746 24549 درآمد 1/87 1/7 1/51 1/36 1/33 1/26 1/24 1/23 1/22 1/13 1/39 تعداد افراد شاغل 28287 182528 163394 152792 135753 12582 112463 9711 79247 582 147158 درآمد هر شاغل )هزار ریال( 28286952 182527647 1633944 152791912 135752632 12581587 11246293 971813 79246721 58177 147157554 درآمد هر شاغل )ریال( 18286952 82527647 633944 52791912 35752632 2581587 1246293 47157554 درآمد مشمول مالیات طبقه اول 1486952 4527647 213944 1791912 5157554 درآمد مشمول مالیات در طبقه دوم 5586952 درآمد مشمول مالیات در طبقه سوم 6393824 16358294 1618212 7437574 3575263 258159 124629 5747266 مالیات پرداختی /159 /133 /125 /117 /1 /1 /1 /11 نرخ مالیات متوسط 1/659 1/564 1/668 1/794 1/ 1/ 1/ 1/917 کشش مطلوبیت نهایی مصرف 347

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 جدول )5( محاسبه کشش مطلوبیت نهایی مصرف برای دهکهای مختلف مناطق روستایی در سال 92 1 9 8 7 6 5 4 3 2 1 دهکها میانگین 35856 186896 15244 12989 112386 97283 8392 68142 49796 25351 12191 درآمد 2 1/61 56/1 4/1 39/1 23/1 27/1 23/1 17/1 6/1 4/1 تعداد افراد شاغل 152928 11684 97695 92779 8853 73699 65427 554 42561 23916 86494 درآمد هر شاغل )هزار ریال( 152928 11684472 97694872 92778571 8853237 73699242 65426772 554 4256684 2391637 86893571 درآمد هر شاغل )ریال( 52928 1684472 درآمد مشمول مالیات طبقه اول 1928 درآمد مشمول مالیات در طبقه دوم درآمد مشمول مالیات در طبقه سوم 74784 168447 مالیات پرداختی /117 /1 نرخ مالیات متوسط 791/1 /1 کشش مطلوبیت نهایی مصرف 348

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... از بعد نظری علت 1 شدن e بر اساس این رویکرد این است که درآمد متوسط در ایران کم است و در دسته دوم جدول 2 قرار میگیرد که منجر به کوچک شدن e )برابر شدن با 1( میشود. اگر درآمد متوسط در ایران باال میبود و در دسته سوم قرار میگرفت کشش مطلوبیت نهایی مصرف بزرگتر از 1 میشد. ضمنا نتیجه 1=e دور از انتظار نیست چون در ایران دولت عمده درآمد خود را از سایر منابع به دست میآورد و این برخاف فرض اساسی این رویکرد باال بودن سهم»مالیات بر درآمد«از کل درآمدهای دولت است. پس بایستی کشش مطلوبیت نهایی مصرف بر اساس رویکرد مورد اعتماد دیگری محاسبه شود که ذیا با استفاده از رویکرد شواهد رفتاری )آموندسن جونز( برآورد میشود. 25 برآوردکششمطلوبیتنهاییمصرفبراساسرویکردشواهدرفتاری )آموندسنجونز( همانطور که ذکر شد در این روش کشش مطلوبیت نهایی مصرف بر اساس معادالت )18( و )19( برآورد میشود که مبتنی بر یک تابع مطلوبیت جمعپذیر از غذا و غیر غذا است. نتیجه بهدستآمده برای معادله )19( که با استفاده از رویکرد تصحیح خطای برداری برای معادله بلندمدت برآورد شد عبارت است از: lnd=1/15+/874lnc/35ln(p 1 /p 2 )/18t 182/3411/6 در معادله فوق t روند است و نشاندهنده تغییرات سلیقه مصرفی میباشد. با توجه به آماره t که در زیر ضرایب هر سه متغیر ارائه شده است ضرایب بلندمدت معنیدار است. 349

62 شماره 95 پاییز شانزدهم سال اجتماعي رفاه پژوهشي علمي فصلنامة مصرف به متوسط میل اینکه و رگرسیون از بهدستآمده نتایج جایگذاری با مصرف نهایی مطلوبیت کشش است %67 برابر 961 دوره طول در غیرخوراکی میآید: دست به زیر معادله از e= /67(/874//35) = 1/92 =1/92 1 از بزرگتر کشورها سایر برای انجامشده برآوردهای همانند برآورد این لذا است باال غذا مصرف به نهایی میل ایران در اینکه به توجه با و است گیرد. قرار تصمیمگیری مبنای میتواند و است اعتمادی مورد رویکرد ایزواالستیک: مطلوبیت تابع از استفاده با ایران سرانه رفاه متوسط برآورد 35 تحقیق این در محاسبهشده مصرف نهایی مطلوبیت کشش گرفتن نظر در با کرد. محاسبه ایران برای را سرانه رفاه متوسط میتوان )4( معادله و )1.92( )1389 شیردل و عبدلی توسط استفادهشده نهایی مطلوبیت کشش اگر همچنین مطلوبیت کشش افزایش تأثیر میتوانیم بگیریم نظر در نیز را 1.56 یعنی 1391( و کشور سرانه رفاه )5( شماره جدول کنیم. بررسی سرانه رفاه بر را مصرف نهایی %1/5( و )1/92 مصرف نهایی مطلوبیت کشش برآورد دو از استفاده با 9 سال در را واحد 6225482 ایران در سرانه رفاه که میدهد نشان نتایج میدهد. نشان نهایی مطلوبیت کشش رشد دلیل به کشور رفاه متوسط از %5/23 که است از بیزاری شاخص مصرف نهایی مطلوبیت کشش است. یافته کاهش مصرف سیاستهای 829 دوره در بهعبارتدیگر 1389 ( شیردل و )عبدلی است نابرابری حمایت ارز نرخ افزایش پولی پایه رشد اقتصادی تحول طرح قبیل از اقتصادی شاخص آن بهتبع شدهاند نابرابری افزایش باعث غیره و زودبازده بنگاههای از شده کشور در رفاه کاهش باعث خود که است یافته افزایش نابرابری از بیزاری 35

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... است. به این صورت که بعضی از اشخاص گرچه مصرفشان افزایش یافته است ولی افزایش فاصله سطح مصرفیشان با دیگران منجر به کاهش مطلوبیتشان شده است. این افزایش فاصله مصرفی خود را در کشش مطلوبیت نهایی مصرف نشان داده است. بهعبارتدیگر در این تحقیق کشش مطلوبیت نهایی مصرف از دو رویکرد ارزشهای آشکار شده برای سال 1392 و شواهد رفتاری آموندسنجونز برای دوره 1362139 برآورد شد. نتیجهای که از رویکرد اول به دست آمد غیرقابلاتکا است به این خاطر نتیجه رویکرد دوم که 1.92 است ماک تحقیق برای سال 139 قرارگرفته است. ضمنا نتیجه حاصل با همان رویکرد برای دوره 1344 1.56 1382 بهدستآمده است که آن نیز ماک تحقیق برای سال 1382 در نظر گرفته شده است. 1 لذا اگر مصرف سال 139 را در نظر بگیریم و مطلوبیت نهایی را برای دو سال 1382 و 139 محاسبه کنیم اثر رشد اقتصادی )مصرف( را خنثی کردهایم و نتیجه صرفا نشاندهنده تغییرات رفاه به دلیل افزایش نابرابری خواهد بود که میتوان گفت عاوه بر رویکرد ارزشهای آشکارشده محاسبه تغیی رات رف اه ب ه دلی ل افزای ش نابراب ری اصلیتری ن ن وآوری ای ن تحقی ق اس ت. نتایج این تحقیق حاکی از کاهش رفاه %5/23 درصدی به دلیل افزایش نابرابری است. 1 برآورد عبدلی و شیردل )1388( ازنظر روش و دادههای برآوردی مربوط به رویکرد جونزآموندسن کاما با این تحقیق یکسان است. به این خاطر در این تحقیق از برآورد آنها در نتایج استفاده شده است. 351

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 جدول )6( محاسبه سطح متوسط سطح رفاه سرانه در ایران و کاهش آن به دلیل افزایش کشش مطلوبیت نهایی مصرف رفاه سرانه کشش مطلوبیت نهایی مصرف مصرف سرانه )ریال( سال 139 829685 /192 6225482 139 829685 /156 6568842 درصد کاهش رفاه سرانه کشور 5/23 بحث دو رویکرد موردقبول برای برآورد کشش مطلوبیت نهایی مصرف )پارامتر نشاندهنده تأثیر نابرابری بر رفاه در مدل برگسونساموئلسون( وجود دارد: رویکرد ارزشهای آشکارشده )با استفاده از ساختار مالیاتی کشور( و رویکرد شواهد رفتاری. رویکرد شواهد رفتاری نیز بهنوبه خود از دو روش قابل برآورد است مدل FFF و مدل آموندسنجونز. هر یک از سه روش فوق مزیتها و معایبی دارند که باعث میشود برای اقتصاد ایران قابلاستفاده باشند یا نباشند. رویکرد ارزشهای آشکارشده که پیشفرض آن کم بودن سهم درآمدهای غیر مالیاتی در بودجه دولت است تا ساختار مالیاتی واقعی شکل گیرد در ایران قابلاستفاده نیست. بههرحال به دلیل اینکه در آینده امکان دارد صندوق توسعه ملی تقویت یابد و درآمدهای نفتی از بودجه دولت خارج شود این مدل برای ایران معرفی و برآورد شده است. کشش مطلوبیت نهایی مصرف با استفاده از این رویکرد برابر 1 به دست آمد که قابلاتکا نیست. این رویکرد به تفکیک دهکهای درآمدی برای مناطق روستایی و شهری نیز برآورد شد که برای مناطق روستایی قابل برآورد نیست ولی برای مناطق شهری 1/917 به دست آمد و 352

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... این نتیجه نشان میدهد دلیل دیگر غیر قابلاتکا بودن این رویکرد عدم برآورد آن برای مناطق روستایی که سطح درآمد پایینی دارند و مشمول معافیتهای مالیاتی میشوند است. به این خاطر در این تحقیق از رویکرد شواهد رفتاری )آموندسنجونز( نیز استفاده شده است و این کشش برابر 1/92 گردید که با توجه به باال بودن میل نهایی به مصرف غذا در ایران رویکرد مورد اعتمادی است و میتواند مبنای تصمیمگیری قرار گیرد. شایانذکر است روش FFF نیز روش معرفیشده دیگری است که به دلیل عدم تأمین پیشفرض آن )باال بودن میل نهایی به مصرف غذا در ایران( مورد استفاده قرار نگرفته است. در مطالعه عبدلی و شیردل )1388( که کشش مطلوبیت نهایی مصرف را با استفاده از روش آموندسنجونز برآورد کردهاند که مشابه رویکرد مورد استفاده در این تحقیق است کشش مطلوبیت نهایی مصرف را 1/56 به دست آوردند که کمتر از کشش فعلی است. در این صورت از سال 82 به بعد وقایع اقتصادی کشور باعث افزایش کشش مطلوبیت نهایی مصرف شده است که آن نیز بهنوبه خود منجر به کاهش %5/23 متوسط رفاه کشور شده است که میتواند مورد استفاده سیاستگذاران اقتصادی قرار گیرد. شایانذکر است تمایز این تحقیق با مطالعه عبدلی و شیردل )1388( معرفی رویکرد شواهد رفتاری و استفاده از کشش مطلوبیت نهایی مصرف در برآورد تغییرات رفاه به دلیل نابرابری است. همچنین نتایج این تحقیق را اگر با تجربیات کشورهای دیگر مقایسه کنیم به این نتیجه میرسیم که کشش برآورد شده برای ایران در دامنه موردقبول قرارگرفته است چون در کشورهای دیگر این پارامتر بین 1 تا 2 میباشد و هم مطالعه عبدلی و شیردل )1388( و هم مطالعه فعلی جوابی در دامنه فوق به دست دادهاند. 353

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 ضمائم: آزمون تعیین طول وقفه بهینه متغیرها در رویکرد شواهد رفتاری 354

مقایسه تغییرات رفاه سرانه ایران به دلیل افزایش نابرابری... آزمون جوهانسون جهت تعیین تعداد روابط بلندمدت در رویکرد شواهد رفتاری 355

فصلنامة علمي پژوهشي رفاه اجتماعي سال شانزدهم پاییز 95 شماره 62 تخمین رابطه بلندمدت در حالت خطی و با عرض از مبدأ و روند خطی در رویکرد شواهد رفتاری 356

References منابع و مآخذ عبدلی ق. )1388(. تخمین یک نرخ تنزیل اجتماعی برای ایران جهت استفاده در تحلیل فایده و هزینه. مجله پژوهشنامه اقتصادی 4625. 18 عبدلی ق. و شیردل ر. )1389(. کشش مطلوبیت نهایی تابع رفاه اجتماعی و وزنه ای رفاه ی اس تانها در ای ران. مجل ه رف اه اجتماع ی 1)36( 165149. عبدلی ق. و شیردل ر. )1391(. محاسبه وزنهای رفاهی در مناطق ایران با استفاده از تابع رفاه اجتماعی برگسون ساموئلسون. فصلنامه اقتصاد کان 7. 7365 )13( صادقی ح. عصاری ع. و مسائلی ا. )1389(. رویکردی نو به برآورد شاخص رفاه در ایران با استفاده از منطق فازی طی سالهای 13851353. فصلنامه پژوهشهای اقتصادی )3(1 15144. مرکز آمار ایران )1394(. دسترسی در 3 اردیبهشت 1394 از: https://www.amar.org.r/. Amel, Y., Creedy, J. & Hurn, S. (1998). Atttudes towards nequalty. The Scandnavan Journal of Economcs, 11, 8396. Groom, B. & Maddson, D. (213). NONIDENTICAL QUADRU PLETS: FOUR NEW ESTIMATES OF THE ELASTICITY OF MAR GINAL UTILITY FOR THE UK. Centre for Clmate Change Economcs and Polcy, Workng Paper No. 141 Blundell, R., Brownng, M. & Meghr, C. (1994). Consumer demand and the Lfecycle allocaton of household expendtures. Revew of Economc Studes, 61, 578. Cowell, F. & Gardner, K. (1999). Welfare Weghts. (STICERD), London School of Economcs, Economcs Research Paper 2, August. Evans, D. (25). The elastcty of margnal utlty of consumpton, estmates for twenty OECD countres, Fscal Studes, 26, 197224. Evans, D. (24). The elevated status of the elastcty of margnal utlty of consumpton. Appled Economcs Letters, 11, 443 447. Evans, D., Kula, E. & Sezer, H. (25). Regonal welfare weghts n the UK; England, Scotland, Wales and Northern Ireland. Regonal Studes, 39, 923937. Evans, D. & Sezer, H. (22). A tme preference measure of the socal dscount rate for the UK. Appled Economcs, 34, 19251934. Fellner, D. (1967). Operatonal utlty: the theoretcal background and a measurement. In W. Fellner (Ed.). Ten Economc Studes n the 357

References منابع و مآخذ Tradton of Irvng Fsher (3975). New York: John Wley & Sons Press. Kazlauskene, V. (215). Applcaton of socal dscount rate for assessment of publc nvestment projects. Proceda Socal and Behavoral Scences, 213, 462464. Kula, E. (22). Regonal welfare weghts n nvestment apprasal the case of Inda. The Journal of Regonal Analyss and Polcy, 32, 99114. Pearce, D. & Ulph, D. (1995). A socal dscount rate for the UK. CSERGE Workng Paper No. 951, School of Envronmental Studes, Unversty of East Angla, Norwch. Stern, N. (1977). Welfare weghts and the elastcty of margnal utlty of ncome. In M. Artst & R. Norbay (Eds.). Proceedngs of the Annual Conference of the Assocaton of Unversty Teachers of Economcs (29 257). Oxford: Blackwell Press. 358