)0331 -01( ¾ا Ìا | ÊاÅ Á¼ د ب ت جاǼ Íثأت ËÌا ¨...
TRANSCRIPT
[email protected] نويسنده مسؤول*
یشهر اقتصاد فصلنامه
1331پاييز ، دومسال اول، شماره
21/1/1331 تاريخ پذيرش: 12/11/1331 تاريخ وصول:
131 -113 صص:
(0331 -01) رانيا در يامنطقه رشد مهاجرت بر ريتأث يیفضا ليتحل
0شکوفه فرهمند 0، نرگس فرج قاسميان 5، رزيتا مؤيدفر*
ايران ،اصفهان ،اصفهان دانشگاه، دانشکده علوم اداری و اقتصاد ار،ياستاد -1 [email protected]
نايرا ،اصفهان ،اصفهان دانشگاه ،دانشکده علوم اداری و اقتصاد ار،ياستاد -2
[email protected] نايرا ،اصفهان ،اصفهان دانشگاه ،دانشکده علوم اداری و اقتصاد ،ارشد کارشناس -3
چکيده
يرتحت تأث منطقه هررشد ی،امنطقه رشددر مدل . است ای منطقه رشد مدل اقتصادی، رشد های مدل ترين مهم از يکی
اقتصادسنجی مدل وارد فضايی همبستگی ماتريس قالب در فضايی تأثيرات اين کهاست يکديگرمناطق بر يیاثرات فضا
يهبر فرض یمبتن یا مهاجرت بر رشد منطقه يندورب يرمهاجرت و متغ يرمتغ يرتأث يابیپژوهش ارز ين. هدف اگردد می فضايی
يافته تعميم گشتاورهای روش کاربرد با( DPD) تصادفی پويای پانل مدل پژوهش اين در استفاده مورد مدلاست. يیهمگرا
برآورد نتايج. است ايران استان 31 برای و 1311 -31 مطالعه مورد دوره. است دوربين مدل از استفاده و( SGMM) فضايی
و است ها استان سرانه درآمد بر دار معنی و منفی تأثير دارای وابسته متغير وقفه که دهد می نشان فضايی اقتصادسنجی مدل
و ها استان جاری و عمرانی بودجه اقتصادی، مشارکت نرخ مهاجرت، نرخ. گرديد اثبات همگرايی فرضيه ترتيب، اين به
متفاوت از صفر است و یصورت معنادار مهاجرت به يیفضا وقفه. است ها استان سرانه درآمد بر مثبت تأثير دارای تحصيالت،
یها است و مجاورت با استان یمهاجرت منف يیفضا ريمتغ بيضرمجاور است. یها رشد هر استان متأثر از رشد استان
ينکه ب دهد ینشان مC یرجو Iحاصل از آزمون مورآن يجتامبدأ دارد. ن یها بر درآمد سرانه استان یاثر منف ر،يمهاجرپذ
یرابطه و همبستگ يک يندورب يرعنوان متغ به سرانه درآمد و مهاجرت يرمستقل و وابسته با در نظر گرفتن متغ يرهایمتغ
منجر به تورش يیکه برآورد مدل فوق بدون در نظر گرفتن اثرات فضا دهد ینشان م يجنتا ينداشته است. ا وجود يیفضا
.يدبرآورد شده خواهد گرد يبضرا
همگرايی مهاجرت، فضايی، دوربين تصريح فضايی، اقتصادسنجی کليدي: يها واژه
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 132
مقدمه -0
های رشد از مدل آمده دست بهيکی از نتايج مهم
اقتصادی، فرضيه همگرايی اقتصادی است.
يک نتيجه از عنوان بهاقتصاددانان به اين فرضيه
به بعد و به دنبال 1331های رشد از دهه مدل
1مطالعات گسترده باروتوجه 2مارتين -آی -و ساال
توسعه درحالهای کشورهای اند. يکی از ويژگی کرده
مختلف کشور است. وجود دوگانگی ميان مناطق
برخی از مناطق که بيشتر شهرهای بزرگ هستند، از
ی سطح توسعه باالتری برخوردار بوده و درآمد سرانه
در شده انجامافراد آن مناطق بيشتر است. تحقيقات
لحاظ ازهای کشور ايران وجود تفاوت ميان استان
اهداف جمله ازدهد و رشد اقتصادی را نشان می
ی کشور، از ميان بردن دوگانگی بين توسعههای برنامه
ها و رشد متوازن اين مناطق است. الزمه استان
يابی به اين هدف، باالتر بودن سرعت رشد در دست
عنوان بهمناطق فقير نسبت به مناطق ثروتمند است که
شود های رشد مطرح می فرضيه همگرايی در مدل
(.1331)رحمانی،
مهاجرت و چگونگی توزيع مجدد جمعيت در داخل
ترين عواملی است که کشور يکی از اساسی
اجتماعی برای کنترل -اقتصادی گذاران ياستس
های جمعيتی و نيز جمعيت و جهت دادن به جابجايی
های اقتصادی به آن بقط یسو بههدايت جمعيت
. (13321)ميرزامصطفی و قاسمی، ه دارندتوج
ترين کننده ترين و تعيين همچنين، يکی از مهم
( توسعه درحالنيافته ) معضالت کشورهای توسعه
ای جريان بنابراين عدم توازن منطقه؛ مهاجرت است
1 .Barro
2 .Sala-I-Martin
مهاجرت را تقويت و تشديد خواهد کرد و اين پديده
ترين موانع رشد اقتصاد در ترين و آزاردهنده از مخل
بروز و ظهور در اين چارچوب با .طح ملّی استس
با تخليه انواع مهاجر فرستپديده مهاجرت، مناطق
کاهش ذخيره سرمايه مواجه يجهنت درها و سرمايه
منتهی به افت توليد خواهد شد. يتنها درشده که
عالوه بر اين بروز پديده مهاجرت در مناطق
شود گيری پديده تراکم می مهاجرپذير منجر به شکل
های اداری، ، رويهوآمدها ترفکه خود موجب افزايش
درها و ... شده که جملگی منجر به افزايش هزينه
چند هرتأثيری يتدرنهاکاهش حاشيه سود و يجهنت
اندک بر کاهش رشد اقتصادی خواهد داشت
(.1331و همکاران، پور )صفائی
ثير مهاجرت بر رشد أاقتصاددانان برای ارزيابی ت
اند. دو نظر های همگرايی بهره بردهاقتصادی از مدل
مثبت و منفی مخالف در ارتباط با رابطه بين مهاجرت
و رشد اقتصادی وجود دارد. نظر منفی معتقد است
و أکه مهاجرت منجر به کاهش سرمايه انسانی در مبد
انباشت سرمايه انسانی در مقصد مهاجرت خواهد شد
قويت رشد اقتصادی مقصد و از اين طريق منجر به ت
. نظر مثبت معتقد است که وجود گردد میمهاجرت
انگيزه مهاجرت منجر به افزايش تمايل برای انباشت
بردن از موقعيت مهاجرت سرمايه انسانی برای بهره
أگردد که اثر آن بر رشد اقتصادی در کشور مبدمی
(.2112، 3)انجمنید بيشتر از کشور مقصد خواهد بو
دامه ابتدا به بررسی مبانی نظری مطالعه حاضر در ا
است، سپس پيشينه پژوهش و مطالعات شده پرداخته
صورت گرفته در اين زمينه آورده شده است. سپس
روش پژوهش، تصريح مدل اقتصادسنجی پژوهش و
3.Anjomani
133ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
يتنها درو شده يان بنتايج حاصل از برآورد مدل
است. شده ارائهبندی جمع
پژوهش پيشينه -0-0
( بررسی تأثير 1333رحمانی و مظاهری )
مهاجرت بر انباشت سرمايه انسانی و رشد اقتصادی
ند. در اين تحقيق ا هپرداختتوسعه درحالدر کشورهای
نل بين کشوری، اثر فرار اهای پ با استفاده از داده
مغزها بر انباشت سرمايه انسانی و رشد اقتصادی
تا 1311های فاصله سالدر توسعه درحالکشورهای
نتايج پژوهش نشان .قرار گرفت یبررس مورد 2111
انداز مهاجرت اثری مثبت و معنادار دهد که چشم می
بر انباشت سرمايه انسانی دارد و لذا مکانيسم انگيزش
تأييد قرارگرفتهکه در ادبيات جديد مورد تأکيد
نيز در هر شود. همچنين خود مهاجرت بالفعل می
انباشت سرمايه انسانی دارد. نتايج دوره اثر منفی بر
پژوهش نشان داد که اثر مهاجرت فرار مغزها بر رشد
.اقتصادی کشور مبدأ منفی است
( به ارزيابی اثر مهاجرت 1331) زاده حسنرحمانی و
ای در ايران بر رشد اقتصادی و همگرايی منطقه
وجود همگرايی بتا در آمده دست بهپرداختند. نتايج
نتايج برای ا،کند. ام ييد میأايران را ت یها استانبين
نبود اين نوع همگرايی دهنده نشانهمگرايی سيگما
های ايران است. به اين معنی که در بين استان
های ايران در اين پراکندگی درآمد سرانه در بين استان
خالص هدد یمنتايج نشان د. کن افزايش پيدا می ها سال
ورود مهاجرت رابطه مستقيم با رشد توليد سرانه
متغير خالص ورود کردن واردها دارد و با استان
مهاجرت به معادله همگرايی، ضريب بتا افزايش پيدا
دهنده اثر منفی مهاجرت بر همگرايی کند که نشان می
های ايران است. بنابراين، مهاجرت در بين استان
.دهد را افزايش میها شکاف بين استان
به ارزيابی اثر مهاجرت (1313آبادی و پوران )شاه
-1311مغزها بر رشد اقتصادی در ايران طی دوره
پرداختند. نتايج تجربی اين مطالعه بيانگر آن 1331
ثير متقابل متغير مهاجرت مغزها با انقالب أاست که ت
دار منفی و بسيار معنی ،اسالمی بر رشد اقتصادی
نيروی کار، مچنين در کنار عامل توليداست. ه
انباشت تحقيق و توسعه داخلی و خارجی و سرمايه
انسانی نيز که ابزارهای بسيار مهم حصول به اقتصاد
اقتصاد ايران اثر مثبت و رشد برباشند، می محور دانش
متغير انباشت تحقيق و توسعه ،امامستقيم دارند
د.ايران ندار یرشد اقتصادخارجی اثر معناداری بر
ی مهاجرت و رشد ( به تحليل کم1316ّزنگنه )
کار يروینجمعيت شهری در رابطه با تحوالت بازار
پرداخت. نتايج اين تحقيق نشان داد که رشد جمعيت
عمده تحت طور بهگذشته، یها دههشهری سبزوار در
ثير مهاجرت جمعيت از روستاهای تابعه اين أت
شهرستان به اين شهر بوده است. ميزان اين مهاجرت
ی و کيفی بازارمختلف با عدم توازن کمّ یها دورهدر
شهر با نواحی روستايی شهرستان رابطه مثبت در کار
دهد، نتايج اين پژوهش حاکی از و مستقيمی نشان می
صادی و جذابيت آن است که شهر سبزوار رشد اقت
های يتفعالخود برای مهاجران روستايی را مديون
خدماتی بوده است و مشاغل صنعتی نقش ناچيزی در
.رونق بازار کار اين شهر داشته است
ای با عنوان مهاجرت ( در مقاله2111) 1لويس و پری
ثير أو اقتصاد شهرها و مناطق، به ارزيابی مهاجرت و ت
کار شهرها و مناطق پرداختند. وری و بازارآن بر بهره
1 . Lewis and Peri
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 131
های اجرايی دولت برای نشان دادند که سياست ها آن
های خارجی های داخلی بر روند مهاجرتمهاجرت
بر المللی ينبثير مهاجرت أثر خواهد بود. تؤم
تر از اقتصادی کشورها بسيار راحت هایشاخص
ثير مهاجرت داخلی بر اقتصاد مناطق و أارزيابی ت
ارزيابی دقيق مهاجران بر منظور به. شهرها است
شده انجامگيری توليد اقتصادهای محلی نياز به اندازه
دهد که تغيير . نتايج نشان میاستتوسط مهاجران
وری کل عوامل وری مهاجران بستگی به بهرهبهره
توليد در کشور مقصد و سرمايه انسانی مهاجران دارد.
مقاصد با همچنين کارگران مهاجر به سمت
وری باال دستمزدهای باالتر در کنار اقتصادهای با بهره
نمايند.های کمتر حرکت میو بحران
1انجمنیای و ای با عنوان رشد منطقه( در مقاله2112)
به ارزيابی يک مدل معادالت یمهاجرت بين ايالت
از مهاجرت بين استانی با استفاده از رشد زمان هم
شد بيکاری، رشد جمعيت، درآمد، رشد اشتغال، ر
متغير عنوان بهمهاجرت ناخالص و اشتغال در توليد
نه رشد دهد کهزا پرداخته است. نتايج نشان می درون
مستقيم از عوامل مهم طور بهاشتغال و نه رشد درآمد
جريان مهاجرت بوده است. مطالعات اين محقق نشان
ينرت مهميکی از عنوان بهدهد که مهاجرت انسان می
عوامل در ترکيب جمعيتی و اقتصادی و اجتماعی در
رشد اقتصادی منطقه مقصد اثرگذار بوده است. به
ای فزاينده طور بهگذاران بايد همين دليل سياست
درباره نقش مهاجرت در بافت چنين مسائل اجتماعی
ای و رفاه اجتماعی رشد منطقه عنوان بهو اقتصادی
گيری مناسب تصميم ظورمن بهگذاری کنند و سرمايه
تغيير مهاجرت ايالتی حال ربايد رابطه بين الگوهای د
1 . Ardeshir Anjomani
ای و رشد اقتصادی منطقه آگاهی از تغييرات در و
های ملی و همچنين الگوهای فضايی از فعاليت
مشخص باشد. اين نکته شايان توجه دقت بهاقتصادی
است که رشد اياالت و مناطق مربوطه وابسته به رشد
يجهنت درجمعيت بوده که بيشتر رشد جمعيت
مهاجرت است.
ای به مطالعه( در 2113) 2ماريا و استريس زوسکیدی
ثير مهاجرت، انباشت سرمايه انسانی بر أارزيابی ت
با استفاده از توسعه اقتصادی در کشورهای منتخب
ند. نتايج نشان داد که ا ههای تابلويی پرداختداده
مهاجرت اگر منجر به انتقال سرمايه انسانی انباشت
يابد مي ءشده به کشور مقصد گردد رشد اقتصادی ارتقا
های توسعه نيز بهبود خواهند يافت.و شاخص
عنوان تحت یا مقاله ( در2111) 3لول و الگرويزارد
و آمار از استفاده و رشد با ديدگانتمهار مهاجرت
در يافته توسعه و توسعه درحالکشور 32 اطالعات
کل اثر تعيين دنبال به 2111-1331دوره طول
اثر ارزيابی کمک به بر رشد اقتصادی مهاجرت مغزها
رشد بر مغزها مهاجرت يرمستقيمغ و مستقيم
رشد بر فرار مغزهامستقيم اثر. شندبا یم اقتصادی
چون بازدهی متغيرهايی تأثير طريق از را اقتصادی
گذاری يهسرمامهاجرين، ارسالی وجوه مهاجرت،
دانش انتشار يا تجاری خارجی، پيوندهای ممستقي
سرمايه طريق از را غيرمستقيم اثر و اند کرده ارزيابی
کمک به اثر دو اين ارزيابی .نمودند انسانی ارزيابی
ها اين تخمين نتايج و است شده انجام روش
و انسانی سرمايه بين :اوالً که است اين از حاکی
اثرات :ثانياً .است منفی برقرار رابطه مغزها مهاجرت
اقتصادی رشد بر فرار مغزها گوناگون مستقيم
2 . Di Maria & Stryszowski 3 . L. groizard and Llull.
131ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
کل اثر :ثالثاً .کنند یم جبران پوشش داده و را يکديگر
ولی است منفی اقتصادی رشد بر فرار مغزها
پيامدهای مستقيم اتاثر يعنی، است کم آن معناداری
، که ناشی از مهاجرت افراد ماهر است، منفی خارجی
. شود ی کاهش سرمايه انسانی جبران می به وسيله
منفی نتايج تمام تا نيستقوی قدر آن اثر اين اگرچه
را بر رشد اقتصادی ماهر کار مهاجرت نيروهای
.نمايد جبران
ثير مهاجرت بر رشد در أ( به ارزيابی ت2116) 1مودی
های استراليا پرداخت. نتايج مطالعه نشان داد بين ايالت
مهاجرت همراه با انتقال سرمايه که یدرصورتکه
اقتصادی در مناطق انسانی باشد منتج به افزايش رشد
و انتقال سرمايه مهاجرت وليکن، .مقصد خواهد شد
اثر مثبت بسيار کمی بر افزايش درآمد ملی انسانی،
.است ه سرانه داشت
نشان دادند که (2112) 2استين هلمن و استارک
مغز يا منافع ناشی از )منافع محرک اثر وجود
مغز منافع خالص ايجاد برای الزم شرط مهاجرت(
باال( بامهارت)منافع ناشی از مهاجرت نيروی انسانی
افزايش به منجر نيز مغز منافع خالص ايجاد ت.اس
.شود یم اقتصادی رشد نرخ
اثر ترکيبای با عنوان ( در مطالعه2111) 3شيوجی
ای به ارزيابی نقش مهاجرت مهاجرت بر رشد منطقه
در ژاپن ایداخلی در همگرايی درآمدی منطقه
پرداخت. نتايج مطالعه شيوجی که در تناقض با
مطالعات قبلی و تئوريکی بود نشان داد که مهاجرت
از مناطق فقير به مناطق ثروتمند که يک منبع مهم در
نيل به همگرايی است، در مطالعه تجربی او پذيرفته
1 . Moody. Cat 2 . Stark and Helmenstain 3 . Shioji
شود. شيوجی اين مسئله را با عنوان معمای نمی
د.نمايمطرح می 1مهاجرت
اثر و سرانه درآمد ( همگرايی1331) 1پرسون
سوئد ايالت 21 در را همگرايی سرعت بر مهاجرت
-داده ابتدا کرد. او بررسی 1316 -1331های در سال
قيمتی ملی شاخص از استفاده با را سرانه درآمد های
. نمود تبديل سرانه واقعی درآمد به ،کننده مصرف
منفی یرابطه هاسال اين در که دادمی نشان هاداده
یساالنه رشد هاینرخ ميانگين بين یتوجه قابل
واقعی یسرانه مدآدر لگاريتم و واقعی یسرانه درآمد
با درآمد، تحقيق، اين دارد. در وجود 1316سال
زندگی هایهزينه در ایمنطقه هایتفاوت کردن لحاظ
در همگرايی شود. بنابراين، ضريب سرعتمی تعديل
شودمی وردآبر يلیتعد يرغ و تعديلی مدآدر حالت دو
يلیتعد يرغ درآمد حالت بتا در برای برآورد نتايج که
مقدار شده يلتعد درآمد حالت در و 121/1مقدار
است. 111/1
استفاده از يک مطالعه بين ( با1333) 6يپ و نگوو
زا نشان های رشد درونگيری از مدلکشوری و بهره
مهاجرت از کانال افزايش سرمايه انسانی دادند که
-کشورهای مقصد، منجر به تقويت رشد اقتصادی می
گردد.
در يافته انجامتفاوت پژوهش حاضر با مطالعات
راناياطق در من رشدکشف ارتباط بين مهاجرت و
ثير مهاجرت همراه با أاست که در اين پژوهش ت
نرخ مشارکت اقتصادی، نرخ ،متغيرهايی همچون
، نرخ تورم و بودجه عمرانی اروری، نرخ تحصيالتب
با در نظر گرفتن اثرات فضايی و مجاورت و جاری
4 . Migration Puzzel 5 . Persson 6 . Wong and Yip
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 136
؛ ومورد ارزيابی قرار خواهد گرفت های ايراناستان
اين پژوهش از دو رويکرد متفاوت برای ارزيابی تأثير
متغيرهای مستقل بر رشد درآمد سرانه استفاده خواهد
افتهي ميتعمگشتاورهای نمود. رويکرد اول از مدل
(GMM) يا مدل پانل پويای تصادفی(DPD) در
برآورد ضرايب مدل اقتصادسنجی متعارف و
استفاده خواهد یا دومرحلهباند -بوندلباور/ -آرالنو
افتهي ميتعمنمود. رويکرد دوم نيز از مدل گشتاورهای
(GMM) يا مدل پانل پويای تصادفی(DPD) با
برده برآوردگر دوربين در اقتصادسنجی فضايی بهره
و درآمد مهاجرت . در اين پژوهش از متغير است
اين ؛ کهشدهمتغير دوربين استفاده عنوان بهسرانه
متمايز کرده گرفته انجاممطالعه را از ساير مطالعات
است.
پژوهشمبانی نظري -0-5
يا مهاجرت بر رشد منطقه يرتأث -0-5-0
توسعه رشد و توانديکی از عواملی که می
ثير قرار دهد مهاجرت است تا أای را تحت تمنطقه
هايی که در اصالت و ترين استدالل که از مهم آنجا
توان مطرح کرد، ای می توسعه منطقه رشد و حقانيت
توانايی آن در کنترل پديده جابجايی جمعيت و
(. 1331 ،و همکاران پورمهاجرت است )صفايی
نرخ يا جمعيت رشد نرخ که است يندیآفر مهاجرت
اين دهد. لذامی تغيير را کار نيروی یعرضه رشد
باشد رشد هایمدل در کليدی متغير تواند یم مسئله
.(1331زاده، )رحمانی و حسن
بحث درباره مهاجرت عموماً با شرح جريان نيروی
انسانی بين روستاها يا شهرهايی با امکانات و
به شهرهای بزرگ با امکانات تحصيالت پايين )مبدأ(
ثير أت(. 1311، )صباغ کرمانی گيرد بيشتر صورت می
ای زمانی اهميت منطقه توسعهرشد و مهاجرت بر
کند که توجه شود يکی از خود را بيشتر عيان می
ترين معضالت کشورهای کننده ترين و تعيين مهم
ثير آن بر أ( مهاجرت و تتوسعه درحالنيافته ) توسعه
توازن بنابراين عدم؛ متغيرهای کالن اقتصادی است
ای جريان مهاجرت را تقويت و تشديد خواهد منطقه
ترين موانع ترين و آزاردهنده اين پديده از مخلکرد و
رشد اقتصاد در سطح ملی است. اخالل مهاجرت در
اقتصادی، به سبب آثار و و توسعه يند رشدآفر
پيامدهای آن بر ساير متغيرهای کالن اقتصادی است.
قرار توجه موردتوان از دو منظر اين پيامدها را می
مناطق مهاجرفرست، ب( د: الف( مناطقردا
در اين چارچوب با بروز و ظهور پديده مهاجرپذير.
مهاجرت، مناطق مهاجرفرست با تخليه انواع
کاهش ذخيره سرمايه مواجه يجهنت درها و سرمايه
منتهی به افت توليد خواهد شد. يتنها درشده که
عالوه بر اين بروز پديده مهاجرت در مناطق
شود راکم میگيری پديده ت مهاجرپذير منجر به شکل
های اداری وآمدها، رويه رفتکه خود موجب افزايش
درها و ... شده که جملگی منجر به افزايش هزينه و
چند هرثيری أت يتنها درکاهش حاشيه سود و يجهنت
)زنگنه، شداندک بر کاهش رشد اقتصادی خواهد
1316.)
مهاجرت و چگونگی توزيع مجدد جمعيت در داخل
ترين عواملی است که اسیکشور يکی از اس
-برنامه منظور بهجتماعی ا-اقتصادی گذاران سياست
ريزی برای توسعه با استفاده از ابزارهای کنترل
های جمعيتی و نيز جمعيت و جهت دادن به جابجايی
های اقتصادی به آن سوی قطب هدايت جمعيت به
131ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
عنوان توجه دارند و شناخت علمی پديده مهاجرت به
گذاری در کشور اساس مديريت و سياستپايه و
(.1332است )ميرزا مصطفی و قاسمی،
تواند از طريق مهاجرت انسانی که می سرمايه افزايش
طريق از يک منطقه به يک منطقه ديگر رخ دهد، از
وری، بهره افزايش و مثبت خارجی یها صرفهايجاد
هد.د می افزايش منطقه مقصد در را اقتصادی رشد
یور بهره افزايش موجب انسانی همچنين سرمايه
و تحقيق بيشتر جذب و داخلی توسعه و تحقيق
در انسانی سرمايه نقش لذا .شود یم خارجی توسعه
اقتصادی بسيار رشد و دانش سرريزهای ايجاد
رفتن دست از معنی به مهاجرت است. کننده يينتع
موازات به اخير یها دههدر است. انسانی سرمايه
در مختلفی نظريات ،زا درون رشد های يهنظر تکامل
اقتصادی، رشد بر مهاجرت نحوه اثرگذاری مورد
.است شده مطرح انسانی سرمايه واسطه به
و توسعه پويای مهاجرت و رشد هایمدل جديد موج
افراد مهاجرت از ناشی منافع ايجاد احتمال اقتصاد،
افزايش توسعه درحال برای اقتصادهای را ماهر
پايين مبدأ کشور در تحصيالت بازده گرا .دهد یم
انباشت نهات هن مهاجرت، برای درها کردن باز باشد،
ايجاد طريق بلکه از دهدنمی کاهش را انسانی سرمايه
منظور به مهارت و تحصيالت کسب برای انگيزه
افراد برای کسب تحصيالت احتمال مهاجرت،
محرک(. )اثر داد خواهد افزايش را مانده باقی
اي منطقه رشد هاي تئوري -0-5-5
تجمعی هاي يتمدل عل -
معرفی و توسط 1اين تئوری که توسط ميردال
کند که تحت شرايط بسط داده شد بيان می 2کالدور
1 .Mirdal
معينی رشد منطقه ممکن است از درون تشديد
ای تداوم و افزايش يابد. فزاينده طور بهگرديده و
مناطق درکند که رشد توليد سرانه کالدور بيان می
يی به مقياس در جو صرفهتوسط ميزان استفاده از
های توليد و همچنين منافع ناشی از تخصص فعاليت
گردد. اين تئوری به توضيح اثرات توليدی تعيين می
رشد که اثر تراکمی به پردازد تراکمی و پخش می
خودتقويت شونده تجمعی در يک منطقه اشاره دارد
گردد. اثر پخش می مناطقی ساير افتادگ عقبکه باعث
مناطقنيز به سرايت رشد شديد يک منطقه به ساير
اشاره دارد. بر اين اساس گسترش رشد در يک منطقه
منجر به سرريز شدن و افزايش درآمد سرانه آن منطقه
شده که رشد همجوارمناطق ها و امکانات به نهاده
دهد )صباغ را نيز افزايش می همجوارمناطق
(.1311کرمانی،
مدل قطب رشد -
يلهوس بهارائه و 3مدل قطب رشد توسط پرو
اين .قرار گرفت یبررس مورد 1و هانسن 1هريشمن
های تجمعی داشته و الگو تشابه زيادی با عليت
ای را ارائه منطقهجزييات مکانيزم رشد نامتوازن
های قطب رشد حول محور دهد. نحوه عمل مدل می
و انتشار 6چرخد که اثر قطبی شدن دو اثر رشد می
ظاهراثر اول در مراحل اوليه توسعه .است 1تدريجی
های گردد که رشد سريعی در قطب و موجب می شده
رشد صورت گرفته و موجب واگرايی و فزايندگی
ق شود. سپس در مراحل بعدی ها بين مناط نابرابری
2 . Kaldor 3 . Perroux 4 . Herrishman 5 . hansen 6 . Polarization effect 7 . tricking down effect
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 131
کافی اندازه بههای رشد ينکه قطبا از پستوسعه و
يج به ساير تدر بهها متمرکز و قوی شدند، رشد آن
گردد و نهايتاً موجب همگرايی و از مناطق پخش می
شود. اين الگو بيانگر اين ها می بين بردن نابرابری
شود، روند است که وقتی اثر قطبی شدن غالب می
که اثر انتشار یهنگامها فزاينده است و نابرابری
شود ها کاهنده می شود، نابرابری تدريجی شروع می
(.1311)صباغ کرمانی،
هاي توسعه موجمدل -
های توسعه اقتصادی، بر اين نظريه استوار موج
است که توسعه اقتصادی بيشتر شبيه به موج است تا
وجود بايک فرآيند مستمر و هموار. اين تئوری
های اندک دارای شباهت بسيار با مدل قطب تفاوت
توان گفت ترکيب اين دو . در حقيقت میاسترشد
تصادی ی از وضعيت رشد اقتر کاملالگو، توضيح
اين تئوری فرد منحصربهدهد. ويژگی مناطق ارائه می
تواند نابرابری فزاينده مجدد در می کهآن است
صورت بهای را توضيح دهد و آن را درآمدهای منطقه
(.1311)صباغ کرمانی، و تفسير نمايد يهتوجزا درون
سوآن( -مدل رشد نئوکالسيک )سولو -
نآسو -نئوکالسيک يا مدل رشد سولو مدل رشد
زا بودن، های برون يک مدل رشد اقتصادی با ويژگی
بلندمدت بودن و در چارچوب نظريات مکتب
به توان نتايجی که از اين مدل می کالسيک است.
آورد فرضيه همگرايی مشروط بين مناطق است دست
اين مدل که در اين پژوهش بررسی خواهد شد.
را با بررسی بلندمدتشد اقتصادی کند ر تالش می
ا نيروی کار و افزايش يسرمايه، رشد جمعيت تانباش
پيشرفت فنی شناخته طورمعمول بهوری که در بهره
ی اصلی اين مدل تابع شود توضيح دهد. هسته می
که اين توليد تراکمی نئوکالسيک کاب داگالس است
د. اين کن امر ارتباط با مبانی اقتصاد خرد را فراهم می
ه دومار شد -مدل جايگزين مدل پساکينزينی هارود
تابع توليد با بازده صورت بهکه تابع توليد را است
(.1،1313رومر) گيردثابت نسبت به مقياس در نظر می
توسط بار نخستين که نئوکالسيکی رشد الگوی در
در زابرون صورت به یفناور عامل شد، مطرح سولو
و انداز پس افزايش الگو اين است. در شده گرفته نظر
تبع به و توليد پايدار حالت افزايش سرمايه به انباشت
در .شود یم منجر رشد نرخ موقت افزايش فقط آن
يجهنت در و يابدمی افزايش سرانه سرمايه ذخيره ابتدا
فرض ازآنجاکه اما؛ رودمی باال نيز سرانه توليد آن
که زمانی تا دارد کاهشی بازدهی سرمايه شودمی
الزم سرمايه نهاده ميزان دقيقاً با باالتر اندازهای سپ
شود، برابر سرانه سرمايه داشتن نگاه ثابت برای
وضعيت در داشت. خواهد سير کاهنده توليد افزايش
کند.نمی پيدا افزايش سرانه توليد، پايدار
پيشرفت اثر در يابدمی تحقق رشدی که ميزان
فهم قابل نظريه اين چارچوب در که است آوری فن
(.1313آبادی و پوران، )شاهاست
توان از مدل رشد هايی که می فرضيه ينتر مهميکی از
آورد، فرضيه به دستزای نئوکالسيک درون
های رشد و توسعه در تئوری ؛ کههمگرايی است
اين فرضيه ای بسيار به آن توجه شده است. طقهمن
مقادير اوليه سرمايه به کار کند مناطقی که بيان می
؛ دهند ، نرخ رشد باالتری را نشان میدتری دارن پايين
بنابراين به همگرايی به سمت مناطق دارای سرمايه
سرانه باالتر تمايل دارند.
1 . Romer
133ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
تر اين فرضيه که اقتصادهای فقير تمايل به رشد سريع
از اقتصادهای ثروتمند دارند بدون در نظر گرفتن
اقتصادها، همگرايی مطلق ناميده ساير مشخصات
شود. در مقابل نوعی ديگر از همگرايی وجود دارد می
ايده شود. می که تحت عنوان همگرايی شرطی مطرح
ی اصلی همگرايی شرطی آن است که هرچه فاصله
تر اقتصادی از حالت پايدار خودش بيشتر باشد سريع
يعنی، حتی اگر کشور فقيری به حالت ؛ کند رشد می
لزوماًپايدار خودش نزديک باشد، رشد پايينی دارد و
ی مناطق فقير تمايل به رشد باال ندارند و اين امر همه
بنابراين مفهومی از ؛ ها دارد بستگی به ساختار آن
همگرايی که در آن يک اقتصاد فقير تمايل به رشد
تری نسبت به يک اقتصاد ثروتمند دارد، سريع
شود. مفهوم ديگر همگرايی به همگرايی بتا ناميده می
پردازد. در اين بررسی پراکندگی درآمد سرانه می
مفهوم، اگر پراکندگی که برای مثال از طريق انحراف
معيار لگاريتم درآمد يا توليد سرانه گروهی از مناطق
شود در طول زمان کاهش يابد همگرايی محاسبه می
نوع همگرايی را همگرايی ينا گيرد. صورت می
نامند. اين حقيقت وجود دارد که حتی اگر يگما میس
همگرايی مطلق وجود داشته باشد پراکندگی درآمد
تمايلی به کاهش در طول زمان ندارد. لزوماًسرانه
پژوهشروش -5
در اين مطالعه با توجه به پانل و پويا بودن مدل،
از روش برآورد شده يحتصربرآورد مدل منظور به
شود. الزم به بهره گرفته می يافته يمتعمگشتاورهای
مورد یها دادهبودن مند ذکر است که به دليل مکان
صورت دوربين فضايی مدل به يتنها در استفاده
گردد. تصريح و برآورد می يافته يمتعمگشتاورهای
( برآوردگر GMM) افتهي ميتعمبرآوردگر گشتاورهای
يیدرستنماروش حداکثر برخالفپرتوانی است که
(ML ) توزيع جمالت اختالل نياز به اطالعات دقيق
(. وجود وقفه متغير وابسته در 1331)مشکی، ندارد
شود که فرض عدم مدل پانل منجر می سمت راست
و خودهمبستگی ميان متغيرهای مستقل )توضيحی(
يکی از فروض کالسيک عنوانی اخالل به جمله
های حداقل روشاستفاده از جهينت درنقض شود.
مربعات معمولی )در مدل پانل اثرات ثابت و اثرات
دار و ناسـازگاری ارائه خواهد تصادفی( نتايج تورش
(. استفاده 1331، آرالنو و بوند، 2111)بالتاجی، کرد
ی کارگير( با بهGMM)يافته گشتاورها از روش تعميم
زايی متغيرهای متغيرهای ابزاری اين ايراد يعنی درون
نمايد و توضيحی يا ساختار پويای مدل را برطرف می
زايی متغيرهای درونجهت حذف تورش ناشی از
دهد تمام متغيرهای رگـرسيونی توضيحی، اجـازه می
حتی با وقفه، اگـر همبستگی با اجزاء اخالل ندارند
، 1شوند )گرينوارد مدل عنوان متغير ابزاری به
روش تفاضلی مرتبه اول گشتاورهای (.2112
ابتدا توسط آرالنو و بوند (GMM) افتهي ميتعم
( مطرح شد. در روش تفاضلی مرتبه اول 1331)
آرالنو و باند ابتدا وقفه متغير وابسته به سمت راست
شود، سپس از متغيرها تفاضل مرتبه اول اضافه می
شود و مدل به روش برابر قرار دادن گرفته می
گشتاورهای اوليه و مرکزی در نمونه و جـامعه مـورد
(. در ايـن 1313گيرد )پـارسيـان، میبرآورد قرار
گردد )ياوری، روش عـرض از مـبـدأ حـذف می
بوندل( و 1331) 2باور و آرالنو(. 1311زاده، اشراف
اضلی در روش تف یراتيي( با لحاظ تغ1331) 3بوند و
1 .Greene 2 . Arellano and Bover 3. Blundell and Bond
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 111
روش (GMM) افتهي ميتعممرتبه اول گشتاورهای
( متعامد را پيشنهاد GMM) افتهي ميتعمگشتاورهای
بوند و -دادند. تفاوت اين دو روش يعنی آرالنو
ی است که اشيوه بر اساسبوند -باور/ بوندل -آرالنو
و شود )نديریمیتأثيرات فردی در مدل لحاظ
روش اولبر روش دوماز مزايای (.1332محمدی،
افزايش دقت و کاهش تورش محدوديت حجم
استتر های کارآمدتر و دقيق نمونه، تخمين
-(. برای تخمين مدل پانل با ويژگی2111، 1)بالتاجی
زن پانل پويایاين پژوهش از تخمين شده ذکر های
–باور/ بوندل -( به روش آرالنوDPD)يافته تعميم
بهره خواهد برد. 2ایمرحلهباند دو
منظور تصريح مدل فوق و استخراج برآوردگرهای به
يک یا مرحله دوباند –باور/ بوندل -روش آرالنو
صورت زير در نظر گرفته ( بهDPDمدل پانل پويا )
.(2113شود )آرالنو، می(1)
∑
: يک رامتر که بايد برآورد گردند.اپ : تعداد
: . استزا برون کامالًاز متغيرهای بردار
از پارامترهايی که برآورد خواهند يک بردار
از متغيرهای از پيش : يک بردار شد.
از : يک بردار . استزا شده يا برونتعيين
: اثر سطح پارامترهايی که برآورد خواهند شد.
پانلی )که ممکن است با متغيرهای توضيحی
: دارای توزيع يکنواخت همبستگی داشته باشد(.
( در کل نمونه با واريانس مستقل ). در
در iبرای هر مقطع و شود ضمن فرض می
1 . Baltagi 2 . Arellano-Bover/ Blundel- Bond Dynamic Panel Data
Two Step Estimator
و باشند. مستقل می tی زمانی طول تمام دوره
زا )مستقل( و ممکن است شامل وقفه متغيرهای برون
های پانل پويا متغيرهای مجازی باشند ولی در مدل
باشند. اين دو متغير معادل هم می
های بوند از قرار دادن ماتريس -برآوردگرهای آرالنو
سطری اضافی در يک ماتريس صفر در سيستم
و افتهي ليتبد. بردارهای آيندمی ه دستببرآوردگرها
متغير مستقل برای يک مقطع جمع افتهين ليتبد
( ماتريس ابزارها بدست که)طوریشود به می
آيد. می(2)
(
) (
)
(
)
باند –باور/ بوندل -های روش آرالنوبرآوردگر
افتهي ميتعمپانل پويای گشتاورهای یا دومرحله
گردد: محاسبه می صورت نيبد( ) ̂
(3)
دو برای ( )واريانس درست برآوردگر
است: صورت نيبد یا مرحله ̂ [ ̂ ]
(1)
طور که در معادالت باال اثبات همان بيترت نيبد
( 1331(، بوندل و بوند )1331گرديد، آرالنو و باور )
يک سيستمی از برآوردگرها را پيشنهاد دادند که در
وقفه واردکردنيک مرحله از شرايط گشتاوری با
-عنوان ابزار برای معادالت سطح استفاده میتفاضل به
واردکردند و در مرحله بعد از شرايط گشتاوری با
عنوان ابزار برای معادالت تفاضلی وقفه سطح به کردن
نمود. استفاده می
111ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
از اقتصادسنجی ای يرشاخهفضايی ز اقتصادسنجی
است که با رابطه متقابل فضايی و ساختار فضايی در
های مقطعی يا ترکيب های رگرسيونی با دادهمدل
و زمانی سروکار دارد )پيلينک سری -مقطعی
دو مشکل در مکانی یها (. در داده1313، 1کالسن
وابستگی -1 رخ دهد: تواند یروابط م یساز مدل
اين دو ناهمسانی فضايی. -2موجود بين مشاهدات.
مارکوف -مسئله که باعث نقض فروض گاس
گردد، در اقتصادسنجی مرسوم ناديده گرفته می
- گاس ،فضايی وابستگی با شوند. در ارتباط می
متغيرهای توضيحی در کند که مارکوف فرض می
ی اين يفضا وابستگی های تکراری ثابت هستند، نمونه
کند. به همين ترتيب، ناهمسانی نقض می فرض را
مارکوف را که يک رابطه -سافضايی اين فرض گ
،نمونه وجود دارد های مشاهدات خطی يکه بين داده
برای واردکردن اثرات مکان در کند. نقض می
فضايی استفاده رگرسيونی از ماتريس وزنی یها مدل
اين ماتريس بر اساس فاصله )طول و گردد که می
گردد؛ تعريف می ( يا رابطه مجاورتيايیعرض جغراف
بنابراين با در نظر گرفتن وابستگی فضايی، واحدهايی
ت نسب، که دارای رابطه همسايگی يا مجاورت هستند
ها يا واحدهايی که دورتر هستند بايد درجه به محل
اين پژوهش وابستگی فضايی باالتری را نشان دهند.
های تابلويی پويا با متغير تأخيری از روش داده
گيرد استفاده فضايی که مجاورت فضايی را در نظر می
های تابلويی پويايی شده است. فرم عمومی داده
فضايی به شکل زير است: (1)
1 . pealinck and klaassen
ضريب متغير ماتريس وزنی فضايی است.
که است رگرسيون پارامتر تأخير فضايی و نشانگر
درآمد سرانه، دهنده نشان .شود زده تخمين بايد
يک دهنده نشان ، مبدأعرض از زمان، استان،
باشند؛ البته از متغيرهای توضيحی می ماتريس
تواند های پانل می ا دادهمتغير توضيحی در مدل ب
تأثير متغيرهای دهنده نشان βنباشد. پارامتر متقارن
است. برای توضيحی بر انحراف در متغير وابسته
توان از روش مجاورت و تعيين ماتريس مجاورت می
در روش (.1333، 2سيج )لی همبستگی استفاده کرد
مجاورت و همبستگی با مشخص کردن اينکه کدام
همبسته، همسايه يا مجاور باهممشاهدات يا مناطق
گردد و با در هستند، ماتريس مجاورت تشکيل می
نظر گرفتن وابستگی فضايی، واحدهايی که دارای
-رابطه همسايگی يا مجاورت هستند، نسبت به محل
ايد، درجه وابستگی بيشتری نشان بهای دورتر می
تشکيل روش منظور بههای متفاوتی دهند. روش
ماتريس مجاورت وجود دارد: مجاور رخ مانند،
و دوطرفه، رخ مانند دوطرفهخطی، فيل مانند، خطی
(. 1311، 3ملکه )انسلين و گريفيث
بايد مجاورت، تعريف يک انتخاب در اصلی دليل
خواهد می که باشد ای مسئله ماهيت به مربوط
در ماتريس مجاورت عناصر روی . شود سازی مدل
قطر اصلی برابر صفر هستند، يعنی مجاورت خود
شود. در ساير صفر در نظر گرفته می منطقه با خود
مجاور باشند، عناصر ماتريس اگر مناطق با همديگر
مجاور نباشند صفر است. که یدرصورتعدد يک و
ماتريس هميشه قرارداد طبق متقارن است. ماتريس
ماتريس . است صفر با عناصر اصلی قطر دارای
2 .Lee sage 3 . Anselin, L.and D.A. Griffith.
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 112
که بايد استاندارد گردد، تبديلی شده يلتشکمجاورت
شود. ماتريس می کاربرده به کاربردی کارهای در اغلب
حاصل جمع است که ماتريسی استانداردشده
باشد، که به آن ماتريس مجاورت واحد آن سطرهای
پس از .شود یمگفته 1استانداردشدهتبه اول مر
استاندارد کردن ماتريس مجاورت بايد با استفاده از
ضرب اين ماتريس در هر متغير، متغير تأخير فضايی
آن را ايجاد نمود. متغير تأخير فضايی ميانگين
دهد. مشاهدات ناشی از مناطق مجاور را نشان می
فضايی، مجاورت به مربوط اساسی مفاهيم از يکی
به شبيه فضايی تأخيرهای. است فضايی( وقفه) تأخير
است. زمانی هایسری تحليل در عقب به انتقال
در انتقال مفهوم به فضايی تأخير ،زمان دامنه برخالف
محدود هايی شرط طريق از ولی ،است فضا طول
هک شوند می ايجاد هنگامی وطشر اين شوند. می
زمان های دامنه يانم هایشباهت کند می سعی شخص
تصريح منظور به (.1333، 2کند )ليسيج ايجاد فضا و
: وقفه ازجملههای فضايی بايست تمامی مدل مدل، می
-وقفه (،SEM(، خطای فضايی )SARفضايی )
( SDMو دوربين فضايی ) (SARMA) خطای فضايی
خالصه در قالب يک مدل پانل پويای صورت بهرا
نوشت: ( ) تصادفی
(6) ∑
∑ ∑ ∑
اخالل جزء است: بخش سه دارای مدل اخالل جزء
یگروه درون اخالل جزء ، پانل مدل
جزء ،
ماتريس فضايی است. . گروهی بين اخالل
1 . Standardized first order 2 . Lesage, 1999
اثرات ثابت انفرادی )مقطعی( يا اثرات تصادفی
دهد، انفرادی )مقطعی( را نشان می
نيز اثرات ثابت
باشد دهد. اگر و تصادفی زمان را نشان می
ها باشد مدل ها ايستا خواهند بود و اگر مدل
پويا خواهند بود يعنی متغير وابسته تأخيری نيز وارد
تصادفی يای مدل خواهد شد که پانل پو
افتهي ميتعميا همان مدل گشتاورهای ( فضايی)
(.2111، 3کو و يانگ( خواهد بود ) فضايی )
پژوهش مدل حيتصر -5-0
به روش ( )مدل پانل پويای تصادفی
های زنو تخمين ( ) يافته يمتعمگشتاورهای
متعارف به در اقتصادسنجی باند - باور/ بوندل - آرالنو
گردد. صورت زير تصريح می(1)
مند بودن بيان شد، با توجه به مکان قبالًکه گونه همان
لحاظ پژوهش بايد اثرات فضايی نيز در مدل یها داده
پانل پويا در صورت بهگردد. برای اين منظور مدل
گريد عبارت به. گردد قالب دوربين فضايی تصريح می
های فضايی متغيرهای وابسته و مستقل وقفه
بنابراين تصريح ؛ گردند )مهاجرت( در مدل وارد می
افتهي ميتعممدل دوربين فضايی در قالب گشتاورهای
زير خواهد بود: صورت بهفضايی (1)
3 . Kuo and Yang
113ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
مدل یو پارامترها يرهامتغ یمعرف .(1) جدول
يیمتعارف و فضا یاقتصادسنج
-1tدر زمان i استانسرانه درآمد
هااستان به مهاجرت ورود خالص
استان هر در یاقتصاد مشارکت نرخ
استان هر در تورم نرخ
یجار و یعمران بودجه مجموع
(یو اختصاص یاستان ،یمل ی)از محل درآمدها
در التيآموزش و تحص سطح
رانيا یهااستان
رانيا یهااستان در یبارور نرخ
دارد 1مشاهده رقابليغ یبر اثرات فرد داللت
که یطور اختالل مدل پانل به جمله
.باشدیم
جز اخالل حالت اي 2اخالل جمله ماندهيباق بر داللت
و یدارد؛ که به دو بخش جمالت اخالل مقطع 3ژهيو .گردد یم ميتقس یزمان یجمالت اخالل سر
که یمکان یوزن سيبا ماتر یحيتوض یرهايمتغ بيترک مستقل است و با یرهايمتغ يیفضا یهمبستگ کننده نييتع
.شده است داده نشان نماد
مبدأ از عرض
، ، که یطور به یحيتوض یرهايمتغ بيضرا
استان 31برای شده يحتصرالزم به ذکر است مدل
برآورد گرديده 1311-31کشور برای دوره زمانی
است. در اين مطالعه به دليل محدوديت دسترسی به
بخشی از عنوان بههای استان البرز، اين استان داده
از مورداستفاده یها دادهاستان تهران لحاظ شده است.
های آماری مرکز آمار ايران و بانک مرکزی سالنامه
استخراج گرديده است.
پژوهشهاي يافته -3
در دو قسمت قبل، در ذکرشدهبا توجه به مطالب
اين قسمت نتايج حاصل از برآورد مدل، در قالب دو
1. Unobservable Individual Specific Effect 2. Reminder Disturbance 3. Idiosyncratic error Term
مدل پانل پويای معمولی و فضايی در جدول زير ارائه
گردد. مقايسه می باهمو سپس نتايج
برآورد ضرايب مدل اقتصادسنجی فضايی و .(2جدول )
اقتصادسنجی متعارف
IIمدل Iمدل متغير
-0.102***
(-2.78) -0.86**
(-1. 97)
0.058**
(2.37)
0.631**
(2.57)
0.494*
(1.87)
1.849**
(2.45)
-0. 293***
(-6.31)
2. 514***
(10.45)
1.884***
(9.80)
2.849***
(2.85)
0.978***
(57.13)
0.578**
(2.23)
0.0009***
(5.75)
0.0002*
(0.41)
-0.28***
(2-69)
-1.198***
(-389)
- -0.135
- 0.337***
(28.98)
آزمون
سارگان
2 کای آماره
(13.579)* -
همبستگی
اول مرتبه - z آماره
همبستگی
دوم مرتبه
z آماره
(-1.548)* -
مورآن آزمون
I
0.002***
(8.305)
0.003***
(3.504)
يجر آزمون
C
0.367*
(-8. 040)
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 111
IIمدل Iمدل متغير
0.577**
(-8.041)
.باشند یم Zداخل پرانتز آماره اعداد
%،31 نانياطم سطح در*معنادار
% 31 ناني** معنادار در سطح اطم
%33 نانياطم سطح در معنادار***
پژوهش یها افتهي: منبع
باند در -باور/ بوندل -برآورد ضرايب به روش آرالنو
دهد که وقفه مدل اقتصادسنجی متعارف نشان می
درآمد متغير وابسته دارای تأثير منفی بر درجه اول
ها استاندرآمد سرانه ضريب وقفهاستان است. سرانه
درصد اطمينان 31با احتمال و منفی و معنادار است
های ايران به نه استانامد سرآکه در دهد نشان می
فرضيه درواقعسمت حالت پايا همگرا است و
اين نتيجه با نتايج ؛ کهشود همگرايی بتا پذيرفته می
های ايران مطالعات پيشين صورت گرفته برای استان
( سازگار است. 1331زاده ) رحمانی و حسن ازجمله
که با آماره 113/1متغير مهاجرت، دارای ضريب
در سطح خطای پنج 111/1و مقدار احتمال 31/2
ها استاندرآمد سرانه دار و مثبت بر درصد تأثير معنی
13/1دارد. نرخ مشارکت اقتصادی با ضريب مثبت
ها است. استاندرآمد سرانه دار بر دارای تأثير معنی
دار و تأثير کامالً معنی -23/1نرخ تورم با ضريب
انی و ها دارد. بودجه عمر استاندرآمد سرانه منفی بر
33 با احتمالو 11/1ها با ضريب جاری استان
دار بر متغير وابسته ، دارای تأثير مثبت و معنیدرصد
با 311/1است. تحصيالت نيز با ضريب مثبت
ها استاندرآمد سرانه تأثير مثبت بر درصد 33احتمال
دارد. ضريب برآوردی متغير نرخ باروری نيز با
دار است. متغير معنی 113/1ضريب بسيار کوچک
عرض از مبدأ که دارای تفسير اقتصادی نيست و فقط
مکانيکی تفسير نمود دارای صورت بهتوان آن را می
است و به لحاظ آماری نيز 211/1منفی ضريب
، بيشترين ضريب برآوردی بيترت نيا بهدار است. معنی
را در بين متغيرهای مستقل، متغير بودجه عمرانی و
کمترين ضريب را متغير نرخ باروری به خود جاری و
اختصاص داده است ضمن آنکه همه ضرايب
برآوردی متغيرها به لحاظ آماری معنادار و جهت
ها بر متغير وابسته منطبق با مبانی نظری اثرگذاری آن
برآورد مدل اقتصادسنجی فضايی، در موجود است.
63/1ضريب برآورد شده برای متغير نرخ مهاجرت
دهد متغير مهاجرت دارای تأثير ست که نشان میا
ها است. همچنين آماره استاندرآمد سرانه مثبت بر
است که از 11/2اين متغير دتوزيع نرمال استاندار
نشان 11/1مقدار آماره جدول بيشتر بوده و با احتمال
داری اثرات متغير مهاجرت بر تغييرات متغير از معنی
ها در ايران است. استانانه درآمد سروابسته يعنی
معنادار ( ) ضريب متغير وقفه فضايی درآمد سرانه
مد درآ کهبيانگر آن است . اين متغيرو مثبت است
یها استانمد سرانه آثير درأسرانه هر استان تحت ت
های مجاور هرچه استان که یطور بهاست، مجاورش
آن مد سرانهآدر ،باشند مد سرانه باالتری داشتهآدر
آن به ميزان ضريب یاثرگذارحد باالتر است واستان
است. 331/1اين متغير يعنی
صورت به ضريب متغير دوربين مهاجرت
مهاجرت بيترت نيا به است. ی متفاوت از صفرمعنادار
خود های مجاور استان ثير مهاجرتأاستان تحت ت هر
وابستگی فضايی در مهاجرت وجود خواهد بود و
استان مستقل از مهاجرت ساير و مهاجرت به هر دارد
ضريب متغير فضايی مهاجرت منفی .نيستها استان
111ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
دهد، مهاجرت دارای اثرات فضايی است که نشان می
های ، مجاورت با استانگريد عبارت بهمنفی است.
های مبدأ مهاجرپذير، اثر منفی بر درآمد سرانه استان
ه با مهاجرپذير بودن دارد. اين امر بدين دليل است ک
نظر موردهای مجاور، مهاجرت به استان استان
و اين اثر منفی بر درآمد سرانه خواهد افتهي کاهش
يک استان به استان قدر هر بيترت نيا بهداشت.
آن استان درآمد سرانهتر باشد مهاجرپذير نزديک
يابد. کاهش می
است که از آماره جدول 11/13آماره آزمون سارگان
ترتيب ينا بهبيشتر است. 13کای مربع با درجه آزادی
توان فرضيه صفر را رد کرد و در آزمون سارگان نمی
باشند و صحيح می شده انتخابمتغيرهای ابزاری
داری بين ابزارها و اجزای گونه همبستگی معنیهيچ
جمله خطا وجود ندارد.
دهد که مقدار تايج حاصل از آزمون باند نشان مین
-3333/3در آزمون خودهمبستگی مرتبه اول Zآماره
دهد که نشان می 1111/1 است که با احتمال
توان فرضيه صفر مبنی بر عدم وجود نمی
خودهمبستگی سريالی مرتبه اول را پذيرفت.
پويا بودن مدل و استفاده وقفه درجه اول بيترت نيا به
متغير مستقل در مدل عنوان بهمتغير وابسته
اما ؛ گردد تأييد می( GMM) گشتاورهای تعيم يافته
سريالی باالتر از درجه یخودهمبستگبرای تأييد نبود
دار شدن ضرايب برآوردی اول که منجر به تورش
گردد، بوند می -باور/ بوندل -آرالنو یا دومرحلهمدل
دارای خودهمبستگی سريالی مرتبه بايد مدل حداقل
دوم نباشد. آزمون باند برای خودهمبستگی سريالی
در آزمون Zمقدار آماره دهد که مرتبه دوم نشان می
که با احتمال است -111/1 خودهمبستگی مرتبه دوم
توان فرضيه مقابل دهد که نمی نشان می 12161/1
مبنی بر وجود خودهمبستگی سريالی مرتبه اول را
یخودهمبستگمدل دچار بيترت نيا بهپذيرفت.
نتايج حاصل از نيست. کي درجهسريالی بيشتر از
دهد که بين نشان می Cو جری I آزمون مورآن
متغيرهای مستقل و وابسته با در نظر گرفتن متغير
متغير دوربين يک عنوان بهمهاجرت و درآمد سرانه
رابطه و همبستگی فضايی وجود داشته است. اين
برآورد مدل فوق بدون در نظر دهد که نتايج نشان می
رش ضرايب برآورد گرفتن اثرات فضايی منجر به تو
بنابراين با توجه به نتايج رديد.شده خواهد گ
از ضرايب برآوردی مدل همچنين نتايج آمده دست به
توان استنتاج نمود که مدل می شده انجامهای آزمون
اقتصادسنجی فضايی در مقايسه با مدل اقتصادسنجی
بايد به نتايج و استبرتری نسبی معمولی دارای
.مودبرآوردی از طريق اقتصادسنجی فضايی تأکيد ن
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 116
31و 11های های شرطی استان ايران در سالنقشه .(1شکل )
ه به با توج ( وضعيت نرخ رشد را1شکل )
های کنند. نقشه و تأخير فضايی آن بيان میمهاجرت
فوق، دو محور اصلی عمودی و افقی 1شرطی
ها به سمت راست داشته که با حرکت بر روی آن
)در محور افقی( و باال )در محور عمودی( به
ترتيب، مهاجرت و تأخير فضايی مهاجرت
يابد. ميزان نرخ رشد نيز، با در نظر افزايش می
مهاجرت و تأخير فضايی گرفتن دو متغير
ها مشخص رنگ ه به طيفمهاجرت، با توج
هايی با نرخ شود. طيف رنگ قرمز، شامل استان می
و طيف رنگ آبی نيز، باشند رشد باال می
دهد. های رشد پايين را نشان می هايی با نرخ استان
، استنباط 11با دقت نظر در نقشه مربوط به سال
ميزان مهاجرت و باوجودسه استان کهشود می
رشدی در طيف نرخ تأخير فضايی مهاجرت باال،
درصد را دارا 21تر از درصد و نيز پايين 21 -11
های در ميانه کهاين در حالی است باشند، می
1 . Conditional maps
هايی هستند که ميزان مهاجرت و نقشه، استان
وليکن نرخ ها متوسط بوده است، آن فضايی تأخير
11درصد و باالتر از 11 -11رشدی در طيف
31مقابل، سال در .باشند درصد را دارا می
ه به مهاجرت و را با توج پراکندگی در نرخ رشد
های مختلف نشان تأخير فضايی آن در محدوده
و نظم منطقی بين افزايش مهاجرت، دهد می
مهاجرت و افزايش نرخ فضايی تأخيرافزايش
شود. مشاهده نمی رشد
111ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
31و 11های های ايران در سال انحراف از ميانگين مربوط به درآمد سرانه استان های نقشه .(2شکل )
متغير برحسبها (، نقشه پراکندگی استان2) در شکل
است. با نگاهی اجمالی شده ترسيمدرآمد سرانه
31و 11 های سال درتوان دريافت، درآمد سرانه می
ها درآمد و اکثر استان نوسان زيادی نداشته است
ای در اطراف ميانگين درآمد سرانه کل سرانه
.اند بودههای ايران را دارا استان
گيرينتيجه -4
در اين پژوهش به بررسی اثر مهاجرت بر رشد
یاقتصادسنجاقتصادی مناطق در ايران با دو رويکرد
-متعارف و فضايی پرداخته شد. نتايج به روش آرالنو
باند در اقتصادسنجی متعارف نشان داد -باور/ بوندل
که وقفه درآمد سرانه بر رشد اقتصادی تأثير منفی و
ايی بتا را اثبات نمود. معنادار دارد و فرضيه همگر
همچنين ساير متغيرها جز متغير نرخ تورم دارای اثر
ها هستند. در مثبت و معنادار بر درآمد سرانه استان
اقتصادسنجی فضايی با استفاده از مدل دوربين فضايی
با منفی و معنادار شدن وقفه متغير وابسته، همگرايی
داد که درآمد بتا در بين مناطق ايران تأييد شد و نشان
های ايران به سمت يک حالت پايا همگرا سرانه استان
هستند. ساير متغيرها دارای اثر مثبت و معنادار بر
اند و تنها متغير نرخ باروری متغير وابسته بوده
معناداری مخالف صفر نشده است. ضريب بصورت
متغير فضايی مهاجرت منفی و معنادار شده است که
استانی در مجاورت استان دهد هرچه نشان می
آن استان کاهش سرانهمهاجرپذيرتر باشد درآمد
متغير اثرگذار مثبت بر عنوان بهيابد زيرا مهاجرت می
کاهش موردنظرها، به استان درآمد سرانه استان
ها نيز يابد. ضريب وقفه فضايی درآمد سرانه استان می
چه مثبت و معنادار است و گويای آن است که هر
در مجاورت استان با درآمد سرانه نظر موردستان ا
نيز افزايش نظر مورداستان سرانهباالتر باشد درآمد
يابد که از طريق اثرات سرريز قابل توجيه است. می
دهد که نشان می Cو جری Iنتايج آزمون مورآن
دو متغير وقفه فضايی مهاجرت و وقفه باوجود
يی بين متغيرهای فضايی متغير وابسته، وابستگی فضا
توضيحی و متغير وابسته وجود دارد که ناديده گرفتن
درشود و منجر به تورش نتايج برآوردی می آن
1331 تابستان ،دوم شماره اول، سال شهری، اقتصاد/ 111
مدل اقتصادسنجی فضايی برتری نسبی بر مدل يتنها
اقتصادسنجی متعارف خواهد داشت.
منابع
، اداره نماگرهای اقتصادی .بانک مرکزی جمهوری اسالمی ايران
.مختلف یها اقتصادی، سال های یبررس
مرکز نشر دانشگاه ،رياضی آمار مبانی (.1313. )احمد پارسيان،
.، چاپ نهماصفهان یصنعت
ترجمه مهدی .اقتصاد کالن پيشرفته (.1313)رومر، ديويد.
. انتشارات دانشگاه آزاد اسالمی واحد علوم و تقوی
تحقيقات.
اثر مهاجرت (. 1331) .ابراهيم، حسن زاده ؛تيمور ،رحمانی
مجله تحقيقات .در ايران یا بر رشد اقتصادی و همگرايی منطقه . 1-13 ،(1)2، اقتصادی یساز مدل
اثر (. 1333رحمانی، تيمور؛ مظاهری ماربری، مرتضی. )
در یو رشد اقتصاد یانسان يهمهاجرت بر انباشت سرما
توسعه و رشد های پژوهش مجله .توسعه درحال یکشورها .61-11(. 11)1، اقتصادی
تهران: انتشارات .کالن اقتصاد(. 1331رحمانی، تيمور. )
برادران.
و فيزيکی توسعه بر درآمدی(. 1311) .محمد ،رحمت زاده
-یسياس اطالعات مجله .آن از ناشی عوارض و شهرها شتابان .222 -221،(1و1)11 .اقتصادی
و يايیرابطه فاصله جغراف يينتب (.1333) .ابراهيم ،رومينا
و يزیر برنامه فصلنامه .(يرانها در امورد: استان)يافتگین توسعه
.123 -111، (1) 11 ،فضا يشآما
تحليل کمی مهاجرت و رشد (. 1316) .بيعقو ،زنگنه
مجله .جمعيت شهری در رابطه با تحوالت بازار نيروی کار
.113 -121 ،(3)23، تحقيقات جغرافيايی
بررسی و .(1313) .پوران، رقيه ؛آبادی، ابوالفضل شاه
محاسبه اثر مهاجرت مغزها بر رشد اقتصادی از طريـق
فصــلنامه پژوهشــنامه .مســتقيم و غيرمســتقيم یها کانال .1 -16، (11)11،بازرگــانی
یها شاخص یبررس (.1332) .ترايم ،یميعظ محمد؛ ،یخيش
یمحدوده منطقه شهر نييتع یها و روش یاجتماع-یاقتصاد
رفاه یزير برنامه فصلنامه .آن برای مناسب الگوی ارائه وتهران .33 -61 (،1)11 ،یاجتماع توسعه و
و ها تئوری ای منطقه اقتصاد(. 1311. )يدمج ی،کرمان صباغ
ناشر: سمت. .ها مدل
.امير ،نيابسطامی و عيدس ،امان پور ؛صفايی پور، مسعود
-ینقش مهاجرت در توسعه کالبد یو بررس يل(. تحل1331)
های نو در جغرافيای انسانی مجله نگرش .ياسوجشهر يیفضا .111-111(، 1) 3 انسانی(، يای)جغراف
و یاقتصاد يیهمگرا يابیارز(. 1311) .شکوفه ،فرهمندکشور 11بر رشد درآمد سرانه در یامنطقه يزهایسرر يرتأث
.1316 -1331( در دوره ی)سازمان کنفرانس اسالم OICعضو اقتصاد، دانشگاه اصفهان. کارشناسی ارشد نامه يانپا
.مرتضی ، سامتی و علی ،عسگری ؛شکوفه ،فرهمند
)رشد اندازه يراندر ا یتوسعه شهر يیفضا يلتحل (.1311)
.163 -111، (1)13 ،یاقتصاد يقاتمجله تحق (.شهرها
های سياست اجرای تاثير بررسی(. 1331مشکی، مهدی. )
بهادار اوراق بورس شوندگی نقد بر اساسی قانون 11 اصل
روش به( DPD) پويا تلفيقی های داده رويکرد با تهران
GMM. (2)1 ،حسابداری تجربی های پژوهش فصلنامه،
111- 13.
عوامل مؤثر (. 1332) .پروانه، قاسمی مهدی؛، ميرزامصطفی
فصلنامه .با استفاده از مدل جاذبه یاستان یها بر مهاجرت .11 -36، (3) 1، های مالی و اقتصادیسياست
عمومی سرشماری تفصيلی نتايج .(1331). ايران آمار مرکز
.مسکن و نفوس
يرتأث یبررس(. 1332. )يمورت ی،محمد ؛ محمد نديری،
ی فصلنامه ی،نهادها بر رشد اقتصاد يرخالق بازار و سا ینهادها
.111 -211(، 1) 13 اقتصادی، های پژوهش
يکپارچگی(. 1311) .يدرضااشرف زاده، حم ؛کاظم ياوری، با جاذبه مدل کاربرد توسعه؛ حال در کشورهای اقتصادی
113ران /يا در یامهاجرت بر رشد منطقه يرتأث يیفضا يلتحل
مجله پژوهشنامه . همگرايی و GMM روش به تلفيقی های داده
.1-21 ،(36)3بازرگانی،
Anjomani, A. (2012). Regional Growth and Interstate
Migration in the United States. Socio Economic Planning Science, 36(4), 239-265.
Anselin, L. (1988). Spatial Econometrics: Methods and Model. Dord drecht: Kluwer Academic Publishers.
Anselin, L., & Griffith, D.A. (1988). Do Spatial
effects really matter in regression analysis? Regional
Science Association, 65(1), 11-34.
Arellano, M., & Bover, O. (1995). Another look at
the instrumental variable estimation of error-components models. Journal of Econometrics, 68(1), 29–51.
Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of
specification for panel data: Monte Carlo evidence and an
application to employment Equations. Review of Economics Study, 58(2), 277–297.
Baltagi, B. H. (2008). Econometric Analysis of panel data, Chichester. John Wiely& Sons Ltd.
Barro, R. (1991). Economic growth in a cross-section
of countries. Quarterly Journal of Economics, 106(2), 407–443.
Barro, R. J., & Xavier, S. M. (1992). Regional
Growth and Migration; A Japan – U.S.
Comparison.Journal of the Japanese and International Economies, 6(4), 312-346.
Blundell, R., & Bond, S. (1998). Initial conditions
and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics. 87(1), 115–143 .
Beets, G., & Willekens, F. (2009). The Global
Economic Crisis and International Migration: An
uncertain outlook. Vienna Yearbook of Population Research, 7(1), 19-37.
Biene. M., Docquier. F., & Rapoport, H. (2001 ).
Brain Drain and Economic Growth:
Theory and Evidence. Journal of Development
Economics, 64(1), 276-286.
Di Maria, C., & Stryszowski, P. (2009). Migration,
Human Capital Accumulation and Economic
Development. Journal of Development Economics, 90(2), 306-313.
Greene, W. H. (2012). Econometric Analysis. New
Jersey: Upper Saddle River, Pearson International, 7th
ed.
Lesage, J. (1999). Spatial Econometrics. Department of Economics University of Toledo.
Lewis, E., & Peri, G. (2014). Immigration and the
Economy of Cities and Regions. Working paper, http://econpapers.repec.org/.
Moody, Cat. (2006). Migration and Economic
Growth: A 21st Century perspective. New Zealand:
Treasury.
Pealinck, J.H.P., & Klaassen, L.H. (1979). Spatial Econometrics. Farnborough: Saxon House.
Persson, T., & Tabellini, G. (1994). Inequality is
Harmful for Growth. American Economic Association. 84(3), 600-621.
Sala-i Martin, X. (1996). Regional cohesion:
evidence and theories of regional growth and
convergence. European Economic Review,40(6), 1325–1352.
Shioji, E. (2001). Composition Effect of Migration
and Regional Growth in Japan. Journal of the Japanese and International Economies, 15, 29–49.
Stark. O., Helmenstein., & Prskawetz, A. (2002).
Human Capital Depletion, Human Capital
Formation and Migration: a Blessing in a Curse. Economics Letters, 60(3), 363–367.
Vidal, J. P. (1999). The Effect of Emigration on
Human Capital Formation. Journal of Population Economics, 23(5-6), 589–600.
Wong, K. Y., & Chong, K. Y. (1999). Education,
Economic Growth and BrainDrain. Journal of Economic Dynamics and Control, 23 (5-6), 699–726.
Groizard, J., & Llull, J. (2007). Skilled Migration and
Growth: Testing Brain Drain and Brain Gain theories.
No 20, DEA Working Papers from Universitat de les Illes
Balears, spain, Department of Applied Economics,
http://www.uib.es/depart/deaweb/deawp/pdf.
Kuo, C. C., & Yang, C.H. (2008). Knowledge Capital
and Spillover on Regional Economic Growth: Evidence
from China. China Economic Review, 19, 594-604.