مخارج مصرفی دولت و رشد منطقه‌ایی در ایران (رهیافت اقتصاد سنجی فضایی)

رشد و توسعه اقتصادی مطلوب از اهداف مهم سیاست‌گذاری هر کشوری اعم از پیشرفته و یا در حال توسعه می‌باشد. رشد و توسعه اقتصادی در طول زمان درآمد واقعی سرانه مردم را افزایش و در نهایت سطح زندگی مردم را بهبود می‌بخشد. لیکن در اکثر کشورها مشاهده می‌گردد که جریان توسعه کلیه مناطق درون یک کشور را به گونه‌ای مساوی و برابر مورد توجه قرار نداده و همواره تفاوت‌های قابل ملاحظه‌ای در درجه توسعه یافتگی مناطق پدید می‌آید.

امروزه اقتصاددانان طرفدار رشد متوازن در مناطق مختلف یک کشور معتقدند که تئوری قطب رشد پویا نه تنها نتوانسته است نابرابری منطقه‌ای را در کشورهای توسعه نیافته از بین ببرد، بلکه باعث تشدید آن شده است، لذا آن‌ها ضرورت برنامه‌ریزی منطقه‌ای صحیح را برای رسیدن به توسعه متوازن توصیه می‌کنند. آن‌ها معتقدند که هدف از یک توسعه متعادل باید ایجاد بهترین شرایط و امکانات برای توسعه جامعه در همه نواحی باشد و تفاوت‌های زندگی بین ناحیه‌ای را به حداقل رساند و نهایتا از بین ببرد.

تجربه نشان داده است که در میان مناطق مختلف یک کشور نابرابری‌های زیادی وجود دارد و این امر عمدتا به دلیل نداشتن شناخت واقعی از سیاست‌های متخذه در مناطق و ارزیابی تاثیر آن‌ها بر متغیرهای مختلف اقتصادی بوده است. برنامه‌ریزی منطقه‌ای فرایندی است در جهت تنظیم و هماهنگ کردن برنامه‌های مختلف اقتصادی-اجتماعی با نیازها و امکانات منطقه در جهت رسیدن به اهداف رشد و توسعه شامل ارتقاء سطح تولیدات اقتصادی، خدمات و رفاه اجتماعی، درآمد منطقه و بالا بردن سطح درآمد مردم در منطقه می‌باشد (زیاری و زارع، 1388).

نابرابری‌های منطقه‌ای، بحث همگرایی یا واگرایی تفاوت‌ها را به میان می‌آورد و در نظریه همگرایی منطقه‌ای، تلاش می‌شود که چگونگی همگرایی یا واگرایی تفاوت‌های منطقه‌ای در فرآیند توسعه فرمول‌بندی شود (UNCRD, 1975). برای نمونه، هنگامی‌که آثار انتشار بیش از آثار تراوش باشد، دامنه دگرگونی‌های درجه توسعه یافتگی مناطق رفته رفته کاهش می‌یابد که این، به معنای همگرایی در فرایند توسعه است (صادقی شاهدانی و غفاری‌فرد، 1391).

آیا دولت به عنوان نهاد عهده‌دار منافع عموم جامعه در توزیع اعتبارات دولتی بین استان‌های کشور به عنوان مهم‌ترین ابزار در دسترس برای کاهش شکاف‌های منطقه‌ای، به گونه عادلانه‌‌ای رفتار کرده است؟ یافتن پاسخ‌های شفاف برای این پرسش‌ها می‌تواند کمک قابل توجهی به سیاست‌گذاران اقتصادی کشور برای استمرار سیاست‌های و برنامه‌های پیشین و یا اصلاح آن‌ها به منظور بهبود کارآیی و اثربخشی آن‌ها و قرار گرفتن در مسیر دست‌یابی به اهداف برنامه‌های توسعه در کشور نماید.

به طور کلی سوال اول برای مطالعه حاضر به این صورت است که آیا مخارج دولت نقش تعیین کننده در رشد منطقه‌ایی کشور دارد، سوال دوم نیز به این صورت است که آیا مخارج مصرفی دولت باعث تشدید واگرایی منطقه‌ایی در کشور شده است. ساختار مقاله حاضر به این صورت است که ابتدا پیشینه تحقیق، سپس مبانی نظری و روش تحقیق و در نهایت در فضای اقتصاد سنجی فضایی اثر مخارج مصرفی دولت بر رشد اقتصادی 28 استان کشور طی سال‌های (1396-1380) برآورد و نتایج آن مورد بررسی و تحلیل قرار می‌گیرد.

پیشینه تحقیق

تحقیقات تجربی انجام شده در زمینه رابطه مخارج دولتی و رشد اقتصادی نتیجه واحدی نداشته است. اختلاف موجود در نتایج به دست آمده می‌تواند ناشی از نوع روش کاربردی کشور مورد مطالعه، دوره مورد بررسی و یا متغیرهای وارد شده در الگوهای تدوین شده باشد. در زمینه تحقیقات خارج از کشور و داخل می‌توان به تحقیقات زیر اشاره نمود:

تیان و همکاران[1] (2016)، در مطالعه‌ای نابرابری مناطق در چین و میزان همگرایی بین استان‌ها را بررسی می‌کنند، آن‌ها در مطالعه خود دو دسته استان‌های با درآمد بالا (سواحل شرقی) و بقیه استان‌ها را به عنوان درآمد پایین در نظر می‌گیرند، نتایج آن‌ها نشان می‌دهد که نابرابری درآمدی داخل گروه‌ها کاهش یافته در حالی که نابرابری بین گروه‌ها افزایش یافته است، نابرابری بین گروه‌ها ناشی از سرمایه‌گذاری در سرمایه انسانی و فیزیکی و نرخ رشد جمعیت است.

بریو[2] (2015)، فزایش نابرابری منطقه‌ای در کانادا را مورد بررسی قرار می‌دهد، نتیجه مطالعه ایشان نشان می‌دهد که ترکیب صنعت، سطح توسعه یافتگی و میزان بیکاری از عوامل تعیین کننده نابرابری منطقه‌ای می‌باشند، بنابراین ترکیب متوازن از آن‌ها باعث کاهش نابرابری منطقه‌ای می‌شود.

ما و همکاران[3] (2015)، در مطالعه‌ای با استفاده از داده‌های 272 شهر در بازه زمانی 2002 و 2011 در چین و روش اقتصاد سنجی فضایی به بررسی اثر فضایی توریسم بر توسعه اقتصادی شهرها می‌پردازند. نتایج حاصل از مطالعه آن‌ها نشان می‌دهد که توسعه توریسم اثر معناداری را بر رشد اقتصادی شهرها دارد، اما اثر سرایت آن باعث واگرایی رشد و توسعه اقتصادی شهرها می‌شود.

سزیمای و ورسیگ[4] (2015)، در مطالعه‌ای به بررسی نقش صنعت در توسعه اقتصادی کشورهای در حال تو.سعه در دوره 2005-1950 می‌پردازند. نتیجه مطالعه آن‌ها نشان می‌دهد که صنعت دارای نقشی متوسط در رشد اقتصادی است، اما این اثر همراه با تحصیلات دارای اثرات بیشتری خواهد بود. نتایج هم‌چنین نشان می‌دهد که نقش صنعت در توسعه اقتصادی بعد از سال 1990 رو به کاهش بوده است و این نشان می‌دهد که عواملی غیر از صنعت در توسعه اقتصادی نقش دارند.

سونگ[5] (2013)، در مطالعه‌ای نقش عدم تمرکز مالی در افزایش نابرابری مناطق چین در دوره زمانی 1978 تا 2007 را مورد بررسی قرار می‌دهد، نتایج مطالعه وی نشان می‌دهد که عدم تمرکز مالی در مخارج و درآمدها باعث افزایش نابرابری می‌شود.

کاتوریا و ناترجان[6] (2010)، در هند فرضیه موتور رشد اقتصادی را در سطح منطقه‌ای مورد بررسی قرار می‌دهند و نتیجه می‌گیرند مناطقی که بیشتر صنعتی هستند، دارای رشد اقتصادی بیشتر هستند.

تایمر و دوریس[7] (2009)، در مطالعه خود نشان می‌دهند که در آسیا و آمریکا لاتین نقش بخش خدمات در رشد اقتصادی از اهمیت بالایی برخوردار است. آن‌ها نتیجه می‌گیرند که در دوره‌های نرمال رشد اقتصادی، نقش بخش صنعت در رشد اقتصادی بیش از سایر بخش‌ها است و در دوران رشد فزاینده نقش بخش خدمات بیش از سایر بخش‌ها است.

براتی و همکاران (1397)، به بررسی محرک‌های توسعه‌ی منطقه‌ای در ایران: رویکرد اقتصاد سنجی فضایی پرداخته‌اند. نتایج پژوهش آن‌ها بیانگر تاثیر چشم‌گیر عوامل سیاستی، به ویژه سیاست مالی، بر افزایش سطح توسعه‌ی منطقه‌ای یا کاهش نابرابری بین استان‌هاست.

دل‌انگیزان و همکاران (1396)، در مطالعه‌ای به اندازه‌گیری نابرابری و بررسی اثرات صنعتی شدن بر آن با استفاده از اقتصاد سنجی فضایی پرداخته‌اند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که سهم عمده‌ای از نابرابری رشد بین مناطق به دلیل اثرات همسایگی بین استان‌ها و تفاوت در بهره‌وری می‌باشد. هم‌چنین آن‌ها دریافتند که رشد اقتصادی استان‌ها همگرا بوده و صنعتی شدن در استانی خاص باعث واگرایی رشد اقتصادی و اثرات سرریز موجب همگرایی رشد اقتصادی استان‌ها می‌شود.

رحمانی فضلی و عرب مازار (1395)، به بررسی تاثیر شکاف بودجه استانی بر شکاف درآمد منطقه‌ای استان‌های ایران با استفاده از مدل PVAR پرداخته‌اند. نتایج تجزیه و اریانس شوک‌ها نشان داد شکاف استانی بودجه کل و شکاف استانی بودجه عمرانی سهم زیادی از تغییرات شکاف درآمد سرانه استانی را توضیح می‌دهند.

سلامی‌ و همکاران (1395)، برای بررسی فرضیه همگرایی درآمد سرانه، در میان استان‌های ایران از روش‌های مختلف مانند آزمون ریشه واحد، همگرایی باشگاهی و آماره تایل و مکانیسم جدید یعنی تحلیل خوشه‌ای استفاده شده است. نتایج آزمون ریشه واحد نشان می‌دهد که بین استان‌های کشور همگرایی مطلق و شرطی برقرار نیست. هم‌چنین، نتایج روش باشگاهی و آماره تایل نیز عدم برقراری همگرایی شرطی را نشان می‌دهند. علاوه بر این، نتایج روش خوشه‌ای نیز نشان می‌دهد که همگرایی درآمدی بین استان‌های ایران وجود ندارد. به طور کلی نتایج، با استفاده از تمام روش‌ها، واگرایی قوی از نظر درآمد سرانه، در استان‌های ایران را تایید می‌کنند.

مبانی نظری و روش تحقیق

- مبانی نظری رابطه مخارج دولت و رشد اقتصادی

امکان تاثیر مخارج دولتی بر رشد اقتصادی یکی از مباحث شناخته شده در ادبیات اقتصادی بوده و بخش دولتی یکی از بخش‌های مهم در فرآیند و جریان مدور اقتصادی محسوب می‌شود. استفاده از ابزارهای مختلفی مانند مخارج دولتی، یکی از مباحث قابل توجه در راستای امکان دست‌یابی به رشد اقتصادی است. از جهت خرد اقتصادی، عملیات و فعالیت‌های دولت بر زندگی روزانه هر فردی در جامعه تاثیرگذار بوده و مجموعه مقررات و قوانین، تصمیمات اداری حاکم بر هر جامعه، تعیین کننده رفتار آن‌ها است. در مقابل از دیدگاه کلان اقتصادی، سیاست‌های اقتصادی دولت در پیوند با مسائلی مانند تخصیص منابع، ثبات اقتصادی و توزیع درآمد و ثروت قرار دارد. اقدامات سیاسی تثبیت اقتصادی دولت می‌تواند عاملی در جهت کم کردن شکاف بین مسیر محصول بالقوه و محصول تحقق یافته و حفظ محصول تحقق یافته در نزدیکی سطح بالقوه آن باشد.

معمولا ثابت شده است که مصارف دولتی زیاد فرایند رشد اقتصادی را کند، و با مشکل مواجه می‌کند. به عبارت دیگر هزینه‌های دولتی مالیات خالصی را بر جامعه تحمیل می‌نماید که از منافع متناظر حاصله از آن، بیشتر است. بر عکس برخی از هزینه‌های سرمایه‌گذاری دولتی، خصوصا سرمایه‌گذاری در زیرساخت‌ها، اثر مثبت بر رشد دارد. دلیل آن تا حدی این است که این هزینه‌ها بازدهی سرمایه‌گذاری‌های خصوصی را افزایش می‌دهد. اما آنچه تحلیل را پیچیده می‌کند این حقیقت است که برخی از هزینه‌های مصرفی دولتی نظیر پرداخت حقوق به آموزگاران و یا خرید دارو می‌تواند زندگی افراد را بهتر ساخته، حتی کارایی سرمایه‌گذاری را افزایش دهد. بنابراین، نمی‌توان کاهش هزینه‌های مصرفی دولتی را، به عنوان یک قاعده کلی، شرط افزایش سرمایه‌گذاری‌ها، آن هم هر نوع سرمایه‌گذاری دانست.

حتی اتخاذ تدابیر صحیح و درست در مورد حجم و اندازه فعالیت‌های دولت تنها جزیی از داستان است. همان‌طور که پیشتر اشاره شد، دولت‌ها نقش مهم و رهبری کننده‌ای را در تامین شرایط نهادی موثر بر رفتارها دارند. در این باره می‌توان برای مثال به ایجاد ساختار انگیزه‌ای توسط دولت‌ها اشاره کرد که کارگزاران اقتصادی به آن پاسخ می‌دهند. توان بخش خصوصی برای فعالیت به نحو بسیار مهمی‌ به کارایی و اعتبار و قابل اعتماد بودن نهادهایی چون حکومت قانون و حمایت از حقوق مالکیت بستگی دارد و جالب این است که هیچ کدام از این منافع و هزینه‌های مترتب بر کیفیت فعالیت‌های دولت، احتمالا در حساب ملی کشورها منعکس نشده و نمی‌شود. درس‌هایی از تفکرها و تامل‌های نیم قرن گذشته درباره نقش دولت، حکایت از این دارد که بررسی نقش دولت در امر توسعه، ظرافت‌ها و دقایق خاص خود را دارد. درست است که توسعه اقتصادی دولت محور با شکست مواجه شده، توسعه اقتصادی بدون دخالت دولت نیز با شکست مواجه خواهد شد. به یقین می‌توان گفت که توسعه بدون وجود دولت کارا و موثر محال و ممتنع است (نقش دولت در جهان در حال تحول، 1378).

لذا در یک دسته‌بندی کلی می‌توان نظریه‌های ارائه شده در خصوص رشد اندازه دولت را در دو دسته کلی تقسیم کرد، در یک دسته نظریه‌های منتسب به طرف تقاضای مخارج عمومی (قانون واگنر، تئوری توهم مالی، توجه به رای فقرا، تغییرات جمعیتی، افزایش نرخ باسوادی جمعیت، بیماری اقتصادی-اجتماعی و انجام کارها برای مردم و به جای مردم) و دسته دیگر نظریه‌های مربوط به طرف عرضه مخارج عمومی (نظریه کینزین‌ها، مدل هیولایی، رشد دولت بر مبنای دسترسی به درآمدهای رانتی، تغییرات تکنولوژیکی، اثر جابه جایی، ناهمسانی بهره‌وری در دو بخش خصوصی و عمومی، جریان‌های سیاسی اقتصادی و تصمیم‌گیری سیاسی، کارمندان دولت به عنوان رای دهندگان، خصوصی‌سازی ناموفق دولتی، هزینه‌های دفاعی و توجه بیش از حد به بخش نظامی ‌و متمرکز نبودن کانون قدرت و دولت نفوذهای ناهمگن) هستند. تئوری‌های طرف تقاضا علت افزایش مخارج دولت را خواست رای دهندگان می‌دانند. بر این اساس دولت‌مردان برای جلب رضایت رای دهندگان، هزینه‌های دولتی را افزایش می‌دهند. اما در نظریه‌های مربوط به طرف عرضه علت افزایش مخارج دولت مستقل از خواست رای دهندگان است و از طریق ناکارآمدی دولت نسبت به بقیه بخش‌های اقتصادی، فشار سیاست‌مداران منفعت طلب و بروکرات‌هایی که نفعشان با بزرگ شدن هزینه‌های دولت محقق می‌شود، توضیح داده می‌شود (امیری، 1391). در واقع تمامی آن نظریه‌ها افزایش سهم بخش عمومی را از دیدگاه رفتار متقابل طرفین عرضه و تقاضا تبیین کرده‌اند. در حالی‌که، این تحول نهادی در ایران اصولاً متاثر از رفتار انحصار‌گرانه طرف عرضه بوده است.

- اقتصاد سنجی فضایی

*- وابستگی فضایی و ناهمسانی فضایی

انجام کارهای تحقیقاتی در علوم منطقه‌ای به طور وسیع مبتنی بر داده‌های نمونه ای منطقه‌ای است، که پژوهش‌گر با مراجعه به مکان‌ها و محل‌های مشخص شده که به صورت نقاطی در فضا تعیین مکان شده‌اند، به آن‌ها دست می‌یابد. حال وقتی در پژوهش با داده‌هایی روبه رو هستیم که دارای جزء مکانی هستند، دیگر به کارگیری شیوه‌های اقتصاد سنجی عمومی ‌چندان مناسب نیست. تفاوت اقتصاد سنجی فضایی از اقتصاد سنجی عمومی‌در توانایی و کاربرد تکنیک اقتصاد سنجی در استفاده از داده‌های نمونه‌ای است که دارای جزء مکانی هستند. زمانی که داده‌های نمونه‌ای دارای جزء مکانی‌اند دو مسئله رخ خواهد داد (Lesage, 1999): 1) وابستگی فضایی[8] میان مشاهده‌ها وجود خواهد داشت؛ 2) ناهمسانی فضایی[9] در روابطی که ما مدل‌سازی می‌کنیم، رخ خواهد داد. بنابراین، اقتصاد سنجی فضایی با دو ویژگی مشخص می‌شود: الف) وابستگی فضایی بین مشاهده‌های داده نمونه در نقاط مختلف؛ ب) ناهمسانی فضایی که ناشی از روابط یا پارامترهای مدل است که با حرکت بر روی صفحه مختصات همراه با داده نمونه‌ای تغییر می‌یابد.

- مدل پژوهش

چارچوب نظری براساس تکنولوژی تولید کل است که شامل سرمایه فیزیکی, مخارج خدمات دولتی, نیروی کار و نهاده مهارت می‌باشد. مطالعات قبلی رشد اقتصادی و مخارج دولتی, که متمرکز بر تابع تکنولوژی کل شامل آشور[10] (1989) می‌باشد. تابع تولید کل با بازده ثابت نسبت به مقیاس را به صورت زیر در نظر بگیرید:

Y=f(K, G, L, H)                                  (1)

که Y تولید واقعی، K سرمایه فیزیکی، G خدمات جاری بخش دولتی‌،  Lنیروی کار و H نهاده مهارت است.

با تقسیم هر دو قسمت رابطه (1) بر کل جمعیت (P) تولید سرانه (y)، سرمایه فیزیکی سرانه (k)، مخارج سرانه خدمات دولتی (g)، نسبت نیروی کار به جمعیت (L) و نهاده مهارت سرانه(h)  بدست می‌آید:

Y=f (k,g,l,h)                                   (2)

با دیفرانسیل‌گیری از معادله (2)، نتیجه می‌شود:

                                        (3)

که بدلیل آنکه تابع تولید، همگن خطی است:

بهره‌وری‌های نهایی هستند.

با تقسیم هر دو طرف معادله (3) بر y معادله بدست می‌دهد که نرخ رشد تولید سرانه را به نسبت سرمایه‌گذاری به ستاده، نرخ رشد جمعیت، سهم مخارج دولتی به ستاده، نرخ رشد نیروی کار و نسبت نهاده مهارت به ستاده ربط می‌دهد. یعنی:

                    (4) 

نرخ‌های بار تکفل سن پیر و جوان را باV1  وV2 نشان می‌دهیم.  V1نسبت تعداد جوانان تحت تکفل به کل نیروی کار و V2 نسبت افراد مسن تحت تکفل به کل نیروی کارهستند. ارتباط بین نیروی کار و جمعیت را می‌توان بصورت زیر تعریف کرد:

                             (5)                 

با دیفرانسیل‌گیری از معادله (5) و تقسیم دو طرف آن بر L، معادله (6) حاصل می‌شود:

           (6)

فرض کنید که نهاده مهارت[11]،H خدمات ارائه شده از ذخیره سرمایه انسانی[12]را نشان می‌دهد و نسبت H به تولید واقعی  در نسبت سرمایه‌گذاری سرمایه انسانی به ستاده واقعی همگن خطی است که توسط نرخ ثبت‌نام در دبیرستان شاخص‌بندی شده E، درآمد سرانه مقدماتی،  ، و مربع  یعنی:

(7)                                    

این فرض که  همگن خطی است به این معنی است که:

      (8)

که اندازه نهاده مهارت توسط  سنجیده می‌شود و بطور مثبت به سرمایه‌گذاری در سرمایه انسانی وابسته است (E)، یعنی h1 باید مثبت باشد.  هم‌چنین به درآمد سرانه مقدماتی   وابسته است، زیرا که  تعیین‌کننده کارایی سرمایه‌گذاری سرمایه انسانی است.

بنابراین، با ثابت بودن E، نهاده مهارت  یک تابع کاهنده از درآمد سرانه مقدماتی ( ) است. یعنی پیش‌بینی می‌شود ₂h منفی باشد. با این وجود، تاثیر  بر احتمالاً مثبت است، که نشان‌دهنده تاثیر منفی‌درآمد بر نرخ بازده اجتماعی تحصیلات دبیرستانی، با افزایش درآمد کاهش می‌یابد. با جانشین کردن معادلات (6) و (8) در معادله (4) خواهیم داشت:

(9)   

                                          که

,

,

,

, 

, ,

با تعریف  و  و  معادله (9) به این شکل در می‌آید:

(9)                                 

به خاطر مقیاس اقتصادی در تامین و مصرف خدمات دولتی, متغیرهای اندازه جمعیت،p ، p² و تراکم اندازه جمعیت D، به اثر گذاری مخارج دولتی بر ستاده، b3، تاثیر می‌گذارد. با کم کردن مشتقات ریاضی، بطور ساده فرض ‌کنید که b3 به P²،P  D, به شکل زیر وابسته است:

(10)                                                    

بنابراین, معادله¢( 9) را می‌توان بصورت زیر نوشت:

(11)                                                     

که  , , ,  تولید نهایی سرمایه، باید مثبت باشد. b2، مجموع منفی کشش‌های تولید با مدنظر داشتن سرمایه، خدمات دولتی و نهاده مهارت، تاثیر رشد جمعیت بر نرخ رشد اقتصادی را نشان می‌دهد. این امکان وجود دارد کهb2  مثبت باشد زیرا که کشش تولید خدمات دولتی,  می‌تواند منفی باشد. وقتی‌که  منفی است، b2 مثبت خواهد بود اگر مجموع کشش‌های ستاده با توجه به این‌که سرمایه فیزیکی و نهاده مهارت کوچک‌تر از کشش مخارج دولتی از ستاده بصورت قدرمطلق باشد.  تاثیر اندازه دولت بر نرخ رشد اقتصادی را بیان می‌کند. بطوری‌که در قسمت یک بحث شد، لاندا[13] (1983,1986) و بارو[14] (1990 ,1989) دریافتند که  بطور معنی‌دار منفی است. با این وجود، نتایج آن‌ها بدون ملحق شدن متغیرهای جمعیتی بدست آمده است.

b4، ضریب نسبت بار تکفل سن جوان، V1، هم می‌تواند مثبت یا منفی باشد، که بستگی به نرخ رشد نسبت بار تکفل سن جوان، دارد. اگر  مثبت باشد، همانطور که در اکثر کشورهای کمتر توسعه‌یافته صادق است، بنابراین b4 منفی خواهد بود. به همین ترتیب b5، ضریبی برای نسبت بار تکفل سن مسن، V2، می‌تواند هم مثبت یا منفی باشد، که بستگی به نرخ رشد نسبت نرخ تکفل سن مسن،  دارد. b₅می‌تواند مثبت باشد اگر  منفی باشد و برعکس. به دلیل آنکه  و  گرایش به حرکت در مسیرهای مخالف دارند، b4 و b₅ دارای علامت‌های مخالف می‌باشند. ما انتظار داریم در اکثر کشورهای کمتر توسعه‌یافته b₄ منفی و  b₅مثبت باشد.  b₆می‌بایست مثبت باشد زیرا نهاده مهارت یک تابع افزایشی از ذخیره سرمایه انسانی است. b₇، تاثیر درآمد سرانه مقدماتی بر نرخ رشد اقتصادی انتظار می‌رود که منفی باشد زیرا نرخ بازده آموزشی در کشورهای با درآمد سرانه مقدماتی پایین, بالاتر می‌باشد. بنابراین، کشورهای با ستاده سرانه مقدماتی پایین‌تر می‌بایست رشدی سریع‌تر از کشورهای با ستاده سرانه مقدماتی بالاتر داشته باشند. این "تلاقی فرضیه‌ها[15]" توسط مطالعات کورمیندا[16] و می‌گور[17] (1985) و بارو و مارتین[18] (1990) تایید می‌شود. تلاقی فرضیه‌ها مبتنی است بر فرض بازده کاهنده نسبت به مقیاس و استدلال انتشار تکنولوژی از اقتصادهای پیشرفته به اقتصادهای کمتر پیشرفته، به دلیل این‌که اثر منفی درآمد مقدماتی بر نرخ بازده آموزشی هنگامی‌که سطح درآمد افزایش می‌یابد، کم می‌شودb₈  باید مثبت باشد.

b₉ وb₁₁، اثرات اندازه جمعیت و تراکم جمعیت بر نرخ رشد اقتصادی را به ترتیب نشان می‌دهند. بدلیل سهم مقیاس اقتصادی در تامین و مصرف خدمات دولتی که توسط اندازه دولت و تراکم جمعیت ساخته می‌شود، b₉ و b₁₁، باید مثبت باشد.

بدلیل این‌که انتظار می‌رود تاثیر اندازه جمعیت بر کارایی خدمات دولتی نزولی باشد, بایستی b₉ و b₁₀ دارای علامت‌های مخالف باشند.

سرانجام، بسیاری معتقدند که:

1- کشورهای واقع در افریقا و آمریکای لاتین رشد آهسته‌تری از کشورهای سایر نواحی دارند.

2- حقوق سیاسی آزادتر و بیشتر به رشد اقتصادی کمک می‌کند. این متغیرهای کیفی در مطالعات رشد اقتصادی توسط کورمیندا و می‌گور (1985)، اسکالی[19] (1988) و بارو (1989) بکار گرفته شده‌اند. با وارد کردن متغیرهای کیفی برای آفریقا، DA، آمریکای لاتین, DL و حقوق سیاسی، PR، در معادله (11)، همان رگرسیون مدل بارو (1989)، به جز متغیرهای جمعیتی، بدست می آوریم، یعنی:

(12)  

کهb₁₂  باید مثبت باشد در صورتی‌که b₁₃ و b₁₄ بایستی منفی باشند.

متغیرهای توضیحی با توجه به هدف پژوهش، براساس عوامل اقتصادی و با توجه به محدودیت‌های آماری کشور تدوین شده‌اند. برای به دست آوردن داده‌های پژوهشی 28 استان کشور[20]، از سالنامه آماری استان‌ها، منابع کتابخانه‌ای سازمان مدیریت و برنامه‌ریزی کشور، اطلاعات و نشریات استانی وزارت اموراقتصادی و دارایی و بانک مرکزی، طی دوره زمانی 1380 تا 1396 استفاده شده است. متغیرهای ستانده استفاده شده به قیمت‌های جاری سال 1383 می‌باشند. تمامی ‌برآوردهای انجام شده در مطالعه حاضر توسط نرم‌افزار R صورت گرفته است.

به طور معمول استفاده از داده‌های ترکیبی نامتوازن در الگوهای سنتی مشکلی ایجاد نمی‌کند اما اقتصاد سنجی فضایی نیاز به داده‌های ترکیبی متوازن دارد تا بتواند وابستگی فضایی را در هر نقطه از زمان به دست آورد.الگوهای فضایی یک ماتریس متصل بین تمام واحدهای مقاطع در نظر می‌گیرند و داده‌های گمشده این شرط را نقض می‌کنند.

استراتژی که در اغلب مطالعات برای اجتناب از این مشکل استفاده می‌شود بهره‌گیری از تکنیک ضریب چندگانه[21] (رابین[22]، 1987) و جایگزینی مقادیر گمشده با ارزش‌های قابل قبول چندگانه است (مونتمارتین و هررا[23]، 2014) در این مطالعه از این تکنیک برای بدست آوردن مجموعه متوازن از داده‌ها استفاده شده است.

مدل تجربی حاصل از مبانی نظری پژوهش لی و لین[24] (1994) به صورت رابطه زیر تعریف می‌شود:

(13)                                 

در رابطه (10)، i نشان دهنده استان وt  بیانگر زمان است. عامل µ اثرات ثابت زمان یا مقاطع در الگوی ترکیبی است و λ اثرات وقفه فضایی و ρ تاثیر وقفه جزء خطا را اندازه‌گیری می‌کنند. که  (نرخ رشد تولید ناخالص داخلی)،  Gc(نسبت هزینه‌های جاری به GDP)،  (نرخ رشد جمعیت) و edu (سرمایه انسانی) می‌باشد.

λ یکی از متغیرهای مهم برای مطالعه حاضر است چرا که نشان دهنده همگرایی بین استان‌ها است و نشان می‌دهد که آیا اقتصاد بین استان‌ها به سمت همگرایی حرکت می‌کند. اگر چنانچه ضریب λ مثبت باشد، به معنای این است که استان‌های مورد مطالعه دارای روند به سمت همگرایی در سطح ثابتی هستند، به عبارتی مخارج مصرفی دولت باعث افزایش همگرایی منطقه‌ای در کشور شده است. اما در غیر این صورت نوعی واگرایی در سطح استان‌ها وجود دارد و در واقع فعالیت‌های صورت گرفته در داخل استان‌ها منجر به افزایش واگرایی آن‌ها خواهند شد. به عبارتی مخارج مصرفی دولت باعث تشدید واگرایی منطقه‌ایی در کشور شده است.

- برآورد مدل و تحلیل نتایج

پایایی متغیرهای پژوهش، به این معنی است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است. لذا، استفاده از این متغیرها در مدل، باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود. ولدریچ[25] (2002)، بیان می‌کند که اگر تعداد مقطع‌ها از زمان بیشتر باشد، آزمون ایستایی داده‌های ترکیبی لازم نیست. با توجه به این‌که تعداد مقطع‌ها معادل با 28 استان، و دوره زمانی 17 سال است، نیازی به انجام آزمون ایستایی نیست.

یکی از موضوعاتی که ممکن است در برآورد الگوی رگرسیونی موجب نتایج غیرقابل اتکا شود، هم خطی چندگانه است.عامل تورم واریانس (VIF[26]) یکی از روش‌های مرسوم برای تشخیص هم خطی چندگانه می‌باشد (کوتنر و همکاران[27]، 2004). براساس نتایج ارائه شده در جدول (1)، VIF تمام متغیرهای توضیحی کمتر از 5 درصد برآورد شده است. این بدین معنی است که هم خطی چندگانه معنادار نیست.

جدول 1-آزمون هم خطی چندگانه

ماخذ:یافته‌های محقق

برای بدست آوردن اثرات فضایی می‌بایست ابتدا ماتریس مجاورت را به دست آورده و سپس آن را به ماتریس مجاورت مرتبه اول استاندارد شده تبدیل نمود. برای تشکیل ماتریس مجاورت، روش‌های مختلفی وجود دارد که مجاورت خطی، رخ مانند، فیل مانند، خطی دو طرفه، رخ مانند دو طرفه و ملکه از آن جمله‌اند (الهورست[28]، 2014). در پژوهش حاضر، طبق پیشینه تحقیق، از الگوی رخ مانند استفاده شده است. لذا، قبل از تخمین مدل، ابتدا تشخیص‌های شرطی و نهایی همبستگی فضایی و اثرات تصادفی توسط آزمون[29]LM به منظور انتخاب مدل با وقفه و یا جزء خطا صورت می‌گیرد (بالتاجی و همکاران[30]، 2013)، سپس با استفاده از آزمون ‌هاسمن فضایی وجود اثرات ثابت و یا تصادفی فضایی ارزیابی می‌گردد (مالت و پیفافرمایر[31]، 2011). نتایج آزمون LM در جدول (2) ارائه شده است.

جدول 2- نتایج آزمون LM

ماخذ:یافته‌های محقق

در جدول (2)، فرض صفر در بخش اول، مبنی بر عدم وجود اثرات فضایی تصادفی و همبستگی فضایی می‌باشد. همان‌گونه که مشاهده می‌شود مقدار احتمال آماره به دست آمده فرض صفر را رد می‌کند. بنابراین حداقل یکی از دو اثر فضایی تصادفی و یا همبستگی فضایی را نمی‌توان رد کرد. در نتیجه آزمون‌های جداگانه برای هر دو اثر انجام شده است و مقدار احتمال در هر دو آزمون نبود هر یک از اثرات را رد می‌کند، بنابراین هر دو اثر معنادار هستند. به منظور انتخاب نهایی مدل، آزمون‌ هاسمن فضایی در جدول زیر نشان داده شده است.

جدول 3- نتایج آزمون ‌هاسمن فضایی

ماخذ:یافته‌های محقق

نتایج جدول (3) و مقدار احتمال برای آن نشان می‌دهد که برآورد روش اثرات تصادفی در الگوی مورد مطالعه مطلوب است. در نهایت الگوی رگرسیونی ترکیبی فضایی با استفاده از روش اثرات تصادفی در حالت خود همبستگی فضایی (وقفه فضایی و جزء خطا) ([32]SARAR) تخمین زده شده است.

اطلاعات جدول (4) براساس الگوی SARAR بیان شده است. در الگوی SARAR، وجود وابستگی فضایی قوی و از لحاظ آماری معنادار در بین استان‌های ایران، که بیان کننده نحوه شکل‌گیری نابرابری فضایی است، تایید شده است. وجود این نوع وابستگی را می‌توان بواسطه مقادیر پارامتر برآورده شده λ و ρ ملاحظه کرد. در این الگو ضریب برآوردی λ تقربیا برابر 82/0 می‌باشد که در سطح احتمال 99 درصد، از لحاظ آماری معنادار است. این مقدار پارامتر λ بیانگر شدت بسیار قوی وابستگی فضایی در بین استان‌ها می‌باشد و تولید ناخالص داخلی سرانه استان‌ها تحت تاثیر اثرات سرریز استان‌های مجاور قرار دارد. به عبارت دیگر اندازه ضریب برآوردی (82/0)، حساسیت نابرابری منطقه‌ای هر استان نسبت به استان‌های مجاور را نشان می‌دهد و با توجه به مثبت بودن آن می‌توان گفت افزایش GDP سرانه هر استان منجر به توسعه منطقه‌ای استان‌های مجاور خواهد شد. متغیرهای توضیحی برآورد شده الگوی پژوهش نیز حکایت از واقعیت‌های مهم اقتصاد ایران دارند. براساس نتایج؛ هر چند متغیر  مخارج عمرانی تاثیر مثبت بر نرخ رشد تولید ناخالص داخلی استان‌ها دارد، اما متغیرهای مخارج جاری، نرخ رشد جمعیت و سرمایه انسانی رابطه منفی با نرخ رشد تولید ناخالص داخلی استان‌ها دارند. از بین متغیرهای فوق‌الذکر تنها متغیر مخارج جاری دولت نسبت به GDP تاثیر منفی معنی‌داری بر نرخ رشد تولید ناخالص داخلی استان‌ها دارد و مابقی متغیرها تاثیر معنی‌داری ندارند.

جدول 4- نتایج الگوی رگرسیونی ترکیبی فضایی با استفاده از روش اثرات تصادفی

قابل توجه است که معناداری ضرایب در سطح احتمال 95 درصد می‌باشد.

ماخذ:یافته‌های محقق

وجود وابستگی فضایی قوی در بین استان‌ها موجب می‌شود تا تاثیرگذاری هر یک از عوامل موثر در میزان نابرابری منطقه‌ای، دارای اثرات غیرمستقیم بر توسعه منطقه‌ای در استان‌های دیگر باشد. اثرات غیرمستقیم، نتیجه تاثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته از طریق اثرگذاری بر استان‌های مجاور می‌باشد. نتایج مربوط به برآورد اثرات مستقیم و غیرمستقیم متغیرهای توضیحی الگوی تخمین‌زده شده بر رشد منطقه‌ای در بین استان‌ها در جدول (5) نمایش داده شده است. مشاهده می‌شود که از بین متغیرهای توضیحی تنها مخارج جاری، دارای اثرات غیرمستقیم معناداری بوده است. این بدان معناست که با افزایش یا کاهش هر یک از متغیرها در استان j میزان رشد در استان تغییر یافته و این تغییر از طریق پارامتر λ و ماتریس W بر تولید ناخالص داخلی سرانه و در نتیجه رشد استان i تاثیر خواهد گذاشت. البته علاوه بر استان j سایر استان‌ها نیز بر استان i تاثیر خواهند گذاشت.به گونه‌ای که ضرایب مورد نظر مجموع اثرگذاری‌های غیرمستقیم بر استان i را به طور متوسط بیان می‌کنند.

جدول 5- نتایج اثرات مستقیم و غیرمستقیم الگو

ماخذ:یافته‌های محقق