ict cz—z^e•yÁczŸÔ—yÉ•ÁzÀ§Ä]Ê‡ €f‡{€iyÊ‡•€] •ÂŒ¯É …

$: ICT cZ—Z^e•YÁcZŸÔ—YÉ•ÁZÀ§Ä]Ê‡ €f‡{€iYÊ‡•€] •ÂŒ¯É …$
131-158 صفحات ـ 1398سال نوزدهم ـ شماره چهارم ـ زمستان فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشدوتوسعه پايدار( ـ

( ICT) بررسی اثر دسترسی به فناوری اطلاعات و ارتباطات

ی کشوراستان ها توزیع درآمد در بر

1روشن زاده عيسي يوسف

2آقايي مجيد

7/9/1397تاريخ پذيرش: 14/3/1397تاريخ دريافت:

چکیدهبر توزيع درآمد در (ICT) دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات تأثير هدف اصلي اين مطالعه، بررسي

د. باش)درآمد سرانه و آموزش( مي بر نقش عوامل مکمل فناوری اطلاعات و ارتباطات تأکيد با استان های ايرانبا تکيه بر مدل های پانل پويا و به کارگيری تخمين زن ات اقتصادی موجود در اين زمينه وبا استفاده از نظري

یاستان هابر توزيع درآمد در فناوری اطلاعات و ارتباطات دسترسي به، اثر (GMM)گشتاورهای تعميم يافته ست ا نآحاکي از ،نتايج اين بررسي مورد آزمون و بررسي قرار گرفت. 1394تا 1389کشور طي دوره زماني

داری نابرابری درآمدی را کاهش صورت معناهها، باستان در فناوری اطلاعات و ارتباطاتبه دسترسي که دسترسي مثبتاثر باعث تقويت ،عوامل مکمل فناوری اطلاعات و ارتباطات، آموزشاز بين . همچنيندهدمي تأثير در حالي که ؛فناوری اطلاعات و ارتباطات بر کاهش نابرابری درآمد در استان های کشور مي شود به

ليد ين تری از تور سطح پايدسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات بر نابرابری درآمدی در استان هايي که د نرخ نرخ تورم و بر اساس نتايج حاصل از تحقيق، متغيرهایناخالص داخلي سرانه قرار دارند، بيشتر است.

ستان ادر عاملي مؤثر در توزيع مناسب درآمدمخارج دولت نيز باعث افزايش نابرابری درآمد گرديده و ،بيکاری . است طي دوره مورد بررسي نبوده کشور یها

(GMMنابرابری درآمد،گشتاورهای تعميم يافته ) سي به فناوری اطلاعات و ارتباطات،دستر واژگان کلیدي:

JEL:G21 ،C33 ،O33 بنديطبقه

[email protected] مازندران )نويسنده مسؤول( دانشگاه اقتصاد گروه . استاديار1

[email protected] مازندران دانشگاه اقتصاد گروه استاديار. 2

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1

https://ecor.modares.ac.ir/article-18-21635-fa.html

زاده روشن و مجید آقايی/يوسف عیسی...(ICTبررسی اثر دسترسی به فناوري اطلاعات و ارتباطات) 132

. مقدمه1

گـذاری هـا در امـر سياسـتمهم دولت اهدافاز يکي ،درآمد توزيـع برابر برقـراری عـدالت اجتمـاعي و

گذار رتأثي شناخت ابعاد مختلف نابرابری درآمدی و عوامل ،بنابراين به شمار مي رود.کـلان اقتصـادی

از يکي .(1388)حسـيني و نجفـي، بسيار حايز اهميت مي باشد ،بر آن در راستای بهبود توزيع درآمد

فناوری اطلاعات باشد. مي 1(ICT) ، فناوری اطلاعات و ارتباطاتگذار بر توزيع درآمدتأثير مهم و عوامل

بر ،وری نيـروی انسـاني، ايجـاد اشتغال مفيد و بهبود اقتصاد اطلاعات از طريق ارتقاء بهره ،و ارتباطات

(.Lioyd-Ellis, 1999) گـذاردمي تأثير مل اقتصادی و چگونگي توزيع درآمدديگرعوا

بازار نيروی رابطه بين فناوری اطلاعات و ارتباطات و ، پژوهشهايي در زمينۀ 1970پس از دهۀ

فنّـاوری اطلاعـات و ارتباطـات بـر جمله تقاضا بـرای نيروی کار ماهر و غيرمـاهر و اثر کار از

زايش در نابرابری درآمـد در افبر اساس نتايج حاصل از اين مطالعات، .دسـتمزد صـورت پـذيرفت

افزايش دستمزدهای مشاغل مرتبط با فنّاوری ناشـي از ،دهۀ اخيردر اکثـر کشـورهای توسـعه يافتـه

با کاهش هزينه اطلاعات و ارتباطات فنّاوری (.Acemoglu, 2002) اطلاعات و ارتباطات بوده اسـت

موجـب افـزايش تقاضا برای ، و خدماتکالا نتيجه کاهش هزينـه تمـام شـده های مبادلاتي و در

، ها کاهش هزينه با ICTمي گردد. همچنين نيروی کارافزايش تقاضا برای نتيجه محصول و در

و به در پي خواهد داشتاشتغال را افزايش وگرديده های جديد گذاری سرمايهباعث بوجود آمدن

(.Vivarelli, 2007باشد)داشته مثبت بر توزيع درآمد اثرمي تواند ترتيب اين

درآمد، مطالعات انجام شده توزيع براطلاعات و ارتباطات فنّاوری آثار بررسي رغم اهميتعلي

به بررسي اين ،بين کشوری بوده است و در هيچ مطالعه ای داخلي در اين زمينه محدود به مطالعات

پيشرفت ها از لحاظ ميزان استان موضوع در سطح استان های کشور پرداخته نشده است. شناخت

به همراه عوامل مکمل نظير رشد درآمد سرانه و آموزش درآمد توزيع و اطلاعات و ارتباطات فنّاوری

متعادل راستای در اقتصادی مناسب های سياست اعمال جهت و عوامل اقتصادی نظير بيکاری و تورم،

است. امری ضروری درآمد، توزيع نمودن

درآمد توزيع بر اطلاعات و ارتباطات فنّاوریدسترسي به بررسي آثار ،قيقتح اين در هدف اساسي

اين مقاله در باشد. يم 1389-1394 دوره زماني استان کشور طي 31حاصل از اطلاعات استفاده با

فناوری اطلاعات پيشرفت روند شاخص ،در بخش دومپس از مقدمه پنج بخش تدوين گرديده است.

به بررسي مباني نظری تحقيق ،نابرابری درآمد در استان ها بررسي مي شود. بخش سومو ارتباطات و

مطالعات تجربي قبلي ارائه شده است. در بخش پنجم تحقيق نيز بعد از ،در بخش چهارم، و پرداخته

معرفي مدل اقتصاد سنجي و برآورد آن، خلاصه نتايج و پيشنهادات سياستي ارائه مي گردد.

1. Information and Communication Technology (ICT)

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1


133 1398زمستان ـ چهارم ـ شماره نوزدهم فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي )رشد و توسعه پايدار( ـ سال

استان هافناوري اطلاعات و ارتباطات و نابرابري درآمد در شاخص دسترسی بهروند .2

ی کشور طي دوره استان هافناوری اطلاعات و ارتباطات در دسترسي به (، مقادير شاخص 1نمودار )

.1را نشان مي دهد 1394-1389

با میانگین کل کشور استان ها ICTدسترسی به مقايسه شاخص . 1نمودار

1394-1389

تحقيق هایيافتهمأخذ:

مقدار عددی شاخص دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات بين صفر و ده قرار دارد. هرچه

ر تتر باشد، نشان دهنده سطح دسترسي بيشتر و هرچه به صفر نزديکمقدار اين شاخص به ده نزديک

نشان دهنده سطح دسترسي پايين تر به فناوری اطلاعات و ارتباطات است. باتوجه به نمودار ،باشد

فناوری اطلاعات و دسترسي به (، طي دوره زماني مورد بررسي استان تهران با متوسط شاخص 1)

ی کشور حايز رتبه نخست مي باشد. پس از تهران، استان ها، در بين ساير 272/6ارتباطات

لرستان، استان هایسمنان، مازندران، يزد، قم و اصفهان در رتبه های بعدی قرار دارند. های استان

استان نيز 16، و خراسان شمالي و سيستان و بلوچستان نيز در پايين ترين رتبه از لحاظ اين شاخص

ميانگين کشور قرار دارند.پايين تر از

. آمار و اطلاعات مربوط به شاخص دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات و شاخص ضريب جيني به ترتيب از 1

دفتر بررسي های فني اقتصادی( و -) معاونت برنامه ريزی و نظارت راهبردی وزارت ارتباطات و فناوری اطلاعات

سرشماری ( بدست آمده است. و کار نيروی جمعيت، مرکز آمار ايران) دفتر

6/272 3/088

02468

نرا

تهن

ناسم

ندرا

ازنم

زدي

قمن

هاصف

اهر

شبو

سار

في

کزمر

یرق

شن

جاباي

ذرا

نلا

گیلام

اين

گامز

هرن

ويقز

نتا

سوز

خي

ضو ر

نسا

راخ

لدبی

ارن

جازن

یوب

جنن

سارا

خن

داهم

احر

ويو ب

ه ول

گیکه

مد يار

تیخ

و بل

حارم

هاج

نتا

سگل

یرب

غن

جاباي

ذرا

اهش

مانکر

نتا

سرد

کن

ماکر

نتا

سلر

یمال

شن

سارا

خس

وچ بل

ون

تاس

سین

تا

در استانها ICTميانگين دسترسي به در کشور ICTميانگين دسترسي به

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



استان هافکیک به ت 1394-1389متوسط ضريب جینی در دوره . 2نمودار


ی کشور طي دوره استان ها ( ملاحظه مي شود، متوسط ضريب جيني2طور که در نمودار )همان

، فارس، مرکزی، اصفهان ،آذربايجان شرقيتهران، سمنان، يزد، قم، ی استان هادر مورد بررسي

( بوده 32/0) بالاتر از ميانگين ضريب جيني کل کشور ،خراسان شمالي و هرمزگان، گلستان، اردبيل

،در حالي که استان های مازندران، بوشهر، ايلام، قزوين، خراسان، زنجان، گيلان و کرمانشاه ؛است

بدترين ،گلستان، سيستان و بلوچستان و مرکزی استان هایپائين تر از ميانگين کشوری قرار دارند.

ی خراسان جنوبي و استان های کشور دارا هستند و استان هادر بين وضعيت را از نظر توزيع درآمد

زنجان نيز بهترين وضعيت توزيع درآمد را طي دوره مورد بررسي دارند.

ی استان هاو ضريب جيني ICTدسترسي به (، به ترتيب متوسط شاخص 4) ( و3) نمودارهای

شود، طور که ملاحظه ميدهند. همانکشور طي سال های مورد بررسي در اين تحقيق را نشان مي

به رشد طي دوره مورد بررسي برخوردار فناوری اطلاعات و ارتباطات، از روندی رودسترسي به شاخص

و از رشدی ، رسيده 1394در سال 51/5به رقم 1389در سال 79/3از ،و مقدار متوسط آن بوده

درصد در اين سال ها برخوردار بوده است. 47معادل

0/35 0/28 0/36 0/350/32

0/0000/0500/1000/1500/2000/2500/3000/3500/400

انهر

ت

اندر

ازنم قم

هروش

ب

یکز

مر

لانگي

انزگ

رمه

انست

وزخ

لدبي

ار

ينوب

جان

اسخر

حمر ا

ويو ب

ه يول

هگک

د

انست

گل

انست

ردک

انرم

ک

يمال

شان

اسخر

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



استان هادر ICTدسترسی به شاخص متوسط .3نمودار


استان هامتوسط ضريب جینی در . 4نمودار


1389ی کشور طي سال های استان ها( نيز بيانگر اين است که متوسط ضريب جيني 4نمودار )

در 282/0به رقم 1389در سال 333/0 که مقدار آن ازطوریه، بداشتهاز روندی کاهشي 1394تا

ده است. رقم زدرصد را طي دوره مذکور 17رسيده و کاهشي معادل 1394سال

0/33

0/30

0/29

0/29

0/28

0/26

0/00 0/10 0/20 0/30 0/40

1389

1390

1391

1392

1393

1394

3/80

4/03

4/23

4/76

4/76

5/51

0 1 2 3 4 5 6

1389

1390

1391

1392

1393

1394

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



. مبانی نظري تحقیق3

( و نابرابري درآمدICT) فناوري اطلاعات و ارتباطات .1-3

اوتي بر ات متفتأثير ،و ارتباطات فناوری اطلاعاتگسترده ه پيشرفت باورند ک نيبر ا 1از محققان یاريبس

مورد در ارتباطات و اطلاعات فناوری نابرابری درآمدی در کشورهای مختلف داشته است و پيامدهای

. (Parayil, 2005) دارد کشورها ارتباط فني و اقتصادی های ويژگي با ای پيچيده طور به نابرابری درآمد

زمينه رابطه بين فناوری اطلاعات و ارتباطات و توزيع خلاصه ای از مباني تئوريک در (،1) جدول

عوامل متعددی نظير به اثر فناوری اطلاعات و ارتباطات بر نابرابری درآمد .درآمد را نشان مي دهد

بستگي دارد. سازماني و تکنولوژيکي اقتصادی، زمينه

مدچگونگی اثرگذاري فناوري اطلاعات و ارتباطات بر نابرابري درآ. 1جدول

کاهش نابرابري افزايش نابرابري مکانیسم انتقال

تغییر در

نابرابري

نوع تغییر

تقاضا برای عوامل توليد

پرداخت به عوامل توليد

تغيير تکنولوژی مبتني

بر مهارت بالا

تغيير تکنولوژی مبتني بر

مهارت پايين

بهره وری و تغيير

تکنولوژی

تطا

تبا ار

ت وعا

طلای ا

ورفنا

رقابت دستمزد ناشي از

تعامل با بهروری تعامل

مهارت با بازگشت

تکنولوژی

جايي هافزايش جاب

منابع در سطح ملي يا

بين المللي

تاب چرخه ش

انتقال تکنولوژی

اندازی کاهش هزينه های راه

کسب و کار

توانايي کار از راه دور و

توليد ديجيتالي

تغيير شکل توليد

)خلق( سازمان توليد

تعيين اجاره ارزش

توسط کساني که

اطلاعات را کنترل

مي کنند

الگو های تبعيض آميز

هزينه کالا ها و خدمات

رداختبازپ

کسب و کار های با هزينه

سهولت ورود به پايين

اقتصاد پايه

نوآوری ديجيتالي

Johannes & Bauer, 2017 مأخذ:

طريق مي تواند بر توزيع سه به ،(، فناوری اطلاعات و ارتباطات1جدول )های يافتهبر اساس

. گذار باشدتأثير درآمد

1. Milanovic, 2016

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



رد تغييرات. گذارد مي تأثير کار نيروی و سرمايه وری بهره بر ارتباطات و اطلاعات فناوری ،اولاً

به را تغيير مي دهد و اين تغييرات به نو و نيروی کار سرمايه برای تقاضا عوامل توليد، نسبي وری بهره

و اطلاعات فناوری پذيرش با .است مؤثر درآمد توزيع ،بر دريافتي عوامل توليد و در نتيجه ،خود

،خدماتي مشاغل و سنتي توليدات از بسياری در مشاغل تعداد بازارها، و ها سازمان در ارتباطات

توليد برای متحده ايالات صنايع ،مثال عنوان (. بهJohannes, M. Bauer, 2017) مي يابد کاهش

برای کارگر پنج به تنها ،2015 سال در اما ،داشت نياز کارگر 25 به 1980 سال در دلار ميليون يک

ايالات استخدام از درصد 47. (Brynjolfsson & McAfee, 2014دارد ) نياز توليد سطح همان

و دستمزد با ساختاری، تغييرات که اين بوده، اطلاعات فناوری با جايگزيني خطر معرض در متحده

. است مرتبط کار بازار از حاصل درآمد

. هنددتغييرمي اصلي روش دو به را درآمد توزيع کار، نيروی وری بهره رشد و تکنولوژيک تغييرات

قرار آنها حقوق و کار نيروی مختلف انواع برای موجود مشاغل تعداد تأثير تحت درآمد توزيع ،اينکه اول

،حصولم از مشخصي سطح توليد برای کار، نيروی وری بهره بدين صورت که با توجه به رشد ؛ گيرد مي

بالاتر ایه پرداخت با باشد، داشته وجود کل تقاضای در کافي رشد و اگر ه،بود کمتری کار نيروی به نياز

د. ش ايجاد خواهد دستمزد و اشتغال بر فشار نباشد، کافي کلان اقتصاد تقاضای اگر اما. بود خواهد همراه

دنآور دستهب برای نياز مورد هایمهارت ساختار بر وریبهره رشد و تکنولوژيکي تغييرات ،نکهآدوم

و هر دارد ریبالات های مهارت با کار به نياز ،پيچيده و تر پيشرفته تکنولوژی. گذارد مي تأثير کار نيروی

آمدیدر نابرابری پيامدهای که شوددستمزد منجر مي تغييرات به ،ساختاری اثرات و جمعيتي سطح دو

(.Frey & Osborne, 2013; Rid, 2016 ) را در پي خواهد داشت

یروين ييجاهو باعث جاب دهد مي افزايش را کار تقسيم امکان ،ارتباطات و اطلاعات فناوری ،ثانياً

کار بازار ردنک مرتبط با توليد جغرافيايي پراکندگي بنابراين، شود يم يالملل نيو ب يکار در سطح مل

،ارتباطات و فناوری های اطلاعات .گذارد مي تأثير درآمد توزيع بر مختلف های مکان در دستمزد ها و

زا توانند مي و انجامند مي و پيچيده ارزشمند های شبکه طراحي به که هستند ایقوی های فناوری

جيتال،دي اقتصاد در جديد های شرکت. کنند استفاده ،تمايز نيروی کار در توليد و شده توزيع دانش

ارتباطات و اطلاعات فناوری. اندکرده تثبيت جهاني و ملي سطح در را خود توليد های ارزش شبکه

-يرهزنج ،شدن المللي بين و خارجي مستقيم گذاریسرمايه کشورها، بين تجارت ی،ساز جهاني روند

وزيعت و توليد در را معامله های هزينه پيشرفته، ارتباطي هایوریافن. مي نمايد تسريع را عرضه های

حمايت سياست تغييرات و نقل و حمل های هزينه کاهش با همراه داده و کاهش خدمات و کالاها

(.Lvinson, 2016) کنند مي ايجاد را المللي بين کار تقسيم از جديدی بخش کننده،

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



اب های شغل ،همزمان طور به ديجيتالي های نوآوری اطلاعات و ارتباطات از طريق فناوری اً،ثالث

بر توزيع ،کند و در نتيجه مي ايجاد را هزينه کم و مهارت کم مشاغل از زيادی تعداد و بالا درآمد

های فرصت تأثير تحت نوآوری ديجيتالي ميزان که دهد مي نشان ،متعدد است. مطالعات مؤثردرآمد

راحيط و ويژگي ،ديجيتال قرار دارد. نوآوری ها شرکت توانايي و بازار در رقابت شدت تکنولوژيکي،

رتغيي را سازمان ها و ها شرکت کار و کسب های مدل و توليد فرآيند توزيع، توليد، خدمات، و کالا

ديجيتال نوآوری ،يکي اينکه .دهد قرار مي تأثير تحت عمده روش دو بهنيز را درآمد توزيع ،داده

با ،نهايت در و دهد مي تغيير را آنها دستمزد و حقوق ،و در نتيجه کار و سرمايه برای نسبي تقاضای

،يجيتالد اقتصادی های فعاليت ،کهآنگذارد. ديگر مي اثر ثروت توزيع بر ،کارآفرينان ثروت بر تأثير

ملهج از متعددی عوامل به درآمد توزيع بر تحولات اين تأثير .دهند مي تغيير را موجود توليد شکل

ستگي جای توليد کالا نيز بهب توليد خدماتيند آفردر جايگزيني به کار نيروی تمايل تغيير، سرعت

(.Garsia et al., 2015) دارد

سرانه در اثرگذاري بر نابرابري درآمداطلاعات و ارتباطات و فناوريمتقابل رابطه .2-3

درآمد

از مشاهدات در سطح فرد و خانوار ،بين فناوری اطلاعات و ارتباطات و سطح درآمد افرادبررسي رابطه

به ،در داده های مقطعي امکان پذير است. ميزان مهارت و استفاده از فناوری اطلاعات و ارتباطات

رشد .(NTIA, 2013) خانوار بستگي دارد يا فرد يک موقعيت يا درآمد، ميزان تحصيلات سطح

عامل اصلي توسعه مستقيم فناوری اطلاعات ،وضوحهب ،افزايش درآمد سرانه ،در نتيجه درآمد ملي و

،و ارتباطات است. البته بايد در نظر داشت که اثر رشد اقتصادی بر توسعه فناوری اطلاعات و ارتباطات

،يکسان درآمد مليبه عوامل و شرايط ديگر جامعه نيز بستگي دارد و به همين علت است که سطح

.(Rudra et al., 2015دست دهد )همي تواند سطوح توسعه فناوری اطلاعات و ارتباطات مختلفي را ب

نشان ،( ;Shutter, , AnderewVarian; Litan &2002) ترشوو اندروبررسي وريان، ليتان،

دهد که پذيرش فناوری ارتباطات و اطلاعات در کشورهای توسعه يافته از طريق افزايش درآمد و مي

کاهش هزينه بنگاه، بازدهي داشته و سرمايه گذاری در زيرساخت فناوری ارتباطات و اطلاعات بر

ری، از طرف ديگر، مدل های رشد سازگار با فناواست. مؤثرجمله نابرابری درآمد ازعملکرد اقتصاد

در .خواهد شدمنجر به رشد اقتصادی بالاتر ،فناوری اطلاعات و ارتباطات نشان دادند که گسترش

نابرابری درآمد افزايش خواهد يافت. ،صورت فراگير نبودن منافع رشد اقتصادی

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



رابطه متقابل فناوري اطلاعات و ارتباطات و آموزش در اثرگذاري بر نابرابري درآمد. 3-3

بسيار دانش دارای که افرادی ،(OECD, 2011) 1یو توسعه اقتصاد یسازمان همکار گزارش طبق

رد مثلاً) کار برای مناسب های مهارت يا ،هستند جديد ارتباطات و اطلاعات فناوری زمينه در کارآمد

هک حالي در ،شخصي را تجربه کرده درآمد و دستمزدها در توجهي قابل افزايش ،را دارند (مالي بخش

ابرابرین نتيجه، در. اندهمهارت، دستمزد پاييني دريافت نمود بدون يا و مهارت پايين سطح با کارگران

.(Johannes & Bauer, 2017يابد ) مي افزايش ،مهارت پايين و مهارت بالا کارگران با ميان درآمد

های نهادی، سياست ترتيبات تأثير تحت ،توزيع درآمد ارتباطات و و اطلاعات فناوری بين تعامل

الياتم نرخ )بويژه مالياتي سياست های مالي نظير سياست. گيردمينيز قرار عمومي سياست و مالي

ورط سرمايه به درآمد افزايش زني و چانه قدرت و کار بازار در تغييرات بالا(، درآمد با های گروه برای

طريق از و غيرمستقيم طورهب عمومي نيز گذار مي باشند. سياست هایتأثير درآمد نابرابری بر مستقيم

. گذارند مي تأثير درآمد بر نابرابری ،ارتباطات بازار وسيع آزاد سازی مانند نظارتي و قانوني تغييرات

(Piketty, 2003)

آمد در ،بيشتر مهارت با کارگران شود که مي باعث ،تکنولوژيکي و فناوری اطلاعات تغييرات

به وجهت با زمان، گذشت با. را در پي خواهد داشت نابرابری افزايش ،نتيجهبيشتری کسب کرده و در

يابد. زماني که نرخ رشد مي کاهش درآمد درآمدها متعادل گرديده و نابرابری کار، بازار در تعديل

ازدهب نرخ اما با رشد ،بازدهي فناوری اطلاعات و ارتباطات پايين است، نابرابری درآمد هم پايين است

U افزايش مي يابد که مبين وجود يک رابطه در گذر زمان نابرابری درآمد سرمايه فناوری اطلاعات،

(.Piketty, 2003) باشدو نابرابری درآمد مي ICT بين شکل

آموزش و نابرابری دو سناريو در مورد رابطه پيشرفت فناوری اطلاعات و ارتباطات، ،در مجموع

و باشد بالا کار نيروی تحصيلات سطح و مهارت اگر اول، اساس سناريویدرآمدی ارائه مي شود. بر

و داشته باشد وجود کار نيروی مهارت سطح ارتقاء و کارکنان در زمينه آموزش قوی های برنامه

پايين درآمد نابرابری با ICTگردد، توسعه نيز طراحي درآمد نابرابری کاهش برای عمومي سياست

و باشد، ناهمگن کار نيروی آموزش و مهارت سطح دوم، اگر بر اساس سناريوی خواهد بود. اما همراه

مهارت سطح ارتقاء و کارکنان آموزش به کار نيروی مهارت سطح ارتقاء و کارکنان آموزش های برنامه

د، نداشته باش نيز وجود درآمد نابرابری مدون در زمينه کاهش های سياست و نکند کمک کار نيروی

بالاتر همراه خواهد بود. درآمد نابرابری با ICTتوسعه

1. Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD)

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



1 درآمد توزيع بر آموزش دولت ومخارجبیکاري، و تورمنرخسرانه، درآمد متغیرهاي اثر. 4-3

( آغاز Kuznets, 1955) با پژوهش کوزنتس ،نابرابریاقتصادی و رشد و توسعه رابطه بينبررسي

ش افزاي ،رشد اقتصادی اوليه مراحلدر شده است. طبق فرضيه کوزنتس، نابرابری در توزيع درآمد

ويابد، سپس همتراز شده و سرانجام کاهش مي يابد. به عبارت ديگر، رابطه بين نابرابری درآمد مي

ا سطح معيني از است. دو عامل در افزايش نابرابری ترونه وا Uدرآمد سرانه در طول زمان به شکل

،ریهای درآمدی و ديگتمرکز پس انداز در دست بالاترين گروه ،يکي د:نمي باش مؤثرتوسعه اقتصادی

ه اصلي عالطدهه از م شش بعد از گذشت .صنعتي شدن و شهر نشينييند آفرصورت هساختار اشتغال ب

ادی های اقتصبه بررسي آثار توسعه، رشد اقتصادی و ديگر شاخص ،ناتعداد زيادی از محقق ،کوزنتس

2.بر نابرابری از ديدگاه های مختلف پرداخته اند

در شرايط نرخ تورم بالا و پيش بيني نشده، به جای تخصيص منابع به فعاليت های اشتغالزا که

ه ايي متمرکز مي شوند کمي تواند نقش مهمي در توزيع درآمد داشته باشد، منابع به سمت فعاليت ه

عاملي است که باعث بدتر شدن توزيع ،فقط سودهای کلاني را نصيب افراد خاص مي کند و اين خود

درآمد مي شود. در اغلب مطالعات تجربي در زمينه تورم و توزيع درآمد، يک رابطه منفي بين تورم و

يز از طريق افزايش شمار کم درآمدها برابری درآمد ملاحظه مي شود. افزايش بيکاری يا اشتغال ناقص ن

(. 1377 نيلي و فرحبخش،) به تشديد نابرابری درآمد کمک مي کند

اثرات تورم و بيکاری بر توزيع ،ایدر مطالعه ،(Bilnder and Esaki, 1978بليندر و ايساکي )

،دست آمدههبمورد بررسي قرار دادند. نتايج را 1947-1974درآمد ايالات متحده آمريکا در دوره

تورم اثر ،. در مقابلمي شود حاکي از آن است که بيکاری، باعث افزايش نابرابری در توزيع درآمد

کاهشي بر توزيع درآمد داشته است.

مدل بليندر و ايساکي را برای کشور کانادا با استفاده از اطلاعات سری ،(Buse, 1982بوس )

اثر افزايشي بر ،. نتايج پژوهش وی نشان داد که بيکاریبرآورد نمود 1978تا 1947زماني سالهای

بي معنا بوده است. ،توزيع درآمد داشته و اثر تورم بر توزيع درآمد از نظر آماری

بر درآمد اتيمال از تورم بالاتر و يبيترک ،نشان دادند ،(Menna & Tirelli, 2017منا و تيريلي )

دهد. يرا کاهش م ینابرابر ،تر نييپا

( مراجعه شود.1384به مقاله ابونوری و خوشکار ). برای اطلاعات بيشتر در اين زمينه، 1

( و کندی Moran, 2005برای مطالعه بيشتر در زمينه، تحقيقات تجربي درباره فرضيه کوزنتس به مقاله موران ). 2

مراجعه شود. (Kennedy et al., 2017و همکاران )

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



در بررسي آثار شاخص های اقتصاد کلان بر ،(Blank and Bilnder 1986 ,) بلانک و بليندر

اثر ،ورماثر افزايشي و ت ،به اين نتيجه رسيدند که بيکاری ،توزيع درآمد و فقر در ايالات متحده آمريکا

کاهشي بر توزيع درآمد داشته است.

ه از با استفادرا انگلستان در (، اثر تغييرات سطح بيکاری بر توزيع درآمد Nolan, 1986نولان )

اثر افزايشي بر ،برآورد نموده است. نتايج پژوهش او حاکي از آن است که بيکاری 1اطلاعات مقطعي

نابرابری داشته است.

ی کشوراستان هادر به برآورد اثر تورم و بيکاری بر توزيع درآمد ، در مطالعه ای (2003ابونوری )

حاکي از آن است که، تورم باعث افزايش سهم چهار بيستک اول ،نتايج مطالعه وی .پرداخته است

بيکاری باعث کاهش سهم دو بيستک اول درآمدی و ، ودهبوم جدرآمدی و کاهش سهم بيستک پن

شده است. ،درصد بالا 60افزايش سهم درآمدی

بستگي به نحوه توزيع اين مخارج بين بخشها، مناطق و ،اثر هزينه های دولت بر توزيع درآمد

های درآمدی خواهد داشت. مخارج سرمايه ای مي توانند با افزايش بهداشت و آموزش و پرورش گروه

،آثار مساعدی داشته باشند. به عبارت ديگر ،از حلقه بهره وری نيروی کار بر وضعيت توزيع درآمد

های طريق افزايش ظرفيت درآمدی اشخاص و خانوارها )برخي از هزينههای )اجتماعي( دولت از هزينه

،صورت با وقفه بر توزيع درآمد اثر دارد(هب ،اجتماعي دولت همچون هزينه برای مدارس ابتدايي

افراد هایيهای انتقالي دولت بدون توجه به توانايتواند به تقليل نابرابری کمک کند. پرداختمي

هایوجود مي آورند. از آن جهت که قسمتي از پرداختهديلاتي در توزيع درآمد بتع ،طور مستقيمهب

يابد، حتي جهت نقل و انتقالات و هزينه های اجرايي آن اختصاص مي مرتبطهای انتقالي به ارگان

های انتقالي نيز ابهام وجود دارد. در مورد پرداخت

بليجر و و( ,Davoodi and GuptaChu (2000,ودی و گاپتا ا، دچوطبق مطالعات تجربي

(، هزينه های دولتي ممکن است به دلايل مختلف مانند: Guerrero, 1990 andBlejer) گايرريو

مالي هزينه های دولتي، ترکيب هزينه های دولتي و توزيع اين مخارج بين بخشها، آثار مين أتروش

.(1384 ،ابونوری و خوشکارمساعد يا نامساعدی بر توزيع درآمد داشته باشند )

:تحليل نمودزير مي توان به دو روش را ارتباط بين آموزش و توزيع درآمد

. توابع درآمدی، به ارتباط بين مي گيرد مطالعه قرار در چارچوب توابع درآمدی مورد ،روش اول

آن بر سطح درآمد آنها در نظريه سرمايه انساني تأثير ت ولاگذاری افراد در تحصيميزان سرمايه

گذاری بيشتری در امر آموزش پردازد. طبق الگوی سرمايه انساني توزيع درآمد، هرچه افراد سرمايهمي

1. Cross- Section

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



خود انجام دهند، درآمد بيشتری نيز نصيب آنها خواهد شد که اين مسأله، توزيع درآمد جامعه را نيز

(. 1394 ن،افقه و همکارا) سازد متأثر مي

(، Arrow, 1962) روا چوب مدل های رشد مي باشد.رطور غيرمستقيم و در چاهب ،روش دوم

افزايش دانش و مهارت اين مدل، اساسمدلهای رشد يـادگيری در حـين کـار را مطرح کرد. بر

بـر مـدلهای رشـد مبتنـي 90در دهه شود.وری و رشد مي سـبب افـزايش بهره ،کارگران حـين کـار

و ( Grosman and Helpman,1991)( و گروسمن و هلپمن Romer,1990) رومر دانـش توسـط

بسياری از مدلهای رشد ،مطرح شد. بنابراين( Aghion and Howitt, 1992)آقيون و هاويت

توانـد بر رشد اقتصادی دارند که آموزش به صورت مستقيم مـي تأکيد اقتصادی بر اين حقيقت

1خواهد بود. مؤثرطور غير مستقيم بر توزيع درآمد هب ،از اين طريقو اثرگذارد

مروري بر مطالعات انجام شده .4

مطالعات داخلی .1-4

بر نابرابری درآمد انجام شده است. سپهری مؤثرتحقيقات متعددی در ايران در زمينه عوامل تاکنون

(، احمدی و 1384(، زيبايي )1382) (، زماني1377(، نيلي و فرح بخش )1376(، ابونوری )1370)

( که اثر عواملي نظير نرخ 1394) ( و افقه و همکاران1384) (، ابونوری و خوشکار1384مهرگان )

ند. اهبيکاری، نرخ تورم، مخارج دولت، بهره وری نيروی کار و آموزش را بر نابرابری درآمد بررسي کرد

نزديک ترين مطالعات با تحقيق حاضر عبارتند از:

های فناوری اطلاعات محاسبه و ارزيابي هزينه"( در مقاله ای با عنوان 1397و همکاران ) طاهرپور

ابتدا با تطبيق ، "های درآمدیو ارتباطات در بودجه خانوارهای شهری و روستايي به تفکيک گروه

کدهای مربوط به فناوری اطلاعات و ،بندی بودجه خانوارهای مختلف کالايي و طبقهبندیطبقه

و با استناد به اين کدها مخارج خانوارها روی فناوری اطلاعات استخراج را ارتباطات در بودجه خانوار

هزينه نموده تامحاسبه 1383-94برای دوره را های مختلف درآمدی و ارتباطات به تفکيک دهک

نتايج حاصل از اين قابل ارزيابي باشد. ،اطاتفناوری اطلاعات و ارتب درهای مختلف درآمدی دهک

های فناوری اطلاعات و ارتباطات و سهم آنها بين دهد شکاف معناداری در هزينهنشان مي ،تحقيق

ای خانوارهای شهری و روستايي وجود دارد. همچنين شکاف معناداری در سطح و سهم سبد هزينه

های پايين و بالای درآمدی وجود دارد. علاوه بر های فناوری اطلاعات و ارتباطات بين دهکهزينه

ليونفولدواری و (، Wells, 2006) مطالعات ولز برای بررسي بيشتر اثر آموزش بر توزيع درآمد به. 1

(Foldvari & Leeuwen, 2011 ،) عبدالله و همکاران(Abdullah et al., 2011 (، علمي 1380) زاده، عماد

( مراجعه شود1394( و افقه و همکاران )1391(، جلايي و همکاران )1385)

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



و همچنين شروع دوران رکودتورمي از اواخر دهه 1380با شروع دوران تورمي از اواسط دهه ،اين

بر اساس های فناوری اطلاعات و ارتباطات در بودجه خانوار کاهش يافته است.سهم هزينه 1380

،های فناوری اطلاعات و ارتباطات در بودجه خانوارسهم هزينهمي توان گفت ،يافته های تحقيق

بستگي به شرايط اقتصادی جامعه مثل شرايط رونق و رکود، توزيع درآمد و تورم دارد. همچنين اين

سهم در گروه های مختلف درآمدی متفاوت است.

بر فناوری اطلاعات و ارتباطات تأثير" (، در مقاله ای تحت عنوان1394) سپهردوست و زماني

و توليدات ICT، به بررسي نقش توسعه زير ساخت های "شکاف درآمدی خانوارهای روستايي در ايران

دانش بنيان بخش کشاورزی در فراهم آوردن عدالت اقتصادی از طريق توزيع مناسب درآمد در مناطق

ستان کشور در ا 30روستايي کشور پرداختند. الگوی توزيع درآمد آنها با استفاده از داده های آماری

عنوان شاخصهبا لحاظ متغير تعداد کاربران رايانه در خانوار های روستايي ب 1383-1392دوره زماني

به روش پانل ديتا برآورد گرديده است. ،بر توزيع درآمد مؤثرو ساير متغير های ICTزير ساخت

و ارتباطات از طريق افزايشست که توسعه زير ساخت فناوری اطلاعات ا نتايج اين تحقيق حاکي از آن

عاملي در جهت بهبود وضعيت توزيع درآمد در مناطق روستايي ،بهره وری نيروی کار بخش کشاورزی

کشور است.

توزيع درآمد ،وری اطلاعات و ارتباطاتاآيا گسترش فن" (، در مقاله ای با عنوان1393) مهرباني

و طيف 2007-1960کشور جهان در دوره زماني 196از داده های مربوط به "؟را نابرابرتر مي کند

که گسترش فاوا به افزايش سطح نشان داد ،وری اطلاعات و ارتباطاتامتنوع تری از معيارهای فن

. نابرابری منجر مي شود

رابطه نابرابری درآمد و رشد اقتصادی "ای تحت عنوان (، در مقاله1391) يقيفو تو زاده نصير

بررسي رابطه رشد اقتصادی و نابرابری درآمد تحت تأثير به ،"تحت تأثير فناوری ارتباطات و اطلاعات

دوره زماني طيفناوری ارتباطات و اطلاعات برای دو گروه کشورهای توسعه يافته و در حال توسعه

های کشور درکه نشان داد ،تحقيق. نتايج با استفاده از الگوهای پانل ديتا پرداختند 2006-1995

و مثبت ،اثر شاخص فناوری ارتباطات و اطلاعات و نابرابری درآمد بر رشد اقتصادی ،توسعه يافته

،هحال توسعکشورهای در درباشد. ولي اثر تقابل اين دو بر رشد اقتصادی معنادار نمي ؛معنادار است

باشد، ولي شاخص فناوری ارتباطات منفي و معنادار مي ،اثر شاخص نابرابری درآمد بر رشد اقتصادی

باشد. اثر تقابل فناوری ارتباطات و دارای اثر معناداری بر رشد اقتصادی اين کشورها نمي ،و اطلاعات

باشد که به کاهش اثر فناوری مياطلاعات و توزيع درآمد بر رشد اقتصادی اين گروه، منفي و معنادار

رها اين گروه از کشو اقتصادی در ارتباطات و اطلاعات بر رشد و بدتر شدن اثر نابرابری درآمد بر رشد

تواند رابطه نابرابری درآمد و توان گفت فناوری اطلاعات و ارتباطات نميمي ،بنابراين. شود ميمنجر

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



بدتر باعث ،تغيير دهد اما درکشورهای در حال توسعه يافتهرشد اقتصادی را در کشور های توسعه

استراتژی متفاوت توسعه دليلهبو اين اختلاف اقتصادی مي شود. شدن اثر نابرابری درآمد بر رشد

سرانه در اين کشورها درآمدفناوری اطلاعات و ارتباطات و تفاوت در عوامل مکمل مثل آموزش و

باشد.مي

رشد اقتصادی مبتني بر "(، در پايان نامه کارشناسي ارشد با عنوان 1389) دهقاني و همکاران

،"معمولي حداقل مربعات با استفاده از روش آن بر توزيع درآمد تأثير طلاعات و ارتباطات و افناوری

درآمد در بين تمام اقشار ايران بر توزيع در فناوری اطلاعات و ارتباطات اثر رشد اقتصادی مبتني بر

بيانگر ،دست آمدههب نتايج دادند. مورد بررسي قرار 1348-1386 ه زماني طي دور راجامعه مختلف

فناوری اطلاعات و رشد اقتصادی مبتني بر اما بودهوارون کوزنتس در ايران U نظريهييد أتعدم

تر درآمد را متعادل و توزيع دهدمي کاهش را نابرابری درآمد در اقشار شهری و روستاييارتباطات،

،از کانال فناوری اطلاعات و ارتباطات بيانگر آن است که ساختار رشد اقتصادی ،کند. چنين اثریمي

.گذار استتأثير بر توزيع درآمد

علل شکاف ديجيتالي، شکاف "ای ای تحت عنوان (، در مطالعه1389) ي زاده و چراغيعيس

28، به بررسي رابطه عليت شکاف ديجيتالي و شکاف درآمدی در "درآمدی: شواهد بين کشوری

،اين مطالعه از طريق آزمون عليت هيسائو پرداخته اند. در 2000 -2006کشور طي دوره زماني

و سپس اثر شکاف ديجيتالي بر شکاف درآمدی و اثر شکاف درآمدی بر شکاف ،بررسي ،رابطه عليت

رابطه ،ديجيتالي با استفاده از روش حداقل مربعات تلفيقي برآورد شده است. نتايج نشان داد که اولاً

افزايش فرصت ديجيتالي )کاهش شکاف ،شکاف ديحيتالي و شکاف درآمدی دوسويه است، ثانياً

،افزايش نابرابری درآمد مي شود و با افزايش شکاف درآمدی )نابرای درآمدی بالاتر(سبب ،ديجيتالي(

اف مي توان گفت بين شک ،مي شود. در مجموع ،فرصت ديجيتالي کمتر )شکاف ديجيتالي بيشتر(

رابطه دو سويه وجود دارد. ،ديجيتالي و شکاف درآمدی

مطالعات خارجی .2-4

های اقتصادی بر به بررسي آثار رشد اقتصادی و ديگر شاخص ،تحقيقات زيادی در خارج از کشور

بليندر و ايساکي ،(Schultz, 1969شولتز ) ؛ ازجملهاندهای مختلف پرداختهاز ديدگاه درآمد نابرابری

(Bilnder and Esaki, 1978)، ( بوسBuse, 1982)، بلانک و بليندر (Blank and Bilnder,

،(Wells, 2006(، ولز )Galor and Zeira, 1993گالور و زيرا ) ،(Nolan, 1986نولان ) ،(1986

کندی و همکاران ،(Inyong Shin, 2012 ) شين، لنيانگ (Bittencourt, 2005ت )بايتتينکورن

(Kennedy et al. , 2017)ترين مطالعه به اين تحقيق عبارتند از:نزديک ؛ و

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



از جمله اولين مطالعاتي است که در زمينه تأثير فاوا بر نابرابری ،Krueger,199 )مطالعه کروگر )

1984در پرداخت دستمزد به نيروی کار انجام شده است. او با استفاده از اطلاعات سرشماری سالهای

نند، کميپرداخت که آيا کارکناني که از کامپيوتر استفاده له امسبه بررسي اين ،آمريکا 1989و

،تحقيق تايجکنند؟ نميدستمزد بالاتری نسبت به کساني که از کامپيوتر استفاده نمي کنند، دريافت

اثر يعني کامپيوتر ؛نشان داد که يک رابطه معنادار بين استفاده از کامپيوتر و دستمزد ها وجود دارد

1984های سرشماری ن دارد. برآورد مدل بر اساس دادهی استفاده کنندگان آدستمزدها برمثبت

18/5 از دستمزد حدود ،نمايندحين کار از کامپيوتر استفاده مي آمريکا نشان داد که کساني که در

درصد نسبت به کارکناني که در حين کار از کامپيوتر استفاده نمي کنند، برخوردار هستند. اين اضافه

درصد افزايش يافته است. در اين 20/6به حدود 1989بر اساس داده های سرشماری دستمزد

است.خصوص نتايج مشابهي در مطالعات ساير کشورهای توسعه يافته به دست آمده

(، در Yong-Hwan Noh, & Kyeongwon Yoo, 2008و کيونگ وان هو ) ناو يانگ هوان

طي کشور 60 یپانل برا یبا استفاده از داده ها، "رآمد و رشداينترنت، نابرابری د"ای با عنوان مطالعه

یرابرناب یدارا یکشورها یبرا نترنتياستفاده از ا ينشان دادند که اثر ضمن ،1995-2002 زماني دوره

یادمانع رشد اقتص نترنتيتوسط ا تاليجيد ميتقس رايز ،است يمنفاقتصادی بر رشد درآمد بالا

.خواهد شد تيتقو ،درآمد عيبا توز رشدبر نترنتيمثبت ا تأثير ،گريعبارت دهشود. بيم

اثر دسترسي به آموزش "(، در مقاله ای تحت عنوان Tatyana et al., 2014) همکاران و انايتات

، در سطح خانوارها يمقطع یبر اساس داده ها ،"و فناوری اطلاعات و ارتباطات بر نابرابری در قزاقستان

شياعامل افز ،يارتباط -ياطلاعات یها یورافن و یکم به آموزش حرفه ا يگرفتند که دسترس جهينت

درآمد در قزاقستان است. ینابرابر

یو نابرابر نترنتيا"(، در مقاله ای تحت عنوان Johannes, & Bauer, 2017جوهانسنز و باوئر )

از يمتنوع هایمعتقدند الگو ،"متضاد اريجامعه بس کيدر یو اقتصاد ياجتماع یدرآمد: چالش ها

ارتباطات ثابت و تلفن همراه ظاهر شده شيبا افزا یدرآمد، به طور مواز ینابرابر شيکاهش و افزا

علت واحد کي ،به ندرت و گذارد يم تأثير درآمد عي( بر توزICT) اطلاعات و ارتباطات یاست. فناور

زانيکند تا م يارتباط برقرار م ،ياسيو س یاقتصاد ،يفن یروهاينکه با تدرآمد اس ینابرابر یبرا

ممکن است موجب بهبود ،دولت يسياست عموم ،در اين زمينهدرآمد را شکل دهند. ینابرابر

.نامطلوب شود یپيامدها

ر ب اطلاعات و ارتباطات یفناوراثر ،کلي طور مي توان گفت به ،با مرور مطالعات انجام شده قبلي

خاص و عوامل مکمل نظير مکان و آن کشور شرايط به بسته ،کشورهای مختلفدر توزيع درآمد

اثر فناوری اطلاعات و ارتباطات ،شود. لذا در اين تحقيق مي مشخص ... تورم و ،درآمد سرانه، آموزش

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



یاستان هابر توزيع درآمد با در نظر گرفتن عوامل مکمل بر توزيع درآمد نظير آموزش و تورم در

ايران مورد بررسي قرار مي گيرد که تاکنون در هيچ مطالعه ای انجام نشده است و وجه تمايز مختلف

اين مطالعه با ساير مطالعات قبلي مي باشد.

روش تحقیق .5

تصريح مدل و بررسی متغیرها .1-5

همکاران با الهام از مطالعات انجام شده قبلي نظير استيرو و با توجه به مباني نظری تحقيق و

(Asteriou et al., 2014 به منظور ،) ی درآمد بر نابرابریفناوری اطلاعات و ارتباطات تأثير بررسي

د: گردمدل تحقيق به صورت زير ارائه ميگذار بر نابرابری، تأثير با در نظر گرفتن عوامل مکمل

(1) LGiniit = αi + β1LGiniit−1 + β2LGDPPCit + β3LACCESSit + β4LEDUit

+ β5LINFit + β6LUNit + β7LGit + β8(LACCESS ∗ LGDPPC)it

+ β9(LACCESS ∗ LEDU)it + εit که در آن:

LGiniit در دوره ضريب جيني : لگاريتم طبيعيt؛

LGiniit−1در دوره ضريب جيني طبيعي : لگاريتمt-1؛

LGDPPCit: ؛به عنوان جانشين درآمد سرانه سرانه واقعي توليد ناخالص داخليلگاريتم طبيعي

LACCESSit : ؛1فناوری اطلاعات و ارتباطات دسترسي بهلگاريتم طبيعي شاخص

LEDUit: باشد.مي لگاريتم طبيعي شاخص آموزش

، اين شاخص ترکيبي از شاخص(2005Wells ,) ولزبا توجه به مطالعات انجام شده قبلي مانند

نام نويسي در سطح دبيرستان و نسبت های مختلف آموزشي نظير نرخ باسوادی بزرگسالان، نسبت

نام نويسي در سطح دانشگاه مي باشد.

زير شاخه دسترسي سطح آمادگي زير ساختي است کهIDI اين شاخص يکي از سه زير شاخه اصلي شاخص . 1

باشد:معيار ميپنج کند و شاملگيری ميفناوری اطلاعات و ارتباطات را اندازه

اول: تلفن ثابت، تلفن همراه، پهنای باند بين المللي، خانوارهای دارای رايانه، خانوارهای دارای اينترنت.

کند و شامل سه معيار گيری مياطلاعات و ارتباطات را اندازه کارگيری فناوریدوم: زير شاخص مصرف، ميزان به

باشد: کاربران اينترنت، پهن باند ثابت، پهن باند موبايل. مي

کند. اين شاخص گيری ميهای ورودی پيش نياز و ضروری را اندازهها و شاخصزير شاخص مهارت، توانمندیسوم:

اسواد، تعداد ثبت نام در مقطع دوم تحصيلي، تعداد ثبت نام در مقطع شود: تعداد بزرگسالان بشامل سه معيار مي

سوم تحصيلي.

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



: LINFitنرخ تورم از مجراهای متفاوت بر نابرابری ،اقتصادیادبيات . درنرخ تورم است لگاريتم

آثار متفاوتي در پي خواهد داشت. برای مثال بر اساس ،مي گذارد و بسته به مورد تأثير اقتصادی

(، تورم کم مي تواند توزيع درآمد را برابرتر و نرخهای تورم بالا توزيع 2001) 1لي و هايونمطالعه گا

درآمد را نابرابرتر خواهد نمود.

LUNit: ،لگاريتم طبيعي نرخ بيکاری. افزايش نرخ بيکاری از طرق افزايش شمار کم درآمدها

(1377 بخش،زندگي گردد.)نيلي و فرحتواند منجر به تشديد نابرابری درآمد و کاهش استاندارد مي

LGit : در استان ها. هزينه های دولتي به دلايل مختلف مانند 2لگاريتم طبيعي مخارج دولت

و توزيع اين مخارج بين بخشها، روش تامين مالي هزينه های دولتي، ترکيب هزينه های دولتي

(1384ند. )ابونوری و خوشکار،تواند آثار مساعد يا نامساعدی بر توزيع درآمد داشته باشمي

(LACCESS ∗ LGDPPC)it : و سرانه قعيوا توليد ناخالص داخليجمله اثر متقابل لگاريتم

ر باشد. انتظار بلگاريتم شاخص دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات در معادله توزيع درآمد مي

آن است ضريب برآورد شده اين متغير منفي باشد.

(LACCESS ∗ LEDU)it: جمله اثر متقابل لگاريتم شاخص دسترسي به فناوری اطلاعات و

در معادله توزيع درآمد مي باشد. انتظار بر آن است ضريب برآورد ارتباطات و لگاريتم شاخص آموزش

. شده اين متغير منفي باشد

αi گيری مؤثر اندازه لرقابمتغيرهای مشاهده نشده و غيل بيانگر اثرات خاص مقاطع بوده که شام

شودفرض مي ناکو م نزما از لتقسه خطای تصادفي بوده که ملجم 𝜀𝑖𝑡 . باشد مينابرابری درآمد بر

. i استان کشور بوده و 31نشان دهندهt باشد.مي 1394-1389زمان در بازه بيانگر

برآورد مدل. 5-2.

پايايي متغيرهای تحقيق مورد بررسي قرار گيرند. همچنين قبل از برآورد مدل تحقيق ضروری است تا

قبل از انجام آزمون پايايي هر کدام از متغيرها و به منظور انتخاب صحيح نوع آزمون، لازم است تا

آزمون وابستگي مقطعي برای هر کدام از متغيرها انجام گردد. نتايج آزمون وابستگي مقطعي پسران

( آورده شده است، فرضيۀ صفر در اين آزمون، عدم وجود 2در جدول ) برای متغيرهای مورد مطالعه

اين آزمون وابستگي مقطعي در متغيرهای مورد آزمون است. براساس نتايج اين جدول فرضيۀ صفر

شود. بررسي تاييد مي شده و وجود وابستگي مقطعي بين متغيرهای مورد رد

1. Galli and Hoeven

عمومي( وهزينه درآمد محل از اجرايي ای دستگاهای هزينه اعتبارات جاری)عملکرد مخارج دولت مجموع هزينه. 2

عمومي( درآمد محل از ها استان ای سرمايه های دارايي تملک اعتبارات ای)عملکرد سرمايه

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



هاي بررسی شدهنتايج آزمون وابستگی مقطعی براي متغیر .2جدول

1394-1389

متغیر

آزمون استقلال مقطعی

(2004پسران )

مقدار آمارۀ

آزمون پسران

معناداري (Prob)

LGINI 17/29 000/0 لگاريتم ضريب جيني

LGDPPC 21/51 000/0 لگاريتم توليد ناخالص داخلي سرانه واقعي

LACCESS 91/35 000/0 اطلاعات و ارتباطات فناوری دسترسي بهشاخص لگاريتم

LEDU 84/50 000/0 لگاريتم شاخص آموزش

LINF 04/51 000/0 لگاريتم نرخ تورم

LUN 09/8 000/0 لگاريتم نرخ بيکاری

LG 84/22 000/0 لگاريتم مخارج دولت محاسبات پژوهشمأخذ:

يد يأوابستگي مقطعي تست. از آنجا که وجود ا هابررسي پايايي داده ،گام بعدی در اين تحقيق

های نوع و آزمون2( IPS)ايم، پسران و شين ،(LLC)1لوين، لين و چو شد، استفاده از آزمون های

.دار خواهند بودتورش PP))4و فيليپس پرون (ADF) 3فولر تعميم يافته -فيشر از جمله ديکي

يشه واحدر)آزمون يافته مقطعيگسترش فولر -آزمون ديکي از ،برای بررسي پايايي متغيرها ،بنابراين

ۀ نتايج آزمون ريش شود.وابستگي مقطعي در نظر گرفته شده است، استفاده مي ،( که در آنپسران

. شودملاحظه مي( 3در جدول ) ،واحد پسران

1. Levin, Lin & Chu

2. Im, Pesaran and Shin

3. Augmented Dicky-Fuller

4. Philips-Peron

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



1( براي متغیرهاي مورد مطالعه(CADFن پسرا. نتايج آزمون ريشۀ واحد 3جدول

1394-1389

متغیرها

با عرض آزمون

از مبدأ

آزمون با روند و

عرض از مبدأ

وقفۀ

صفر

وقفۀ

يک

وقفۀ

صفر

وقفۀ

يک

-LGINI 19/3- 23/2- 16/2- 79/12 لگاريتم ضريب جيني

-LGDPPC 47/2- 58/2- 03/2- 65/14« لگاريتم توليد ناخالص داخلي سرانه واقعي

فناوری دسترسي بهلگاريتم شاخص

اطلاعات و ارتباطاتLACCESS 07/2- 20/2- 92/1- 03/3-

-LEDU 93/2- 019/2- 21/3- 71/12 لگاريتم شاخص آموزش

-LINF 05/2- 29/2- 57/1- 14/16 لگاريتم نرخ تورم

-LUN 59/2- 70/2- 41/2- 25/4 لگاريتم نرخ بيکاری

-LG 79/2- 41/2- 14/2- 14/5 لگاريتم مخارج دولت

.است -44/3و -79/3 ،-52/4به ترتيب ،درصد 10و 5، 1در سطوحمقدار بحراني * محاسبات پژوهش مأخذ:

شده مقادير بحراني محاسبه دست آمده ازهب مقدار آماره (، به دليل اينکه3براساس نتايج جدول )

د مي شود. ر هاو پايايي متغير ذيرشپها )نامانا بودن( متغير فرضيه صفر ه،بود کوچکترتوسط پسران

بايد وجود ارتباط بلندمدت ميان متغيرها ،امکان رگرسيون جعلي وجود دارد. به همين منظور ،بنابراين

بررسي شود. قبل از انجام اين آزمون، بررسي وابستگي مقطعي ضروری است. با توجه به دوره زماني

ران پس ياز آزمون استقلال مقطع ،اين تحقيق، برای بررسي وابستگي مقطعي بين جملات اخلال

هم در مدل اثرات ثابت و ،(، وابستگي مقطعي4) استفاده گرديد. براساس نتايج ارائه شده در جدول

در مدل اثرات تصادفي وجود دارد. ،هم

مقطع محاسبه شده، که در اينجا فقط مقدار ميانگين 31در آزمون پسران برای متغيرها در هر Z[t-bar] آمارۀ. 1

مقاطع آورده شده است.

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



1394-1389هاي . نتايج آزمون وابستگی مقطعی جملات اخلال طی سال4جدول

)متغیر وابسته لگاريتم ضريب جینی(

آزمون وابستگی مقطعی در مدل اثرات تصادفی مقطعی در مدل اثرات ثابتآزمون وابستگی

(Prob)معناداری مقدار آمارۀ آزمون (Prob)معناداری مقدار آمارۀ آزمون

46/4 0000/0 2/5 0000/0 محاسبات پژوهش مأخذ:

ر استفاده د های ريشه واحد و با کسب اطمينان از اينکه متغيرهای موردبا توجه به نتايج آزمون

ه پرداختهم انباشته از مرتبه اول هستند، به بررسي وجود رابطه بلندمدت بين آنها ،اين مطالعه

شود. فرضيۀ صفر استفاده مي 1از آنجا که وابستگي مقطعي وجود دارد، از آزمون وسترلاندشود. مي

های پانلي و گروهي آمارهجمعي است. آمارۀ آزمون به دو گروه در آزمون وسترلاند مبني بر نبود هم

از روش بوت استراپ برای حذف اثرات وابستگي مقطعي بين ،شود. وسترلاند در اين آزمونتقسيم مي

توان نتيجه گرفت که الگو به همراه مي ،(5) جملات اخلال استفاده کرده است. براساس نتايج جدول

رابطۀ بلندمدت بين متغيرها وجود دارد. ،جمعي است و بنابرايندارای فرآيند هم ،عرض از مبدأ

و متغیرهاي مد آدربین نابرابري آزمون هم انباشتگی پانل وسترلاند. 5جدول

)وقفۀ صفر و با وجود عرض از مبدأ( توضیحی

احتمال قوي احتمال آماره آزمون آماره

Pt 975/5- 065/0 000/0

Pa 780/4- 045/0 001/0 محاسبات پژوهش مأخذ:

نيز وکائاز آزمون هم انباشتگي پانل ،رابطه هم انباشتگي پانل بين متغيرها برای اطمينان از

.و را نشان مي دهدئ( نتايج آزمون هم انباشتگي باقيمانده های پانل کا6جدول ) شده است. استفاده

وجود هم انباشتگي پانل رد فرضيه صفر مبني بر عدم از اين آزمون، دست آمده هب بر اساس نتايج

-مييد يأرابطه هم انباشتگي پانل بين متغيرهای مورد بررسي در تحقيق ت ،به عبارت ديگر شود.مي

.گرايش به يک رابطه بلندمدت دارند ،. بنابراين مي توان گفت متغيرهای تحقيقگردد

1. Westerlund Cointegration Test

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



(Kao) وئآزمون هم انباشتگی باقیمانده کا .6 جدول

مدلفولر تعمیم -آماره ديکی

(ADF) يافته احتمال

LGINI LGDPPC LIDI LEDU LUN LINF LG 834/5- 000/0

محاسبات تحقيق مأخذ:

.يم يافته در اين آزمون بر اساس اجزا باقيمانده مي باشدفولرتعم –آماره ديکي *

اين رابطه پرداخته بعد از اطمينان از وجود رابطه بلندمدت بين متغيرها، به تخمين و بررسي

( GMM)از تخمين زن گشتاورهای تعميم يافته ،گونه که بيان گرديد، در اين مطالعههمانشود. مي

گسترش يافته 2تر توسط بلاندل و بوندوسيعپيشنهاد شده و سپس به صورت 1که توسط آرلانو و بوند

استفاده شده است. نتايج تجربي حاصل از تخمين ،در تخمين مدل 3است، به منظور کنترل درونزايي

:شودملاحظه مي( در جدول زير 1معادله )

پیشرفت فناوري اطلاعات و ارتباطات تأثیر بررسی .7ل جدو

هاي کشوردراستان بر نابرابري

متغیر وابسته لگاريتم ضريب جینی

(1معادله) متغیر

ضريب tآماره

87/2- 09/0- LGINI(-1) لگاريتم ضريب جيني دوره قبل

65/2 87/0 LGDPPC لگاريتم توليد ناخالص داخلي سرانه واقعي

09/2- 85/3- LACCESS فناوری اطلاعات و ارتباطات دسترسي بهلگاريتم شاخص

80/1 85/0 LEDU لگاريتم شاخص ترکيبي آموزش

92/1 039/0 LINF لگاريتم نرخ تورم

24/2 033/0 LUN نرخ بيکاریلگاريتم

48/0- 01/0- LG لگاريتم مخارج دولت

20/2 501/0 LACCESS*

LGDPPC

پيشرفت فناوری دسترسي بهضرب لگاريتم حاصل

اطلاعات و ارتباطات و لگاريتم توليد ناخالص داخلي

سرانه واقعي

1. Arrellano and Bond (1991)

2. Blundell and Bond (1998)

3. Endogeneity

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



متغیر وابسته لگاريتم ضريب جینی

(1معادله) متغیر

ضريب tآماره

35/2- 004/1- LACCESS*

LEDU

پيشرفت فناوری دسترسي بهحاصلضرب لگاريتم

اطلاعات و ارتباطات و لگاريتم شاخص آموزش

(000/0prob= )56/23 Wald test statistic

(25/0prob= )35/11 Sargan test statistic

محاسبات تحقيق مأخذ:

از علامت های سازگار تخميني تمام ضرايب ،نشان داده شده است (7)طور که در جدول همان

دار هستند. بر اساس نتايجاو تمام متغيرها نيز از لحاظ آماری در سطح بالايي معن، با تئوری برخوردار

و داشته مثبت رابطه ،درآمد توزيع شاخص با درآمد سرانه() ملي سرانه توليد ناخالص ،دست آمدهه ب

-استاندرآمد در توزيع )درآمد سرانه(، سرانه ناخالص داخلي توليد افزايش با که است ايندهنده نشان

فناوری دسترسي به شاخص ضريبشده است. مقدار نابرابرتر ،های کشور طي دوره مورد بررسي

درصد 1به اندازه هااستان مقدار اين شاخص درست که اگر ا حاکي از اين ،اطلاعات و ارتباطات

گذار تأثير که حاکي از نقش کنددرصد کاهش پيدا مي -85/3به اندازه ، نابرابری درآمدیافزايش يابد

فناوری اطلاعات و ارتباطات بر کاهش نابرابری در مقايسه با ساير عوامل مورد بررسي در اين مدل

مي باشد.

با توجه به گسترش روز افزون فناوری اطلاعات و ارتباطات و دسترسي بيشتر به اين فناوری و

تي، نتيجه به دست آمده توجيه آن بر ايجاد مشاغل جديد از جمله کسب و کارهای جديد اينترن تأثير

پذير مي باشد.

دهنده نشان و 1مثبت و معني دار است ،نيز بر نابرابرینرخ بيکاری نرخ تورم ومتغيرهای تأثير

.رددمي گنابرابری باعث افزايش ،کشور استان هایدر نرخ بيکاری نرخ تورم و افزايش ست کها اين

ميزان ،منفي و معني دار بوده و بيانگر اين است که با گسترش آموزش ،شاخص آموزشضريب

در .اند کرده تأييد ايران در را تورم اثر نابرابرگر زماني سری اطلاعات از (1371(صمدی مانند محققان از بسياری .1

شده درآمد توزيع بهبود سبب زماني، وقفه با يک تورم که رسيدند نتيجه اين به (1384اقبالي ) و جرجرزاده مقابل،

و ) 1381) صمدی مطالعات جمله از مطالعات با تمامي تقريباً حاضر مطالعه نتايج زمينه اثر نرخ بيکاری، در .است

دارد. مطابقت (1383و همکاران ) رباني

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



ضريب متغير مخارج دولت در استان ها آز لحاظ آماری معني دار نبوده و .1نابرابری کاسته مي شود

.2بوده است تأثيرست که مخارج دولت در استان ها بر ميزان نابرابری درآمد بيا دهنده ايننشان

هنده ددسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات و توليد ناخالص داخلي سرانه، نشانمتغير تعاملي

گذاری دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات بر نابرابری تأثير نقش توليد ناخالص داخلي سرانه در

به ،با توجه به معادله برآورد شده ،گذاریتأثير درآمدی در استان های کشور مي باشد. نحوه اين

رت زير مي باشد:صو∆LGINI

∆ACCESS= −3.85 − 1.004 L𝐸𝐷𝑈

ذاری گتأثير ، ميزان استان هاشود، با افزايش توليد ناخالص داخلي سرانه ميطور که ملاحظه همان

،مثبت دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات بر کاهش نابرابری کاهش مي يابد. به عبارت ديگر

مي توان گفت اثرگذاری دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات بر کاهش نابرابری در استان های

نسبت به ديگر استان ها بيشتر مي باشد. با توجه به عدم دسترسي مناسب ين يپابا سطح درآمد سرانه

خت های مناسببه فناوری اطلاعات و ارتباطات و عدم توسعه زير ساين يپااستان های با درآمد سرانه

آن در اين استان ها، دسترسي بيشتر به اين فناوری مي تواند ضمن فراهم آوردن امکانات و تسهيلات

،گذاری بر متغيرهای کلان اقتصادی نظير اشتغال و سرمايه گذاریتأثير، با استان هابرابر در اين

يز بهبود بخشد. موجب جهش در سطح درآمد اين استان ها گرديده و وضعيت نابرابری را ن

∆LGINI

∆ACCESS= −3.85 + 0.501 LGDPPC

از طريق ،دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات بر نابرابری درآمدی از کانال آموزش تأثير

به صورت زير مي باشد: ،متغير تعاملي آموزش و دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات

عنوان اثر آموزش و پرورش بر نابرابری درآمدی (، با استفاده از اطلاعات مقطعي، پژوهشي تحت Wells, 2005. ولز )1

د، ها و نابرابری درآمانجام داده است. نتايج پژوهش وی حاکي از آن است که ارتباط بين رشد نام نويسي دبيرستان

منفي بوده است.

نتايج همچنين.است کرده تأييد را دولتي هزينه های نابرابرگر اثر (1376ابونوری ) راستا، پژوهش اين . در2

در جاری دولتي هزينه های نابرابرگر نيز اثر (1384اقبالي ) و جرجرزاده ( و1380زيدی ) و پروين هایپژوهش

است. کرده تأييد را ايران

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



∆LGINI

∆ACCESS= −3.85 + 0.501 LGDPPC

آموزش باعث تقويت اثر کاهنده دسترسي به فناوری اطلاعات و ،طور که ملاحظه مي شودهمان

ست که با ا دهنده اين ارتباطات بر نابرابری درآمدی در استان های مختلف کشور مي شود و نشان

. ودشبيشتر مي ،اثر نهايي و کاهشي فناوری اطلاعات و ارتباطات بر نابرابری ،افزايش سطح آموزش

مدل به صورت لگاريتمي تخمين زده شده است، همه ضرايب به ،از آنجايي که در اين مطالعه

دست آمده بيانگر کشش متغيرهای توضيحي مدل نسبت به متغير وابسته مي باشد. بر اساس نتايج

با درجات آزادی معادل، تعداد متغيرهای توضيحي منهای جزء ثابت آزمون والد که از توزيع

، و درصد رد 1دار است، فرضيه صفر مبني بر صفر بودن تمام ضرايب در سطح معني داری برخور

با درجات يد مي شود. آماره آزمون سارگان نيز که از توزيعيتأ ،اعتبار ضرايب برآوردی ،درنتيجه

برخوردار است، آزمون صفر مبني بر همبسته 1آزادی برابر با تعداد محدوديت های بيش از حد مشخص

يد ياعتبار نتايج جهت تفسير تأ به اين ترتيب،بودن پسماندها با متغيرهای ابزاری را رد مي کند.

شود.مي

نتیجه گیري و پیشنهادات .6

ميان مناطق مختلف کشور و شکاف از جديد نوع يک ،و ارتباطات اطلاعات فناوری پيشرفت با

انتشار دليل به. است گرفته شکل گذاری شده، نام ديجيتالي شکاف که مردم مختلف اقشار همچنين

داخل در رشد حال در ديجيتالي شکاف اگر که وجود دارد اين تهديد کشور، سراسر در اينترنت سريع

پتانسيل اين دارای ،شکاف ديجيتالي ماندگي شويم. همچنين عقب دچار نکنيم، شناسايي را کشور

داخلي( را ديجيتالي )شکاف جامعه يک داخل شهروندان های گروه ميان فاصله و شکاف که است

برای محکم ای پايه اوليه برای مناطق مختلف کشور، های گيریاندازه با بايد ،کند. بنابراين تر وسيع

.آورد فراهم شکاف کاهش و ديجيتالي تحليل شکاف و تجزيه ،استان هامقايسه شکاف ديجيتالي بين

شور ی کاستان هادر فناوری اطلاعات و ارتباطاتبررسي اثر دسترسي به ،هدف اصلي اين مطالعه

ن اي ، هدف از نگارشبه طور دقيق ترمي باشد. استان هاآن بر توزيع درآمد )نابرابری( در تأثيرو

سهمي مي تواند ،فناوری اطلاعات و ارتباطاتدسترسي به پاسخ اين سئوال است که آيا يافتن ،مقاله

در کاهش نابرابری در استان های ايران داشته باشد و عوامل مکمل فناوری اطلاعات و ارتباطات نظير

چه نقشي را در اين زمينه ايفا مي کنند. ،)توليد( سرانه و آموزش درآمد

1. Over- Identifying Restrictions

2

2

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



يری رگبا تکيه بر مدل های پانل پويا و به کابا استفاده از نظريات اقتصادی و ،به اين منظور

فناوری اطلاعات و دسترسي به ، رابطه ميان (GMM)های گشتاورهای تعميم يافته تخمين زن

مورد آزمون و بررسي 1394تا 1389و توزيع درآمد در استان های کشور طي دوره زماني ارتباطات

قرار گرفت.

مثبت ارتباط ،داخلي سرانه ناخالص توليد که داد نشان ،مطالعه اين در الگو از برآورد حاصل نتايج

مطالعات با که است داشته کشور بررسي دراستان های مورد دوره طي درآمد توزيع با معني داری و

.نيز سازگار است (1387 ) همکاران و مهرگان و )1386 ( خوشکار ابونوری و

ر بيانگ ارتباطات،متغير دسترسي به فناوری اطلاعات و برای آمده به دست دار معنا و منفي ضريب

تواند عامليمي کشور، استان های در ارتباطات و اطلاعات فناوری دسترسي به افزايش اين است که

استان های کشور باشد. آموزش به عنوان يکي از مهم ترين در درآمد توزيع وضعيت جهت بهبود در

اين متغير بر نابرابری تأثير باعث تقويت ،عوامل مکمل دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات

دسترسي به فناوری اطلاعات و تأثير باعث کاهش ،در حالي که درآمد سرانه ؛درآمدی مي شود

،ترين يپاست که در استان های با درآمد سرانه ا ارتباطات بر نابرابری درآمدی مي شود و بيانگر اين

دست آمده به شتری بر نابرابری دارد. نتايجکاهنده بي تأثير ،دسترسي به فناوری اطلاعات و ارتباطات

نتايج با درآمد، توزيع بر و ارتباطات اطلاعات فناوری دسترسي اثرگذاری زمينه در مطالعه اين در

دارد. نيز مطابقت ،(1391) و خدايي سپهردوستو (1389) دهقاني مطالعات

ی استان هادرآمد در توزيع عادلانه تر به رسيدنبر اساس نتايج حاصل از اين مطالعه و به منظور

پيشنهاد مي شود: ،مختلف کشور

داشته باشد. دولت وجود فناوری اطلاعات و ارتباطات ابزار به دستيابي برای برابر هایفرصت : اولاً

های کشور بويژه مي تواند با توسعه زيرساخت های مناسب فناوری اطلاعات و ارتباطات در استان

تر ضمن ايجاد فرصت های مناسب جهت اشتغالزايي و کسب درآمد، ين يپااستان های با درآمد سرانه

از نابرابری درآمدی بکاهد.

با توجه به نقش فزاينده متغير آموزش بر رابطه منفي بين دسترسي به فناوری اطلاعات و :ثانياً

مينه آموزش و بويژه آموزش تکنولوژی جديد و همچنين ارتباطات، افزايش سرمايه گذاری لازم در ز

د. پيشنهاد مي شو ،آموزش کسب و کارهای مبتني بر تکنولوژی جديد و کسب و کارهای اينترنتي

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



مآخذمنابع و

مطالعه :ايران در درآمد توزيع بر کلان اقتصاد شاخص های اثر .(1386) .آ ،خوشکار و. الف ،ابونوری

65-77 :95 ،تحقيقات اقتصادی. استاني بين

فصلنامه .نابرابری آموزش بر توزيع درآمد در ايران تأثير .(1394م. ) ،بصيرت . وم ،غرافي ؛م. ،فقها .زمستان ،61سال چهارم، شماره ،پژوهشي مطالعات اقتصادیِ کاربردی ايران -علمي

رشد و درآمد نابرابری ارتباطات، و اطلاعات فناوری .(1389) .ی ،روشن زاده عيسي و ع ،رجفپور

. 74-94 (:سابق اقتصادی های بررسي)اقتصاد مقداری . اقتصادی

.(1363-1386ايران ) شهری و روستايي مناطق در درآمد توزيع .(1388) .ع ،نجفي و .م ،حسيني

.147-165: 3 ،کشاورزی اقتصاد تحقيقات

فناوری تأثير تحت اقتصادی رشد و درآمد نابرابری رابطه .(1391). ح ،توفيقي و .ز ،نصير زاده

با اقتصادی توسعه راهکارهای ملي همايش دومين. کشوری( بين اطلاعات )مطالعه و ارتباطات

.سنندج اسلامي دانشگاه آزاد ای، منطقه ريزی برنامه محوريت

کشورهای در اشتغال بر ارتباطات و اطلاعات آوری فن اثر .(1391) .ح ،خدايي و .ح ،سپهردوست

.20 نوين تجارت و اقتصاد .اسلامي کنفرانس عضو نمونه

مناطق در درآمد توزيع بر اجتماعي سرمايۀ توسعۀ اثر .(1391). ص ،شبخانه زماني و .ح ،سپهردوست

. 129-148 توسعه، و روستا. روستايي کشورهای فناوری اطلاعات و ارتباطات محاسبه و ارزيابي هزينه .(1397) س اميری ؛ ع سالم ج ،طاهرپور

ه دوراقتصاد و تجارت نوين، . های درآمدیشهری و روستايي به تفکيک گروهدر بودجه خانوارهای

.87-116 :38شماره پياپي ،1، شماره 13

.آيا گسترش فن آوری اطلاعات و ارتباطات توزيع درآمد را نابرابرتر مي کند (1393). و ،مهرباني

.(3) 2 ی نوين حسابداریفصلنامه نظريه ها

رفاه. ايران در درآمد توزيع و اقتصادی رشد .(1387). ر ،حکمت کيهاني و .م ،موسايي ؛ن ،مهرگان

. 57-77: 2اجتماعي

1395مردادماه ،سرشماری و کار نيروی جمعيت، مرکز آمار ايران، دفتر

شماره ،مجله برنامه و بودجه. درآمدارتباط رشد اقتصادی و توزيع .(1377). ع ،فرح بخش . وم ،نيلي

.121-154: 35 و 34

رشد اقتصادی مبتني بر فناوری اطلاعات و ارتباطات (1389) .ع ،عباسيان. و ن ،مهرگان .؛ا ،دهقاني

ان نامه پاي ،دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعي -دانشگاه بوعلي سينا . آن بر توزيع درآمد رتأثي و

کارشناسي ارشد.

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



Acemoglu, D. (2002). Technical change, inequality, and the labor market. Journal

of Economic Literature, 40 (1): 7-72.

Asteriou, D.; Dimelis, S. and Moudatsou, A. (2014). Globalization and income

inequality: A panel data econometric approach for the EU27 countries.

Economic Modeling 36: 592-599.

Blank, R. M. and A.S. Blinder (1986). Macroeconomics, Income Distribution and

Poverty. in S. Danziger and D. Weinberg (eds), Fighting Poverty, Harvard

University Press, Cambridge.

Blejer, M.I. and I. Guerrero (1990). The impact of macroeconomic policies on

income distribution: An empirical study of the Philippines. Review of Economics and Statistics, Vol. 72, No. 3: 414-423.

Blinder, A. S. and H. Y. Esaki (1978). Macroeconomic activity and income

distribution in the post-war United States, The Review of Economics and Statistics, Vol. 60, No. 4: 604-609.

Brynjolfsson, E., & McAfee, A. (2011). Race Against the Machine: How the

Digital Revolution is Accelerating Innovation, Driving Productivity, and

Irreversibly Transforming Employment and the Economy. Lexington, MA:

Digital Frontier Press.

Buse, A. (1982). The cyclical behaviour of the size distribution of income in

Canada: 1947-78. Canadian Journal of Economics, Vol. 15, No. 2: 189-204. Chu, K.; H. Davoodi and S. Gupta (2000). Income distribution and tax and

government social spending policies in developing countries, IMF working

paper 00/62, Washington, International Monetary Fund.

Frey, C. B., & Osborne, M. A. (2013). The future of employment: How

susceptible are jobs to computerization? Working paper Oxford University.

available at: http://arche.

Fuchs, C. (2009). The role of income inequality in a multivariate cross-national

analysis of the digital divide. Social Science Computer Review, 27(1): 41-58.

García-Murillo, M.; MacInnes, I., & Bauer, J. M. (2015). Effects of ICTs on

employment: A conceptual framework. Paper presented at the 26th. European

Regional Conference of the International Telecommunications Society, San

Lorenzo de el Escorial, Spain. Johannes, M. Bauer (2017). The Internet and income inequality: Socio-economic

challenges. Telecommunications Policy, 1-11.

Krueger, A. (1993). How computers have changed the wage structure: evidence

from micro data;1984-1989. Economics. 108: 33-60.

Kuznets, S. (1955). Economic growth and income inequality. American Economic

Review, Vol. 45: 1-28. Lloyd-Ellis, H. (1999). Endogenous technological change and wage inequality.

American Economic Review, 89: 47-77.

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1



Lorenzo Menna, Patrizio Tirelli (2017). Optimal inflation to reduce inequality.

Review of Economic Dynamics, 79-94.

Martin, S. P. and Robinson, J. P. (2004). The Income digital divide; an

international perspective it & society. Maryland Population Research Center,

7: 1-20.

Milanovic, B. (2016). Global Inequality: A New Approach for the Age of

Globalization. Cambridge, MA; London, England: The Belknap Press of

Harvard University Press.

NTIA (2013). Exploring the Digital Nation: America's Emerging Online

Experience. Washington, DC: U.S. Department of Commerce, National

Telecommunications and Information Administration, Economics and

Statistics Administration.

Parayil, G. (2005). The digital divide and increasing returns: Contradictions of

informational capitalism. The Information Society, 21(1): 41-51.

Piketty, T., & Saez, E. (2003). Income inequality in the United States, 1913-1998.

Quarterly Journal of Economics, 118(1): 1-39.

Rid, T. (2016). Rise of the machines: A Cybernetic History. New York: W. W.

Norton.

Rudra, P.; Prad han , Mak B. Arvin , Neville; R. Norman (2014). The dynamics

of Information and communications technologies infrastructure, economic

growth, And financial development: Evidence from Asian countries.

Tatyana Kudashevaa , Svetlana Kunitsa , Bulat Mukhamediyev (2015). Effects of

access to education and information communication technology on income

inequality in Kazakhstan. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 191: 940-

947.

Tinbergen, J. (1970). A positive and a normative theory of income distribution.

Review of Income and Wealth, 16(1): 221-234.

Tom Kennedya, Russell Smythb, Abbas Valadkhanic, George Chena (2107).

Does income inequality hinder economic growth? New evidence using

Australian taxation statistics Economic Modelling , 119-128 Varian, H.; Litan, R.E.; Anderew, E., & Shutter, J. (2002). The Net Impact Study.

The projected economic benefits of the Internet in the United Kingdom France

Available at http://www.netimpactsudy,com/ .

Vivarelli, M. (2007). Innovation and Employment: A Survey. Institute For The

Study of Labor, Italy.

Wells, R. (2005). Education’s Effect on Income Inequality: A Further Look. Paper

Prepared for International Sociological Association Research Committee 28

(RC28) on Social Stratification and Mobility Los Angeles Meeting, August 18-

21, 2005, Also see: www.ccpr.ucla.edu.

Yong-Hwan, Noh, & Kyeongwon, Yoo (2008). Internet, inequality and growth.

Journal of Policy Modeling 30: 1005-16.

Dow

nloa

ded

from

eco

r.m

odar

es.a

c.ir

at 2

:34

IRS

T o

n S

atur

day

Oct

ober

9th

202

1


ict cz—z^e•yÁczŸÔ—yÉ•ÁzÀ§Ä]Ê‡ €f‡{€iyÊ‡•€] •ÂŒ¯É …

Documents