دوره 21، شماره 82 - ( 8-1400 )
جلد 21 شماره 82 صفحات 43-9 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
shahraki M, ghaderi S. (2021). The Relationship Between Public Health Expenditures and the Quality of Democracy on Social Welfare in Countries with High Human Development Index. refahj. 21(82), 9-43.
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-3884-fa.html
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-3884-fa.html
شهرکی مهدی، قادری سیمین. رابطه مخارج سلامت عمومی و کیفیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا رفاه اجتماعی 1400; 21 (82) :43-9
متن کامل [PDF 606 kb]
(1800 دریافت)
| چکیده (HTML) (4771 مشاهده)
متن کامل: (199 مشاهده)
مقدمه
وضعیت رفاه یکی از عوامل ایجاد تمایز میان کشورها به شمار می‌آید. رفاه اجتماعی به هدف بنیادین برنامه‌های توسعه در جوامع مختلف بدل شده است؛ هدفی که بدون آن، توسعه در ابعاد گوناگون خود با شکست مواجه خواهد شد. سیاست‌گذاری رفاه اجتماعی به‌عنوان شکلی از عدالت اجتماعی ازجمله سازوکارهای ارتقای توسعه اجتماعی است. از منظری دیگر، اهمیت رفاه اجتماعی تا حدی است که آن را نه هدف توسـعه بلکه خود توسعه دانسته‌اند (شاه‌آبادی و ارغند، 2019). تا قبل از دهه 1970 رفاه برحسب درآمد سرانه با این پیش‌فرض که با بالا رفتن درآمد سرانه، وضع مردم در تمام جوانب بهبود خواهد یافت، ارزیابی می‌شد. با چنین تعریفی از شاخص رفاه، رشد اقتصادی به‌عنوان محور اساسی توسعه و رفاه جامعه، در نظر گرفته می‌شد اما عوامل مختلفی را که منجر به ایجاد تفاوت در فرصتهای واقعی افراد می‌شد را نادیده می‌گرفت (بختیاری و همکاران، 2015) با رفع این نواقص سازمان ملل معیاری با عنوان شاخص توسعه انسانی HDI)) را برای اندازه‌گیری رفاه مطرح کرد (سازمان ملل متحد، 2021).
شاخص توسعه انسانی سه بعد کلی، طول عمر توأم با سلامتی، دانش و استاندارهای زندگی دارد و بر اساس میانگین هندسی سه شاخص امید به زندگی، آموزش (ابعاد اجتماعی) و درآمد ناخالص ملی (بعد اقتصادی)، سالانه توسط بانک جهانی محاسبه و کشورها بر اساس آن رتبه‌بندی می‌شوند. مقدار این شاخص بین صفر و یک است و هرقدر به سمت یک میل پیدا کند، بیانگر توسعه‌یافتگی نیروی انسانی یک کشور است. وجود نابرابری در هریک از ابعاد HDI می‌تواند منجر به نتایج گمراه‌کننده‌ای از وضعیت توسعه انسانی شود (هایل و نینو-زارازا، 2018) به‌گونه‌ای که دو کشور ممکن است HDI یکسانی داشته باشند اما به لحاظ نابرابری در آموزش، سلامت و درآمد اختلاف معنی‌داری با یکدیگر داشته باشند. به‌عبارت‌دیگر لحاظ‌نکردن نابرابرها در ابعاد مختلف HDI می‌تواند یک نقطه‌ضعف برای HDI قلمداد شود (هادیان و همکاران، 2020). با لحاظ‌کردن نابرابری به هریک از ابعاد HDI، در سال 2010 شاخص توسعه انسانی تعدیل‌یافته بر اساس نابرابری (IHDI) برای اولین بار در گزارش برنامه توسعه انسانی سازمان ملل متحد مورداستفاده قرار گرفت (هادیان و همکاران، 2020). این شاخص به‌عنوان میانگین هندسی هر یک از شاخصهای HDI است که بر اساس نابرابری تعدیل‌یافته‌اند و عددی بین صفر و یک است (سازمان ملل متحد، 2021).
طبق مبانی نظری رشد اقتصادی، سرمایه انسانی یکی از مهم‌ترین عوامل رشد اقتصادی است (رومر، 2005) و سلامت یکی از عوامل تأثیرگذار بر سرمایه انسانی است؛ به‌طوری‌که گروسمن (1972) بیان می‌کند که کیفیت سلامت به‌طور قابل‌توجهی سرمایه انسانی را از طریق زمان کار بیشتر و بهره‌وری حاصل از آن، ارتقا می‌دهد. بنابراین سلامتی افراد از طریق بهبود سرمایه انسانی بر رشد اقتصادی و رفاه اجتماعی تأثیرگذار است (شهرکی و قادری، 2019)؛ همچنین سلامتی نه‌تنها تولید و مصرف افراد را در کوتاه‌مدت، بلکه سرمایه‌گذاری را نیز در بلندمدت بهبود می‌بخشد (عسگری و بادپا، 2015)؛ که از این طریق نیز منجر به رفاه اجتماعی می‌شود. از طرفی افزایش سرمایه‌گذاری در سلامت و آموزش نیز موجب افزایش سرمایه انسانی می‌شود؛ بدین ترتیب که سرمایه‌گذاری هرچه بیشتر از طریق مخارج سلامت و آموزش موجب افزایش هرچه بیشتر بهره‌وری و توانایی افراد در جامعه می‌شود که درنهایت این عوامل از طریق بهبود سرمایه انسانی، موجبات رشد و افزایش شاخص توسعه انسانی در جوامع را فراهم می‌آورند (بارونی و همکاران، 2015). اهمیت سرمایه‌گذاری در سلامت از طریق مخارج سلامت عمومی در افزایش زیرساختهای سلامت و دسترسی عموم مردم به خدمات و مراقبتهای پزشکی مشخص می‌شود. همچنین بهبود و ارتقاء فناوریهای حوزه سلامت و آموزش نیروهای متخصص نیز به مخارج عمومی وابسته است (شهرکی، 2019). بنابراین مخارج سلامت به‌عنوان یکی از عوامل مؤثر بر سلامت و شاخص توسعه انسانی، نقش مهمی ایفا می‌کند و بررسی تأثیر آن بر توسعه انسانی و رفاه اجتماعی بسیار بااهمیت و ضروری است.
افزایش مخارج سلامت اگرچه باعث ارتقای سلامت عمومی جامعه شده و از طریق انباشت سرمایه سلامت و تأثیر آن بر سرمایه انسانی، بر رشد اقتصادی و رفاه اجتماعی مؤثر است (پاکدامن و همکاران، 2019)؛ اما افزایش مخارج سلامت عمومی تأثیرات متفاوتی دارد. ازیک‌طرف باعث افزایش کسری بودجه دولتها می‌شود و از طرف دیگر باعث کاهش هزینه‌های کمرشکن سلامت می‌شود که موجب بهبود وضعیت سلامت جامعه، افزایش سرمایه انسانی و نهایتاً رشد اقتصادی و رفاه می‌شود (همایی‌راد و همکاران، 2013؛ شهرکی و قادری، 2019). حتی بعضی مطالعات بیان کردند که تأثیر مخارج سلامت عمومی بر بهبود وضعیت سلامت بیشتر از مخارج سلامت خصوصی است (عسگری و بادپا، 2015؛ نووینون و همکاران، 2012)؛ علاوه بر این وجود مطالعات مختلف درزمینه مخارج سلامت عمومی و خصوصی نشان‌دهنده تفاوت در روند و سرعت رشد مخارج سلامت در کشورها با سطوح متفاوت توسعه است که ضرورت هر چه بیشتر بررسی مخارج سلامت بر رفاه اجتماعی را آشکار می‌کند (بارونی و همکاران، 2015؛ شهرکی و قادری، b 2020).
عوامل نهادی و اجتماعی نیز از دیگر عواملی هستند که می‌توانند هم به‌صورت مستقیم و هم به‌صورت غیرمستقیم از طریق افزایش کارایی مخارج سلامت منجر به بهبود وضعیت سلامت و رفاه شوند؛ به‌طوری‌که حکمرانی خوب منجر به کاهش مرگ‌ومیر کودکان و بهبود وضعیت سلامت شده است (بیادجیلیگن و همکاران، 2019؛ فراگ2 و همکاران، 2013؛ لازاروا و موسکا3، 2008؛ راجکومار و سواروپ4، 2008) و عوامل اجتماعی مانند دموکراسی و بوروکراسی نیز تأثیر مثبت بر رفاه اجتماعی داشتند (بوسما5 و همکاران، 2016؛ هایل و نینو-زارازا، 2018). دولتهایی که دچار بحران مشروعیت هستند نیروی کار ناکارآمد و بازارهای مالی ضعیف دارند که این شرایط ظرفیت دولت را برای جبران نتایج منفی اقتصاد کاهش می‌دهد و منجر به ناکارایی اقتصاد و کاهش رفاه جامعه می‌شود (وود و گاف، 2006). همچنین ظرفیت نهادی ناکافی و ناکارآمد و شکست بازار6 ازجمله عوامل مؤثر بر ارتباط بین مخارج سلامت و بهبود وضعیت سلامت و رفاه جامعه است (فیلمر7 و همکاران، 2000).
با توجه به تعاریف مختلف از رفاه در مطالعات مانند بهبود وضعیت سلامت، کاهش مرگ‌ومیر کودکان و افزایش توسعه انسانی، مطالعات درزمینه تأثیر مخارج سلامت و دموکراسی بر وضعیت رفاه را می‌توان به گروههای زیر دسته‌بندی کرد. گروه اول؛ مطالعاتی که تأثیر مخارج سلامت را بر وضعیت سلامت بررسی کردند. در این مطالعات برای بهبود وضعیت سلامت از شاخص امید به زندگی، کاهش مرگ‌ومیر کودکان و نوزادان استفاده شده است. رحمان و همکاران8 (2018) برای کشورهای ASEAN، آکینلو و سولولا9 (2019) برای کشورهای آفریقایی، کورتیس10 و همکاران (2019) برای ایالات‌متحده امریکا، عسکری و بادپا (2015) و رضاپور و همکاران (2019) برای ایران و نووینون و همکاران (2012) برای کشورهای افریقای جنوبی نشان دادند که افزایش مخارج سلامت عمومی منجر به بهبود وضعیت سلامت شده است. گروه دوم؛ مطالعاتی که بیان کردند عوامل نهادی و اجتماعی منجر به بهبود وضعیت سلامت و رفاه اجتماعی می‌شوند (بوسما و همکاران، 2016؛ شاه‌آبادی و ارغند، 2019؛ فراگ و همکاران، 2013؛ لازاروا و موستا، 2008؛ راجکومار و سواروپ، 2008). این مطالعات نشان دادند که بی‌اثر بودن هزینه‌های اجتماعی بر توسعه انسانی و رفاه به حاکمیت ضعیف و ناکارآمدی نهادی در ارتباط است. کافمن و همکاران (2004) نشان دادند که حکمرانی خوب منجر به کاهش مرگ‌ومیر کودکان می‌شود. راجکومار و سواروپ (2008) نشان دادند که افزایش هزینه‌های عمومی درزمینه سلامت و آموزش منجر به بهبود وضعیت آموزش و سلامت در کشورهایی خواهد شد که حکمرانی خوب دارند. فراگ و همکاران (2013) نیز نشان دادند که مخارج عمومی و حکمرانی خوب در کشورهای با درآمد پایین و متوسط باعث بهبود وضعیت سلامت و افزایش تأثیر مخارج سلامت عمومی شده است. شاه‌آبادی و ارغند (2019) نیز برای کشورهای درحال‌توسعه بیان کردند که حکمرانی خوب و سرمایه انسانی تأثیر مثبت بر رفاه اجتماعی دارند. گروه سوم؛ نیز تأثیر مخارج سلامت را بر شاخصهای توسعه انسانی بررسی کردند. رزمی و محمدی (2012) برای ایران نشان دادند که بین مخارج سلامت و شاخص توسعه انسانی ارتباط مثبت وجود دارد. بارونی و همکاران (2015) با استفاده از روش پانل‌دیتا برای کشورهای با سطوح درآمدی مختلف بیان کردند که مخارج سلامت کل، دولتی و خصوصی تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی دارند و این تأثیر در کشورهای با سطح درآمد پایین بیشتر است. بختیاری و همکاران (2015) با استفاده از رهیافت داده‌های تابلویی، به بررسی و مقایسه تأثیر اجزای مخارج دولت بر مؤلفه‌های توسعه و رفاه در کشورهای منتخب توسعه‌یافته و درحال‌توسعه در دوره زمانی 2010-2006 پرداختند و نشان دادند که فقط مخارج امور اجتماعی تأثیر مثبت و معنی‌داری بر رفاه دارد. صنعتگران و همکاران (2019) نیز برای ایران نشان دادند که هزینه‌های دولت در آموزش و سلامت تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی در ایران دارد. گمانی و همکاران (2005) برای 104 کشور با درآمد متوسط و پایین در دوره 2000-1980 نشان دادند که افزایش کمکهای مالی و مخارج نظامی دولت باعث بهبود شاخص رفاه (HDI) شده است. گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) با آمار 55 کشور درحال‌توسعه در دوره 1990-2009 به روش داده‌های پانلی نشان دادند که مخارج اجتماعی دولت تأثیر مثبت و معنی‌داری بر شاخص توسعه انسانی دارد.
با توجه به تأثیر مخارج سلامت در بهبود وضعیت سلامت و اهمیت سلامت در ارتقای شاخص توسعه انسانی و به‌تبع آن افزایش رشد اقتصادی و رفاه جامعه و همچنین تأثیر عوامل نهادی و اجتماعی بر توسعه انسانی و وضعیت رفاه جامعه، هدف اصلی این مطالعه بررسی تأثیر مخارج سلامت و کیفیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا (شامل ایران نیز می‌شود) بود و این سؤالات مطرح بود که افزایش مخارج سلامت می‌تواند به‌تنهایی منجر به بهبود وضعیت رفاه در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا شود؟ تأثیر عوامل اجتماعی مانند بوروکراسی بر وضعیت رفاه در این کشورها چگونه است؟ و نهایتاً وضعیت دموکراسی در این کشورها می‌تواند کارایی مخارج سلامت در بهبود وضعیت رفاه جامعه را افزایش دهد؟ بررسی تأثیر متغیر اجتماعی مانند دموکراسی بر وضعیت رفاه جامعه و همچنین بررسی کارایی مخارج سلامت ناشی از بهبود وضعیت دموکراسی بر وضعیت رفاه، وجه تمایز مطالعه حاضر با سایر مطالعات است.
روش
مطالعه توصیفی- تحلیلی و کاربردی حاضر برای کشورهایی با شاخص توسعه انسانی بالا (شامل ایران) و با روش پانل‌دیتا با برآوردگر خطاهای استاندارد تصحیح‌شده پانل انجام شد. بر اساس رتبه‌بندی کشورها طبق HDI در سال 2019 توسط سازمان ملل متحد، 52 کشور در گروه کشورهایی با HDI بالا قرار داشتند که از بین آنها، کشورهایی که داده‌های موردنیاز مطالعه حاضر را نداشتند حذف شدند و 39 کشور به‌عنوان جامعه آماری انتخاب شدند. داده‌های موردنیاز مطالعه از نوع سری زمانی سالانه بود که برای کشورهای انتخاب‌شده در سالهای 2019-2000 از پایگاههای داده‌ای مختلف استخراج شدند. مخارج سلامت عمومی سرانه، تولید ناخالص داخلی سرانه، شاخص بازبودن تجاری، نسبت وابستگی سنی از پایگاه داده‌ای بانک جهانی (بانک جهانی، 2021)، شاخصهای دموکراسی از پایگاه داده‌ای راهنمای بین‌المللی ریسک کشوری (2021) و داده‌های HDI و IHDI از پایگاه داده‌ای سازمان ملل (a 2021) متحد استخراج شدند. برآورد مدلها و آزمونهای موردنیاز در نرم‌افزار Stata 16 صورت گرفت.
برای برآورد تأثیر مخارج سلامت عمومی و وضعیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی، ابتدا طبق مبانی نظری و مطالعات پیشین عوامل مؤثر بر وضعیت رفاه اجتماعی انتخاب و سپس ضرایب مدل برآورد شد. طبق مبانی نظری و مطالعات پیشین مخارج سلامت عمومی یکی از مهم‌ترین عوامل مؤثر بر سلامتی و رفاه اجتماعی است (رحمان و همکاران، 2018؛ کورتیس و همکاران، 2019؛ آکینلو و سولولا، 2019)؛ همچنین متغیرهای نهادی و اجتماعی مانند دموکراسی و بوروکراسی نیز بر رفاه اجتماعی مؤثر هستند (بوسما و همکاران، 2016؛ فراگ و همکاران، 2013؛ کافمن و همکاران، 2004؛ راجکومار و سواروپ، 2008). در این مطالعه برای بررسی تأثیر مخارج سلامت بر وضعیت رفاه اجتماعی از کانال متغیرهای نهادی و اجتماعی، این متغیرها در مدل مطالعه لحاظ شدند اما ازآنجایی‌که متغیر بروکراسی به لحاظ آماری معنی‌دار نبود از مدل حذف شد. طبق مطالعات پیشین عوامل دیگری نیز بر وضعیت رفاه تأثیرگذارند که مهم‌ترین آنها در قالب متغیرهای کنترلی وارد مدل شدند. ازاین‌رو مدل کلی زیر طبق مطالعات پیشین برای بررسی موضوع مطالعه در نظر گرفته شد.
Wit=αit+PHEXPit+Dit+Cit+DPHEXPit+εit
اندیس i=1,2,…,n بیانگر کشورها، t=1,2,…,n بیانگر زمان است. Wit: وضعیت رفاه اجتماعی، PHEXPit: مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از تولید ناخالص داخلی(GDP)، Dit: شاخص دموکراسی، Cit: متغیرهای کنترل، DPHEXPit: حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی و εit: اجزای اخلال مدل هستند. برای وضعیت رفاه اجتماعی متغیرهای مختلفی در مطالعات استفاده شده است. بعضی از مطالعات از شاخص توسعه انسانی (بختیاری و همکاران، 2015؛ بوسما و همکاران، 2015، گبرگزیابهر و نینو-زارازوا، 2014؛ هایل و نینو-زارازوا، 2018، پاکدامن و همکاران، 2019)، برخی دیگر از شاخص رفاه سن (پیلور و همکاران، 2013) استفاده کردند. با توجه به اینکه برخی از داده‌های موردنیاز برای محاسبه شاخص رفاه سن برای بیشتر کشورهای موردبررسی، موجود نبود ازاین‌رو این شاخص در این مطالعه استفاده نشد؛ اما از شاخص توسعه انسانی و شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری به‌عنوان شاخصهای وضعیت رفاه استفاده شد.
برای بررسی تأثیر عوامل نهادهای و اجتماعی با توجه به اینکه متغیر بروکراسی به لحاظ آماری در مدل معنی‌دار نبود، از متغیر دموکراسی استفاده شد. برای متغیرها کنترل نیز بر اساس مطالعات پیشین تولید ناخالص داخلی سرانه، شاخص باز بودن تجاری و نسبت وابستگی سنی استفاده شد. با توجه به مدل‌سازی بالا، مدلهای نهایی مطالعه به شرح زیر برآورد شدند.
مدل 1: HDIit=αit+PHEXPit+Dit+ +LNGDPit+LNOPENESSit+AGEit+DPHEXPit+εit
مدل 2: IHDIit=αit+PHEXPit+Dit+DPHEXPit+εit
HDIit: شاخص توسعه انسانی؛ که بین صفر و یک است و هرقدر به سمت یک میل پیدا کند، بیانگر توسعه‌یافتگی نیروی انسانی یک کشور است. این شاخص سه بعد کلی دارد. طول عمر توأم با سلامتی، دانش و استاندارهای زندگی. بعد طول عمر توأم با سلامتی با شاخص امید به زندگی اندازه‌گیری می‌شود که این شاخص بر اساس متغیر امید به زندگی در بدو تولد محاسبه می‌شود. بعد دانش با شاخص آموزش اندازه‌گیری می‌شود که این شاخص میانگین دو شاخص متوسط سالهای تحصیل و سالهای مورد انتظار تحصیل است و نهایتاً بعد استاندارهای زندگی با شاخص درآمد ناخالص ملی اندازه‌گیری می‌شود. شاخص توسعه انسانی میانگین هندسی سه شاخص امید به زندگی، آموزش و درآمد ناخالص ملی است.
IHDIit: شاخص توسعه انسانی تعدیل‌یافته با نابرابری؛ این شاخص به‌عنوان میانگین هندسی هر یک از شاخصهای HDI است که بر اساس نابرابری تعدیل یافته‌اند و عددی بین صفر و یک است. برای محاسبه IHDI، ابتدا نابرابری در هریک از ابعاد HDI محاسبه می‌شود که برای محاسبه این نابرابری از شاخصهای نابرابری آتکینسون استفاده می‌شود که به شرح زیر است (سازمان ملل متحد، b 2021):
Ax=1-√(n&x1…x2 )/X ̅
x1…..xn توزیعهای موردنظر در هر یک ابعاد HDI است؛ سپس بر اساس این نابرابری محاسبه‌شده (Ax)، شاخص تعدیل‌شده با نابرابری برای هر یک از ابعاد HDI به شرح ذیل محاسبه می‌شود:
I*x=(1-Ax )×Ix
نهایتاً شاخص IHDI بر اساس میانگین هندسی سه شاخص تعدیل‌شده با نابرابری آموزش، امید به زندگی و درآمد به شرح ذیل به دست می‌آید:
IHDI=(I*درآمد×I*امیدزندگی*×I*آموزش* )
PHEXPit: مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP
Dit: شاخص دموکراسی؛ این شاخص در این مطالعه بیانگر میزان پاسخگویی دولت به مردم است و از داده‌های راهنمای بین‌المللی ریسک کشوری استفاده شده است. این شاخص مقداری بین صفر و شش دارد که مقدار شش بیانگر بالاترین سطح از دموکراسی است.
LNGDPit: لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه برحسب برابری قدرت خرید
LNOPENESSit: لگاریتم طبیعی مجموع واردات و صادرات به تولید ناخالص داخلی
AGEit: نسبت وابستگی سنی، نسبت افراد کمتر از 15 سال و بالای 64 سال به افراد 64-15 سال
DPHEXPit: حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی
قبل از برآورد مدل‌بالا باید وابستگی مقطعی، پایایی متغیرها و وجود بردار هم‌جمعی بین متغیرهای مدل مشخص شود. برای بررسی وابستگی مقطعی از آزمون CD پسران (CD test) استفاده شد. در این آزمون فرض صفر عدم وابستگی مقطعی است (Pesaran, 2007). برای اطمینان از نبود ضرایب رگرسیون کاذب، آزمونهای پایایی لازم است که برای این مهم با توجه به وابستگی مقطعی از آزمون ریشه واحد پسران (CIPS test) استفاده شد. درصورتی‌که داده‌های پانلی وابستگی مقطعی داشته باشند استفاده از آزمونهای ریشه واحد پانل‌دیتا مانند: ایم، پسران و شین؛ لوین، لین و چو و فیشر دارای نتایج گمراه‌کننده‌ای خواهد بود و احتمال وقوع نتایج ریشه واحد کاذب را افزایش می‌دهد. در آزمون ریشه واحد پسران فرض صفر بیانگر ریشه واحد و یا ناپایایی متغیرهاست؛ بنابراین اگر مقدار محاسبه‌شده آزمون بزرگ‌تر از مقدار بحرانی آن باشد فرضیه صفر مبنی بر ناپایایی متغیر در سطح معنی‌داری موردنظر رد می‌شود و متغیر ایستا است.
برای بررسی هم‌جمعی بین متغیرها با توجه وابستگی مقطعی، از آزمون هم‌جمعی پانل دیتای وسترلوند (2007) استفاده شد. این آزمون هم‌جمعی در صورت وجود وابستگی مقطعی، شکست ساختاری در عرض از مبدأ و شیب رگرسیون هم‌جمعی و همچنین خودهمبستگی اجرای اخلال نتایج معتبری ارائه می‌دهد. فرض صفر این آزمون نبود رابطه هم‌جمعی است. برای آزمون فرضیه صفر، از آماره z محاسبه‌شده برای آماره‌های آزمون هم‌جمعی وسترلوند استفاده می‌شود. درصورتی‌که آماره Z محاسبه‌شده بزرگ‌تر از مقدار بحرانی آن باشد فرضیه صفر رد خواهد شد و متغیرهای مدل دارای رابطه هم‌جمعی خواهند بود. در این صورت بدون نگرانی از نتایج رگرسیون کاذب می‌تواند متغیرهای مدل را در سطح برآورد کرد.
لازم به ذکر است که آزمون هم‌جمعی وسترلوند هم برای وابستگی مقطعی و هم برای استقلال مقطعی قابل‌استفاده است. در صورت اثبات وابستگی مقطعی باید از روش بوت‌استراپ وسترلوند استفاده شود (آدنای و همکاران، 2021).
برای برآورد مدلهای مطالعه باید نسبت به پانل‌دیتا بودن و یا پولد بودن مدل تصمیم‌گیری شود؛ که برای این تصمیم از آزمون F لیمر استفاده شد. فرض صفر در این آزمون، یکسان بودن عرض از مبدأ تمام مقاطع و یا پولد بودن (تجمیعی) و فرض مقابل عرض از مبدأهای متفاوت در مقاطع یا پانل‌دیتا است. درصورتی‌که پانل‌دیتا بودن داده‌ها، انتخاب شود باید نسبت به اثرات تصادفی و یا ثابت تصمیم‌گیری شود. برای این تصمیم‌گیری از آزمون هاسمن استفاده شد. فرض صفر در این آزمون اثرات تصادفی و فرض مقابل اثرات ثابت است. مدل پانل‌دیتا امکان بررسی تأثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته برای کشورهای مختلف در داده‌های سری زمانی را امکان‌پذیر می‌کند. درصورتی‌که استفاده از مدل رگرسیونی پانل‌دیتا با اثرات ثابت تأیید شود برای اطمینان از نتایج، باید آزمون والد برای وجود ناهمسانی واریانس، آزمون ولدریج برای خودهمبستگی و آزمون وابستگی مقطعی پسران برای نبود وابستگی مقطعی اجزای اخلال بررسی شود. با توجه به اینکه در مدلهای مطالعه وجود ناهمسانی واریانس، خودهمبستگی و وابستگی مقطعی تأیید شد بنابراین برای رفع موارد مذکور از روش خطاهای استاندارد تصحیح شده پانل استفاده شد.
مطالعه حاضر به‌صورت پرسشنامه‌ای و در ارتباط مستقیم با انسان نبود و از داده‌های ثانویه استفاده شد لذا نیاز به دریافت کد اخلاق نداشت اما تمامی ملاحظات اخلاقی ازجمله شرط امانت، صداقت و عدم سرقت ادبی رعایت شد.
یافته‌ها
بر اساس آمار توصیفی، میانگین HDI برای کل کشورهای نمونه در دوره 2019-2000 برابر با 0/04± 0/70 و برای ایران برابر با 04/0 + 73/0 بود. میانگین IHDI برای کل کشورهای نمونه برابر با 06/0±58/0 و برای ایران برابر با 0/08± 0/56 بود. ایران با 78/0= HDI در سال 2019 در رتبه 70 در بین کشورهای جهان قرار داشت که با احتساب نابرابریها مقدار شاخص IHDI برابر با 69/0 شد که به رتبه 73 تنزل یافت که این تنزل در رتبه در سال قبل بیشتر بود؛ به‌طوری‌که در سال 2018 رتبه ایران با 79/0= HDI برابر با 65 بود که بر اساس 70/0=IHDI به رتبه 70 تنزل یافت؛ اما روند HDI و IHDI در طی سالها همواره صعودی بوده است. سایر آمار توصیفی متغیرهای مدل در جدول (1) ارائه شد.
جدول (1) آمار توصیفی متغیرهای مدل
برای بررسی وابستگی مقطعی از آزمون CD پسران استفاده شد. در این آزمون فرض صفر عدم وابستگی مقطعی است (پسران، 2007). نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران در جدول (2) ارائه شد. طبق این نتایج مقدار اماره CD از مقادیر بحرانی آن بزرگ‌تر بود و با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی بر استقلال مقطعی رد شد. بنابراین متغیرهای هر دو مدل وابستگی مقطعی داشتند. برای بررسی پایایی متغیرها با توجه به وابستگی مقطعی، استفاده از آزمونهای ریشه واحد پانلی مانند: ایم، پسران و شین؛ لوین، لین و چو و فیشر نتایج کاذب خواهد داشت. ازاین‌رو از آزمون ریشه واحد پسران با وابستگی مقطعی (CIPS) استفاده شد که نتایج در جدول (2) ارائه شد. متغیرهای شاخص توسعه انسانی، شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری و مخارج سلامت عمومی با توجه به اینکه مقدار آماره CIPS بزرگ‌تر از مقدار بحرانی در سطح معنی‌داری پنج درصد بود، ریشه واحد نداشتند و پایا بودند اما سایر متغیرها در سطح دارای ریشه واحد بودند.
جدول (2) نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران و آزمون ریشه واحد پسران CIPS
با توجه به اینکه متغیرهای هر دو مدل دارای درجات هم انباشتگی متفاوتی هستند. بنابراین بررسی هم‌جمعی بین متغیرهای هر دو مدل برای اطمینان از نبود نتایج رگرسیون کاذب ضروری است. برای بررسی هم‌جمعی از آزمون هم‌جمعی وسترلوند استفاده شد که نتایج برای مدل (1) در جدول (3) و برای مدل (2) در جدول (4) ارائه شد. همان‌طور که بیان شد فرض صفر در این آزمون عدم وجود رابطه هم‌جمعی است. طبق نتایج جدول (3)، بر اساس مقدار احتمال محاسبه‌شده برای آزمون هم‌جمعی وسترلوند بدون وابستگی مقطعی نمی‌توان اظهارنظر قطعی داشت زیرا نتایج زیاد دقیق نیست؛ اما با توجه به اینکه وابستگی مقطعی در مدل اثبات شد باید از نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند با روش بوت‌استراپ استفاده کرد که نتایج در آخرین ستون جدول (3) ارائه شد. طبق این نتایج، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود رابطه هم‌جمعی در مدل رد شد. بنابراین بین متغیرهای مدل (1) یک رابطه هم‌جمعی در بلندمدت وجود داشت و بدون نگرانی از کاذب بود نتایج رگرسیون می‌توان متغیرهای مدل را در سطح برآورد کرد. با توجه به نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند با روش بوت‌استراپ در جدول (4)، رابطه هم‌جمعی در مدل (2) نیز تأیید شد. لازم به ذکر است که با توجه به بازه زمانی این مدل، آزمون هم‌جمعی وسترلوند فقط برای 4 متغیر قابل‌اجرا بود.
جدول (3) نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند مدل (1)
جدول (4) نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند مدل (2)
برای برآورد مدل (1) با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی باید ابتدا پانل‌دیتا یا پولد بودن مشخص شود و سپس نسبت به اثرات ثابت و یا تصادفی تصمیم‌گیری شود. نتایج F لیمر نشان داد که مقدار آماره F برابر با 17/110 بود که با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی پولد بودن داده‌ها رد شد. همچنین نتایج آزمون هاسمن برای بررسی اثرات تصادفی و یا ثابت نشان داد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 82/27 بود، با احتمال کمتر 001/0 فرضیه صفر مبنی بر اثرات تصادفی رد شد؛ بنابراین مدل پانل با اثرات ثابت پذیرفته شد. مدل (1) به‌صورت پانل با اثرات ثابت با روش حداقل مربعات معمولی برآورد شد. برای خوبی برازش مدل، آزمون والد برای وجود ناهمسانی واریانس، آزمون ولدریج برای خودهمبستگی و آزمون وابستگی مقطعی پسران برای اجزای اخلال بررسی شد. نتایج آزمون والد نشان داد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 96/27989 بود که با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانسهای مدل رد شد. همچنین آزمون ولدریج نشان داد که مقدار آماره F برابر با 23/138 بود که با احتمال کمتر از 001/0 حاکی از وجود خودهمبستگی در مدل بود. نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران نیز بیانگر وابستگی مقطعی اجزای اخلال بود؛ بنابراین برای رفع موارد مذکور، مدل مجدد با روش خطاهای استاندارد تصحیح شده پانل برآورد شد و موارد مطرح‌شده برطرف شد. نتایج تخمین مدل (1) در جدول (5) ارائه شد. نتایج نشان داد که مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP، شاخص باز بودن تجاری در سطح معنی‌داری 1% و GDP سرانه، نسبت وابستگی سنی و وضعیت دموکراسی در سطح معنی‌داری پنج درصد به لحاظ آماری معنی‌دار بودند و حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و شاخص دموکراسی به لحاظ آماری معنی‌دار نشد. با افزایش یک درصد در مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP، میزان HDI، 26/0 درصد افزایش یافت و یک واحد افزایش در لگاریتم GDP میزان HDI را به‌اندازه 02/9 درصد افزایش داد. ضریب باز بودن تجاری تأثیر مثبت بر میزان HDI داشت به‌طوری‌که هر واحد افزایش در نسبت مجموع واردات به صادرات به GDP منجر به افزایش HDI به میزان 08/0 درصد شد. بهبود وضعیت دموکراسی نیز تأثیر مثبت بر افزایش HDI داشت به‌طوری‌که بهبود یک واحد در وضعیت دموکراسی موجب بهبود HDI به میزان 17/0 درصد شد.
جدول (5) نتایج برآورد مدلها با روش خطاهای استاندارد تصحیح‌شده پانل
برای برآورد مدل (2) نیز آزمون هاسمن برای بررسی اثرات تصادفی و یا ثابت انجام شد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 29/42 بود و با احتمال کمتر 001/0 فرضیه صفر مبنی بر اثرات تصادفی رد شد؛ بنابراین مدل (2) نیز به‌صورت پانل با اثرات ثابت برآورد شد. نتایج آزمون والد نشان داد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 15/5456 بود که با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانسهای مدل رد شد. همچنین آزمون ولدریج نشان داد که مقدار آماره F برابر با 11/151 بود که با احتمال کمتر از 001/0 حاکی از وجود خودهمبستگی در مدل بود. بنابراین برای رفع خودهمبستگی و ناهمسانی، مدل مجدد با روش خطاهای استاندارد تصحیح شده پانل برآورد و نتایج در جدول (5) ارائه شد. طبق نتایج جدول (5) مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و شاخص دموکراسی به لحاظ آماری در سطح پنج درصد معنی‌دار بودند و ارتباط مستقیم با IHDI داشتند. به‌طوری‌که افزایش یک درصد در نسبت مخارج سلامت عمومی به GDP منجر به افزایش IHDI به میزان 34/0 درصد شد. همچنین با افزایش حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به GDP و شاخص دموکراسی، IHDI، 15/0 درصد افزایش یافت. شاخص دموکراسی به لحاظ آماری در مدل معنی‌دار نشد و درنتیجه نتایج قابل تفسیر نبود.
بحث
در این مطالعه تأثیر مخارج سلامت عمومی و وضعیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا موردبررسی قرار گرفت که برای این هدف از روش پانل‌دیتا با برآوردگر خطاهای استاندارد تصحیح‌شده پانل استفاده شد. برای متغیر رفاه اجتماعی از شاخصهای HDI و IHDI استفاده شد. میانگین HDI ایران طی دوره 2019-2000 از میانگین سایر کشورهای نمونه با HDI بالا، بیشتر بود اما میانگین IHDI ایران از همان کشورها کمتر بود که نشان داد اگرچه ایران وضعیت بهتری در حوزه‌های سلامت، آموزش و تولید نسبت به سایر کشورها با HDI بالا دارد اما با لحاظ نابرابری در این حوزه‌ها، وضعیت ایران نسبت به سایر کشورها تنزل می‌یابد. بنابراین نابرابری در ابعاد توسعه انسانی در ایران نسبت به سایر کشورهای با HDI بالا، بیشتر است. مطالعات پیشین نیز نابرابری در حوزه سلامت را بیان کردند (هنرمند و همکاران، 2017). نتایج نشان داد که افزایش مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP تأثیر مثبت برافزایش HDI و IHDI داشت که منطبق با مبانی نظری و مطالعات پیشین بود؛ همچنین مطالعات پیشین نشان دادند که افزایش مخارج سلامت به GDP تأثیر مثبت بر افزایش توسعه انسانی دارد. هایل و نینو-زارازوا (2018) نشان دادند که افزایش مخارج اجتماعی به GDP تأثیر مثبت به میزان 033/0 بر HDI و 015/0 بر IHDI دارند همچنین مخارج سلامت به GDP نیز تأثیری به میزان 003/0 بر IHDI دارد. گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) نشان دادند که تأثیر مخارج اجتماعی به GDP بر IHDI به میزان 009/0 است. بختیاری و همکاران (2015) نشان دادند که افزایش مخارج سلامت عمومی به GDP به میزان 68/0 درصد در کشورهای توسعه‌یافته و 31/7 درصد در کشورهای درحال‌توسعه بر HDI تأثیر داشت و بارونی و همکاران (2015) نیز بیان کردند که مخارج سلامت کل، دولتی و خصوصی تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی دارند و این تأثیر در کشورهای با سطح درآمد پایین بیشتر است؛ همچنین صنعتگران و همکاران (2019) نیز برای ایران نشان دادند که مخارج دولت در آموزش و سلامت تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی در ایران دارد.
کشورهایی که HDI بالاتری دارند درصد بیشتری از سرانه تولید ناخالص داخلی خود را برای مراقبتهای سلامت هزینه می‌کنند و وضعیت سلامت بهتری دارند نسبت به کشورهایی که هزینه کمتری برای مراقبتهای بهداشتی دارند (نوهو و همکاران، 2018). طبق مبانی نظری افزایش مخارج سلامت منجر به بهبود وضعیت سلامت و بهبود وضعیت سلامت از طریق افزایش کارایی افراد منجر به بهبود توسعه انسانی می‌شود. همچنین افزایش مخارج سلامت عمومی از طریق افزایش سرمایه‌گذاریهای زیرساخت در حوزه سلامت و آموزش می‌تواند منجر به بهبود وضعیت HDI شود. تأثیر مخارج سلامت بر وضعیت سلامت بر نظریه گروسمن استوار است. گروسمن بیان می‌کند که با افزایش سن، موجودی سلامت هر فرد کاهش می‌یابد ولی با سرمایه‌گذاری در سلامت و مراقبتهای درمانی افزایش خواهد یافت (شهرکی و قادری، 2019). در سالهای اخیر نیز دولتها سهم بیشتری از بودجه ملی را صرف مخارج عمومی سلامت کردند تا بتوانند هزینه‌های سلامت افراد جامعه و پرداخت از جیب را کاهش دهند (سو دانگ و همکاران، 2015) و وضعیت سلامت و رفاه جامعه را بهبود بخشند. به‌طورکلی سه دلیل برای مداخله دولت در بازار سلامت وجود دارد؛ تولید بهینه کالاها و خدمات عمومی، کاهش نابرابری درآمدی و اعطای یارانه سلامت به افراد نیازمند و یا خرید بیمه سلامت برای آنها که سرمایه‌گذاری دولتها در هرکدام از این موارد می‌تواند وضعیت سلامت را بهبود بخشد. همچنین بخش سلامت با بیماریهای جدید و ناشناخته نیز روبه‌رو است که کشف و درمان آنها نیازمند فناوریهای جدید و گران‌قیمت است. ازاین‌رو سرمایه‌گذاری دولتها در بخشهای زیرساختی سلامت، بهبود و ارتقاء فناوریهای حوزه سلامت منجر به بهبود وضعیت سلامت و رفاه جامعه خواهد شد (شهرکی و قادری، 2019)؛ البته تخصیص بهینه و اثربخشی این مخارج نیز بسیار مهم است.
طبق نتایج مطالعه، ارتقای وضعیت دموکراسی تأثیر مثبت بر افزایش HDI و IHDI داشت. نتایج این مطالعه هم‌راستا با مطالعاتی است که بیان کردند عوامل و کیفیت نهادی عامل مهم در وضعیت رفاه و سلامت جامعه است. هایل و نینو-زارازا (2018) و گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) نشان دادند که بهبود وضعیت دموکراسی می‌تواند موجب افزایش IHDI شود. برای بررسی صحت نتایج نیز از شاخصهای مختلفی برای وضعیت دموکراسی استفاده کردند که همه شاخصها نتایج را تأیید کردند. بوسما و همکاران (2016) نیز برای وضعیت دموکراسی از شاخص خانه آزادی استفاده کردند که میانگین دو شاخص حقوق سیاسی و آزادیهای مدنی است و بیان کردند هرچه کیفیت نهادی بیشتر باشد، امید به زندگی بیشتر و وضعیت سلامت بهتر است. کیفیت نهادها نقش مؤثری بر بهبود وضعیت سلامت از طریق تخصیص بودجه عمومی دارند (بوسما و همکاران، 2016) همچنین نهادهای دموکراتیک تأثیر معنی‌داری بر آزادیهای سیاسی و بیان دارند (هایل و نینو-زارازا، 2018) که منجر به بهبود وضعیت رفاه اجتماعی می‌شود. سرمایه‌گذاری در کالاهای عمومی که به علت شکست بازار توسط بخش خصوصی قابل انجام نیست از طریق بهبود کیفیت نهادها به‌خصوص دولتها و وضعیت دموکراسی قابل انجام است (بوسما و همکاران، 2016؛ کافمن و همکاران، 2004). وجود دولت و مخارج آن برای بهبود توسعه انسانی و رفاه اجتماعی به خاطر وجود شکست بازار و تأمین نشدن بعضی از کالاها و خدمات سلامت توسط بخش خصوصی، نه‌تنها لازم است بلکه کیفیت مدیریت دولت به‌عنوان عامل نهادی که با حکمرانی خوب شناخته می‌شود نیز بسیار تأثیرگذار است.
بدون شک، بسیاری از هزینه‌های دولت که در راستای بهبود امور انجام می‌گیرد، درنتیجه وجود رشوه، فساد اداری و عدم نظارت، تأثیرگذاری خود را از دست می‌دهد (کلامپ و دی هان، 2013). فراگ و همکاران (2013) بیان کردند که حکمرانی خوب در کشورهای با درآمد پایین و متوسط منجر به بهبود وضعیت سلامت شده است.
برای بررسی کارایی مخارج سلامت بر رفاه اجتماعی از طریق بهبود دموکراسی در این مطالعه از حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی استفاده شد. نتایج نشان داد که در یک سطح ثابت از مخارج سلامت عمومی، درصورتی‌که وضعیت دموکراسی بهتر شود، وضعیت شاخص IHDI بهتر می‌شود. به‌عبارت‌دیگر می‌توان بیان کرد که کارایی مخارج سلامت عمومی بر وضعیت توسعه انسانی و رفاه اجتماعی از طریق بهبود وضعیت دموکراسی، بیشتر خواهد بود. فرض اساسی این است که با آزادیهای سیاسی بیشتر و وجود راهکارهایی برای آزادی بیان، چانه‌زنی بین گروههای اقتصادی- اجتماعی و سیاسی منجر به تخصیص بهتر منابع می‌شود؛ بنابراین با فرض ثبات سایر شرایط، در کشورهای با نهادهای دموکراتیک قوی‌تر و با وضعیت دموکراسی بالاتر مخارج سلامت عمومی بسیار کاراتر خواهد بود (هایل و نینو-زارازا، 2018). به‌عبارت‌دیگر تأثیر مخارج سلامت عمومی بر توسعه انسانی و رفاه اجتماعی به کارایی عوامل نهادی و اجتماعی در تخصیص منابع سلامت مرتبط است. بوسما و همکاران (2016) برای کیفیت نهادی از شاخص خانه آزادی استفاده و بیان کردند هرچه کیفیت نهادی بهتر باشد اثربخشی مخارج سلامت بر وضعیت سلامت بیشتر است. هایل و نینو-زارازا (2018) نشان دادند که حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و شاخص دموکراسی به لحاظ آماری معنی‌دار نیست و نمی‌توان نتیجه قطعی بیان کرد. بعضی از مطالعات نیز بیان کردند که کارایی مخارج سلامت بر وضعیت سلامت ارتباط مستقیمی با وضعیت حکمرانی خوب دارد. فراگ و همکاران (2013) بیان کردند که حکمرانی خوب باعث افزایش تأثیر مخارج سلامت عمومی شده است. به‌عبارت‌دیگر مخارج عمومی در صورت پایین بودن شاخصهای حکمرانی کارایی لازم را نخواهند داشت. راجکومار و اسواروپ (2008) نیز نشان دادند که افزایش هزینه‌های عمومی درزمینه سلامت و آموزش منجر به بهبود وضعیت آموزش و سلامت در کشورهایی خواهد شد که حکمرانی خوب دارند و لازاروا و موسکا (2008) برای 112 کشور با سطوح درآمدی مختلف نشان دادند که کشورهایی که سطح درآمد بالایی داشتند، کارایی دولت تأثیر مثبت برافزایش امید به زندگی داشته است.
نتایج نشان داد که افزایش لگاریتم GDP منجر به افزایش HDI و IHDI در کشورهای با توسعه انسانی بالا می‌شود. این نتیجه هم‌راستا با مطالعات پیشین است. هایل و نینو-زارازا (2018) و گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) بیان کردند که در کشورهای با درآمد متوسط و پایین لگاریتم GDP تأثیر مثبت بر HDI و IHDI دارد. بختیاری و همکاران (2015) بیان کردند که افزایش درآمد سرانه در کشورهای درحال‌توسعه و توسعه‌یافته منجر به توسعه و رفاه شده است. GDP و درآمد یک کشور عامل مهم در بهبود وضعیت سلامت و رفاه جامعه است. تولید و درآمد سرانه بالاتر، ارتقاء توسعه انسانی را از طریق بهبود وضعیت زندگی شامل دسترسی به آب آشامیدنی، مراقبتهای سلامت و تغذیه مناسب موجب می‌شود. همچنین درآمد سرانه بالاتر قدرت خرید بیشتر و سطح آموزش بالاتر را ایجاد می‌کند که می‌تواند به‌طور مستقیم کمیت و کیفیت مراقبتهای بهداشتی و توسعه انسانی را بهبود بخشد (عسکری و بادپا، 2015؛ شهرکی و قادری، a 2020). لازم به ذکر است که افزایش رشد اقتصادی لزوماً منجر به افزایش توسعه و رفاه نمی‌شود؛ باید توجه داشت که نرخ رشد GDP و به همین ترتیب، درآمد سرانه به‌تنهایی نمی‌توانند توضیح‌دهنده این موضوع باشند که چگونه منافع ایجادشده از رشد اقتصادی بلندمدت در بین بخشهای مختلف جامعه توزیع خواهند شد و توسعه و رفاه جامعه را تحت تأثیر قرار خواهند داد؛ درنتیجه چنانچه در فرآیند اقتصادی کشور تأکید سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان، صرفاً دست‌یابی به رشد بیشتر باشد، ضرورتاً توانمندیهای هر یک از بخشها موردتوجه قرار نخواهد گرفت و لذا دولتها علاوه به رشد، باید توسعه اقتصادی و اجتماعی را نیز مدنظر قرار دهند که نتیجه آن بهبود شاخصهای توسعه و رفاه در جامعه است (بختیاری و همکاران، 2015). نویسندگان در این مطالعه با بعضی محدودیتها مواجه بودند ازجمله بعضی از کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا که اطلاعات متغیرهای مدل برای آنها موجود نبود از مطالعه حذف شدند و همچنین بعضی از متغیرهای تأثیرگذار بر وضعیت رفاه اجتماعی مانند بروکراسی به لحاظ آماری در مدل معنی‌دار نبودند و از مدل حذف شدند. بازه زمانی متغیرهای مطالعه نیز محدود به سالهایی شد که داده‌های مربوطه برای همه متغیرها وجود داشت.
نتیجه‌گیری
این مطالعه با هدف بررسی تأثیر مخارج سلامت عمومی و کیفیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا موردبررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد که اگرچه ایران وضعیت بهتری در حوزه‌های سلامت، آموزش و تولید نسبت به سایر کشورها با HDI بالا دارد اما با لحاظ نابرابری در این حوزه‌ها، وضعیت ایران نسبت به سایر کشورها تنزل می‌یابد. بنابراین نابرابری در ابعاد توسعه انسانی در ایران نسبت به سایر کشورهای با HDI بالا، بیشتر است که نیازمند سیاست‌گذاری و برنامه‌ریزی برای از بین بردن نابرابری در بخشهای سلامت، آموزش و تولید است. همچنین نتایج نشان داد که افزایش مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP تأثیر مثبت برافزایش شاخصهای توسعه انسانی دارد. با توجه به تأثیری که مخارج سلامت عمومی از طریق بهبود وضعیت سلامت و کارایی افراد و همچنین افزایش سرمایه‌گذاریها بر بهبود توسعه انسانی و رفاه اجتماعی دارند لذا سیاستهای افزایش مخارج سلامت عمومی در راستای سرمایه‌گذاری بیشتر در زیرساختها و افزایش سطح خدمات سلامت در مناطق مختلف برای از بین بردن نابرابری، بهبود و ارتقاء فناوریهای حوزه سلامت که به مخارج عمومی وابسته است، پیشنهاد می‌شود.
ارتقای وضعیت دموکراسی تأثیر مثبت بر افزایش شاخصهای توسعه داشت. وجود دولت و مخارج آن برای بهبود توسعه انسانی و رفاه اجتماعی به خاطر وجود شکست بازار و تأمین‌نشدن بعضی از کالاها و خدمات سلامت توسط بخش خصوصی، نه‌تنها لازم است بلکه کیفیت مدیریت دولت و پاسخگویی به مردم به‌عنوان شاخصی از دموکراسی نیز بسیار تأثیرگذار است. همچنین نتایج نشان داد که در یک سطح ثابت از مخارج سلامت عمومی، درصورتی‌که وضعیت دموکراسی بهتر شود، وضعیت شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری بهتر می‌شود. به‌عبارت‌دیگر می‌توان بیان کرد که کارایی مخارج سلامت عمومی بر وضعیت توسعه انسانی و رفاه اجتماعی از طریق بهبود وضعیت دموکراسی، بیشتر خواهد بود و در کشورهای با نهادهای دموکراتیک قوی‌تر و با وضعیت دموکراسی بالاتر، مخارج سلامت عمومی بسیار کاراتر خواهد بود. بنابراین افزایش شفافیت و پاسخگویی دولت به مردم برای افزایش رفاه اجتماعی و کارایی بیشتر مخارج سلامت پیشنهاد می‌شود. افزایش تولید ناخالص داخلی اگرچه تأثیر مثبت بر رفاه اجتماعی داشت اما باید توجه کرد که اگر سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان، فقط هدف رشد اقتصادی بالاتر را دنبال کنند، ممکن است موجب نابرابری بیشتر در جامعه شود. لذا دولتها علاوه به رشد اقتصادی، باید توسعه و برابریهای اقتصادی و اجتماعی را نیز مدنظر قرار دهند که منجر به بهبود شاخصهای توسعه و رفاه در جامعه شود.
ملاحظات اخلاقی
مشارکت نویسندگان
همه نویسندگان در تهیه مقاله مشارکت داشته‌اند.
منابع مالی
برای این مقاله از شخص و یا سازمانی حمایت مالی دریافت نشده است.
تعارض منافع
نویسندگان اظهار داشتند که تضاد منافعی وجود ندارد.
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
در مطالعه حاضر تمامی ملاحظات اخلاقی ازجمله شرط امانت، صداقت و عدم سرقت ادبی رعایت شده است.
منابع:
وضعیت رفاه یکی از عوامل ایجاد تمایز میان کشورها به شمار می‌آید. رفاه اجتماعی به هدف بنیادین برنامه‌های توسعه در جوامع مختلف بدل شده است؛ هدفی که بدون آن، توسعه در ابعاد گوناگون خود با شکست مواجه خواهد شد. سیاست‌گذاری رفاه اجتماعی به‌عنوان شکلی از عدالت اجتماعی ازجمله سازوکارهای ارتقای توسعه اجتماعی است. از منظری دیگر، اهمیت رفاه اجتماعی تا حدی است که آن را نه هدف توسـعه بلکه خود توسعه دانسته‌اند (شاه‌آبادی و ارغند، 2019). تا قبل از دهه 1970 رفاه برحسب درآمد سرانه با این پیش‌فرض که با بالا رفتن درآمد سرانه، وضع مردم در تمام جوانب بهبود خواهد یافت، ارزیابی می‌شد. با چنین تعریفی از شاخص رفاه، رشد اقتصادی به‌عنوان محور اساسی توسعه و رفاه جامعه، در نظر گرفته می‌شد اما عوامل مختلفی را که منجر به ایجاد تفاوت در فرصتهای واقعی افراد می‌شد را نادیده می‌گرفت (بختیاری و همکاران، 2015) با رفع این نواقص سازمان ملل معیاری با عنوان شاخص توسعه انسانی HDI)) را برای اندازه‌گیری رفاه مطرح کرد (سازمان ملل متحد، 2021).
شاخص توسعه انسانی سه بعد کلی، طول عمر توأم با سلامتی، دانش و استاندارهای زندگی دارد و بر اساس میانگین هندسی سه شاخص امید به زندگی، آموزش (ابعاد اجتماعی) و درآمد ناخالص ملی (بعد اقتصادی)، سالانه توسط بانک جهانی محاسبه و کشورها بر اساس آن رتبه‌بندی می‌شوند. مقدار این شاخص بین صفر و یک است و هرقدر به سمت یک میل پیدا کند، بیانگر توسعه‌یافتگی نیروی انسانی یک کشور است. وجود نابرابری در هریک از ابعاد HDI می‌تواند منجر به نتایج گمراه‌کننده‌ای از وضعیت توسعه انسانی شود (هایل و نینو-زارازا، 2018) به‌گونه‌ای که دو کشور ممکن است HDI یکسانی داشته باشند اما به لحاظ نابرابری در آموزش، سلامت و درآمد اختلاف معنی‌داری با یکدیگر داشته باشند. به‌عبارت‌دیگر لحاظ‌نکردن نابرابرها در ابعاد مختلف HDI می‌تواند یک نقطه‌ضعف برای HDI قلمداد شود (هادیان و همکاران، 2020). با لحاظ‌کردن نابرابری به هریک از ابعاد HDI، در سال 2010 شاخص توسعه انسانی تعدیل‌یافته بر اساس نابرابری (IHDI) برای اولین بار در گزارش برنامه توسعه انسانی سازمان ملل متحد مورداستفاده قرار گرفت (هادیان و همکاران، 2020). این شاخص به‌عنوان میانگین هندسی هر یک از شاخصهای HDI است که بر اساس نابرابری تعدیل‌یافته‌اند و عددی بین صفر و یک است (سازمان ملل متحد، 2021).
طبق مبانی نظری رشد اقتصادی، سرمایه انسانی یکی از مهم‌ترین عوامل رشد اقتصادی است (رومر، 2005) و سلامت یکی از عوامل تأثیرگذار بر سرمایه انسانی است؛ به‌طوری‌که گروسمن (1972) بیان می‌کند که کیفیت سلامت به‌طور قابل‌توجهی سرمایه انسانی را از طریق زمان کار بیشتر و بهره‌وری حاصل از آن، ارتقا می‌دهد. بنابراین سلامتی افراد از طریق بهبود سرمایه انسانی بر رشد اقتصادی و رفاه اجتماعی تأثیرگذار است (شهرکی و قادری، 2019)؛ همچنین سلامتی نه‌تنها تولید و مصرف افراد را در کوتاه‌مدت، بلکه سرمایه‌گذاری را نیز در بلندمدت بهبود می‌بخشد (عسگری و بادپا، 2015)؛ که از این طریق نیز منجر به رفاه اجتماعی می‌شود. از طرفی افزایش سرمایه‌گذاری در سلامت و آموزش نیز موجب افزایش سرمایه انسانی می‌شود؛ بدین ترتیب که سرمایه‌گذاری هرچه بیشتر از طریق مخارج سلامت و آموزش موجب افزایش هرچه بیشتر بهره‌وری و توانایی افراد در جامعه می‌شود که درنهایت این عوامل از طریق بهبود سرمایه انسانی، موجبات رشد و افزایش شاخص توسعه انسانی در جوامع را فراهم می‌آورند (بارونی و همکاران، 2015). اهمیت سرمایه‌گذاری در سلامت از طریق مخارج سلامت عمومی در افزایش زیرساختهای سلامت و دسترسی عموم مردم به خدمات و مراقبتهای پزشکی مشخص می‌شود. همچنین بهبود و ارتقاء فناوریهای حوزه سلامت و آموزش نیروهای متخصص نیز به مخارج عمومی وابسته است (شهرکی، 2019). بنابراین مخارج سلامت به‌عنوان یکی از عوامل مؤثر بر سلامت و شاخص توسعه انسانی، نقش مهمی ایفا می‌کند و بررسی تأثیر آن بر توسعه انسانی و رفاه اجتماعی بسیار بااهمیت و ضروری است.
افزایش مخارج سلامت اگرچه باعث ارتقای سلامت عمومی جامعه شده و از طریق انباشت سرمایه سلامت و تأثیر آن بر سرمایه انسانی، بر رشد اقتصادی و رفاه اجتماعی مؤثر است (پاکدامن و همکاران، 2019)؛ اما افزایش مخارج سلامت عمومی تأثیرات متفاوتی دارد. ازیک‌طرف باعث افزایش کسری بودجه دولتها می‌شود و از طرف دیگر باعث کاهش هزینه‌های کمرشکن سلامت می‌شود که موجب بهبود وضعیت سلامت جامعه، افزایش سرمایه انسانی و نهایتاً رشد اقتصادی و رفاه می‌شود (همایی‌راد و همکاران، 2013؛ شهرکی و قادری، 2019). حتی بعضی مطالعات بیان کردند که تأثیر مخارج سلامت عمومی بر بهبود وضعیت سلامت بیشتر از مخارج سلامت خصوصی است (عسگری و بادپا، 2015؛ نووینون و همکاران، 2012)؛ علاوه بر این وجود مطالعات مختلف درزمینه مخارج سلامت عمومی و خصوصی نشان‌دهنده تفاوت در روند و سرعت رشد مخارج سلامت در کشورها با سطوح متفاوت توسعه است که ضرورت هر چه بیشتر بررسی مخارج سلامت بر رفاه اجتماعی را آشکار می‌کند (بارونی و همکاران، 2015؛ شهرکی و قادری، b 2020).
عوامل نهادی و اجتماعی نیز از دیگر عواملی هستند که می‌توانند هم به‌صورت مستقیم و هم به‌صورت غیرمستقیم از طریق افزایش کارایی مخارج سلامت منجر به بهبود وضعیت سلامت و رفاه شوند؛ به‌طوری‌که حکمرانی خوب منجر به کاهش مرگ‌ومیر کودکان و بهبود وضعیت سلامت شده است (بیادجیلیگن و همکاران، 2019؛ فراگ2 و همکاران، 2013؛ لازاروا و موسکا3، 2008؛ راجکومار و سواروپ4، 2008) و عوامل اجتماعی مانند دموکراسی و بوروکراسی نیز تأثیر مثبت بر رفاه اجتماعی داشتند (بوسما5 و همکاران، 2016؛ هایل و نینو-زارازا، 2018). دولتهایی که دچار بحران مشروعیت هستند نیروی کار ناکارآمد و بازارهای مالی ضعیف دارند که این شرایط ظرفیت دولت را برای جبران نتایج منفی اقتصاد کاهش می‌دهد و منجر به ناکارایی اقتصاد و کاهش رفاه جامعه می‌شود (وود و گاف، 2006). همچنین ظرفیت نهادی ناکافی و ناکارآمد و شکست بازار6 ازجمله عوامل مؤثر بر ارتباط بین مخارج سلامت و بهبود وضعیت سلامت و رفاه جامعه است (فیلمر7 و همکاران، 2000).
با توجه به تعاریف مختلف از رفاه در مطالعات مانند بهبود وضعیت سلامت، کاهش مرگ‌ومیر کودکان و افزایش توسعه انسانی، مطالعات درزمینه تأثیر مخارج سلامت و دموکراسی بر وضعیت رفاه را می‌توان به گروههای زیر دسته‌بندی کرد. گروه اول؛ مطالعاتی که تأثیر مخارج سلامت را بر وضعیت سلامت بررسی کردند. در این مطالعات برای بهبود وضعیت سلامت از شاخص امید به زندگی، کاهش مرگ‌ومیر کودکان و نوزادان استفاده شده است. رحمان و همکاران8 (2018) برای کشورهای ASEAN، آکینلو و سولولا9 (2019) برای کشورهای آفریقایی، کورتیس10 و همکاران (2019) برای ایالات‌متحده امریکا، عسکری و بادپا (2015) و رضاپور و همکاران (2019) برای ایران و نووینون و همکاران (2012) برای کشورهای افریقای جنوبی نشان دادند که افزایش مخارج سلامت عمومی منجر به بهبود وضعیت سلامت شده است. گروه دوم؛ مطالعاتی که بیان کردند عوامل نهادی و اجتماعی منجر به بهبود وضعیت سلامت و رفاه اجتماعی می‌شوند (بوسما و همکاران، 2016؛ شاه‌آبادی و ارغند، 2019؛ فراگ و همکاران، 2013؛ لازاروا و موستا، 2008؛ راجکومار و سواروپ، 2008). این مطالعات نشان دادند که بی‌اثر بودن هزینه‌های اجتماعی بر توسعه انسانی و رفاه به حاکمیت ضعیف و ناکارآمدی نهادی در ارتباط است. کافمن و همکاران (2004) نشان دادند که حکمرانی خوب منجر به کاهش مرگ‌ومیر کودکان می‌شود. راجکومار و سواروپ (2008) نشان دادند که افزایش هزینه‌های عمومی درزمینه سلامت و آموزش منجر به بهبود وضعیت آموزش و سلامت در کشورهایی خواهد شد که حکمرانی خوب دارند. فراگ و همکاران (2013) نیز نشان دادند که مخارج عمومی و حکمرانی خوب در کشورهای با درآمد پایین و متوسط باعث بهبود وضعیت سلامت و افزایش تأثیر مخارج سلامت عمومی شده است. شاه‌آبادی و ارغند (2019) نیز برای کشورهای درحال‌توسعه بیان کردند که حکمرانی خوب و سرمایه انسانی تأثیر مثبت بر رفاه اجتماعی دارند. گروه سوم؛ نیز تأثیر مخارج سلامت را بر شاخصهای توسعه انسانی بررسی کردند. رزمی و محمدی (2012) برای ایران نشان دادند که بین مخارج سلامت و شاخص توسعه انسانی ارتباط مثبت وجود دارد. بارونی و همکاران (2015) با استفاده از روش پانل‌دیتا برای کشورهای با سطوح درآمدی مختلف بیان کردند که مخارج سلامت کل، دولتی و خصوصی تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی دارند و این تأثیر در کشورهای با سطح درآمد پایین بیشتر است. بختیاری و همکاران (2015) با استفاده از رهیافت داده‌های تابلویی، به بررسی و مقایسه تأثیر اجزای مخارج دولت بر مؤلفه‌های توسعه و رفاه در کشورهای منتخب توسعه‌یافته و درحال‌توسعه در دوره زمانی 2010-2006 پرداختند و نشان دادند که فقط مخارج امور اجتماعی تأثیر مثبت و معنی‌داری بر رفاه دارد. صنعتگران و همکاران (2019) نیز برای ایران نشان دادند که هزینه‌های دولت در آموزش و سلامت تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی در ایران دارد. گمانی و همکاران (2005) برای 104 کشور با درآمد متوسط و پایین در دوره 2000-1980 نشان دادند که افزایش کمکهای مالی و مخارج نظامی دولت باعث بهبود شاخص رفاه (HDI) شده است. گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) با آمار 55 کشور درحال‌توسعه در دوره 1990-2009 به روش داده‌های پانلی نشان دادند که مخارج اجتماعی دولت تأثیر مثبت و معنی‌داری بر شاخص توسعه انسانی دارد.
با توجه به تأثیر مخارج سلامت در بهبود وضعیت سلامت و اهمیت سلامت در ارتقای شاخص توسعه انسانی و به‌تبع آن افزایش رشد اقتصادی و رفاه جامعه و همچنین تأثیر عوامل نهادی و اجتماعی بر توسعه انسانی و وضعیت رفاه جامعه، هدف اصلی این مطالعه بررسی تأثیر مخارج سلامت و کیفیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا (شامل ایران نیز می‌شود) بود و این سؤالات مطرح بود که افزایش مخارج سلامت می‌تواند به‌تنهایی منجر به بهبود وضعیت رفاه در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا شود؟ تأثیر عوامل اجتماعی مانند بوروکراسی بر وضعیت رفاه در این کشورها چگونه است؟ و نهایتاً وضعیت دموکراسی در این کشورها می‌تواند کارایی مخارج سلامت در بهبود وضعیت رفاه جامعه را افزایش دهد؟ بررسی تأثیر متغیر اجتماعی مانند دموکراسی بر وضعیت رفاه جامعه و همچنین بررسی کارایی مخارج سلامت ناشی از بهبود وضعیت دموکراسی بر وضعیت رفاه، وجه تمایز مطالعه حاضر با سایر مطالعات است.
روش
مطالعه توصیفی- تحلیلی و کاربردی حاضر برای کشورهایی با شاخص توسعه انسانی بالا (شامل ایران) و با روش پانل‌دیتا با برآوردگر خطاهای استاندارد تصحیح‌شده پانل انجام شد. بر اساس رتبه‌بندی کشورها طبق HDI در سال 2019 توسط سازمان ملل متحد، 52 کشور در گروه کشورهایی با HDI بالا قرار داشتند که از بین آنها، کشورهایی که داده‌های موردنیاز مطالعه حاضر را نداشتند حذف شدند و 39 کشور به‌عنوان جامعه آماری انتخاب شدند. داده‌های موردنیاز مطالعه از نوع سری زمانی سالانه بود که برای کشورهای انتخاب‌شده در سالهای 2019-2000 از پایگاههای داده‌ای مختلف استخراج شدند. مخارج سلامت عمومی سرانه، تولید ناخالص داخلی سرانه، شاخص بازبودن تجاری، نسبت وابستگی سنی از پایگاه داده‌ای بانک جهانی (بانک جهانی، 2021)، شاخصهای دموکراسی از پایگاه داده‌ای راهنمای بین‌المللی ریسک کشوری (2021) و داده‌های HDI و IHDI از پایگاه داده‌ای سازمان ملل (a 2021) متحد استخراج شدند. برآورد مدلها و آزمونهای موردنیاز در نرم‌افزار Stata 16 صورت گرفت.
برای برآورد تأثیر مخارج سلامت عمومی و وضعیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی، ابتدا طبق مبانی نظری و مطالعات پیشین عوامل مؤثر بر وضعیت رفاه اجتماعی انتخاب و سپس ضرایب مدل برآورد شد. طبق مبانی نظری و مطالعات پیشین مخارج سلامت عمومی یکی از مهم‌ترین عوامل مؤثر بر سلامتی و رفاه اجتماعی است (رحمان و همکاران، 2018؛ کورتیس و همکاران، 2019؛ آکینلو و سولولا، 2019)؛ همچنین متغیرهای نهادی و اجتماعی مانند دموکراسی و بوروکراسی نیز بر رفاه اجتماعی مؤثر هستند (بوسما و همکاران، 2016؛ فراگ و همکاران، 2013؛ کافمن و همکاران، 2004؛ راجکومار و سواروپ، 2008). در این مطالعه برای بررسی تأثیر مخارج سلامت بر وضعیت رفاه اجتماعی از کانال متغیرهای نهادی و اجتماعی، این متغیرها در مدل مطالعه لحاظ شدند اما ازآنجایی‌که متغیر بروکراسی به لحاظ آماری معنی‌دار نبود از مدل حذف شد. طبق مطالعات پیشین عوامل دیگری نیز بر وضعیت رفاه تأثیرگذارند که مهم‌ترین آنها در قالب متغیرهای کنترلی وارد مدل شدند. ازاین‌رو مدل کلی زیر طبق مطالعات پیشین برای بررسی موضوع مطالعه در نظر گرفته شد.
Wit=αit+PHEXPit+Dit+Cit+DPHEXPit+εit
اندیس i=1,2,…,n بیانگر کشورها، t=1,2,…,n بیانگر زمان است. Wit: وضعیت رفاه اجتماعی، PHEXPit: مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از تولید ناخالص داخلی(GDP)، Dit: شاخص دموکراسی، Cit: متغیرهای کنترل، DPHEXPit: حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی و εit: اجزای اخلال مدل هستند. برای وضعیت رفاه اجتماعی متغیرهای مختلفی در مطالعات استفاده شده است. بعضی از مطالعات از شاخص توسعه انسانی (بختیاری و همکاران، 2015؛ بوسما و همکاران، 2015، گبرگزیابهر و نینو-زارازوا، 2014؛ هایل و نینو-زارازوا، 2018، پاکدامن و همکاران، 2019)، برخی دیگر از شاخص رفاه سن (پیلور و همکاران، 2013) استفاده کردند. با توجه به اینکه برخی از داده‌های موردنیاز برای محاسبه شاخص رفاه سن برای بیشتر کشورهای موردبررسی، موجود نبود ازاین‌رو این شاخص در این مطالعه استفاده نشد؛ اما از شاخص توسعه انسانی و شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری به‌عنوان شاخصهای وضعیت رفاه استفاده شد.
برای بررسی تأثیر عوامل نهادهای و اجتماعی با توجه به اینکه متغیر بروکراسی به لحاظ آماری در مدل معنی‌دار نبود، از متغیر دموکراسی استفاده شد. برای متغیرها کنترل نیز بر اساس مطالعات پیشین تولید ناخالص داخلی سرانه، شاخص باز بودن تجاری و نسبت وابستگی سنی استفاده شد. با توجه به مدل‌سازی بالا، مدلهای نهایی مطالعه به شرح زیر برآورد شدند.
مدل 1: HDIit=αit+PHEXPit+Dit+ +LNGDPit+LNOPENESSit+AGEit+DPHEXPit+εit
مدل 2: IHDIit=αit+PHEXPit+Dit+DPHEXPit+εit
HDIit: شاخص توسعه انسانی؛ که بین صفر و یک است و هرقدر به سمت یک میل پیدا کند، بیانگر توسعه‌یافتگی نیروی انسانی یک کشور است. این شاخص سه بعد کلی دارد. طول عمر توأم با سلامتی، دانش و استاندارهای زندگی. بعد طول عمر توأم با سلامتی با شاخص امید به زندگی اندازه‌گیری می‌شود که این شاخص بر اساس متغیر امید به زندگی در بدو تولد محاسبه می‌شود. بعد دانش با شاخص آموزش اندازه‌گیری می‌شود که این شاخص میانگین دو شاخص متوسط سالهای تحصیل و سالهای مورد انتظار تحصیل است و نهایتاً بعد استاندارهای زندگی با شاخص درآمد ناخالص ملی اندازه‌گیری می‌شود. شاخص توسعه انسانی میانگین هندسی سه شاخص امید به زندگی، آموزش و درآمد ناخالص ملی است.
IHDIit: شاخص توسعه انسانی تعدیل‌یافته با نابرابری؛ این شاخص به‌عنوان میانگین هندسی هر یک از شاخصهای HDI است که بر اساس نابرابری تعدیل یافته‌اند و عددی بین صفر و یک است. برای محاسبه IHDI، ابتدا نابرابری در هریک از ابعاد HDI محاسبه می‌شود که برای محاسبه این نابرابری از شاخصهای نابرابری آتکینسون استفاده می‌شود که به شرح زیر است (سازمان ملل متحد، b 2021):
Ax=1-√(n&x1…x2 )/X ̅
x1…..xn توزیعهای موردنظر در هر یک ابعاد HDI است؛ سپس بر اساس این نابرابری محاسبه‌شده (Ax)، شاخص تعدیل‌شده با نابرابری برای هر یک از ابعاد HDI به شرح ذیل محاسبه می‌شود:
I*x=(1-Ax )×Ix
نهایتاً شاخص IHDI بر اساس میانگین هندسی سه شاخص تعدیل‌شده با نابرابری آموزش، امید به زندگی و درآمد به شرح ذیل به دست می‌آید:
IHDI=(I*درآمد×I*امیدزندگی*×I*آموزش* )
PHEXPit: مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP
Dit: شاخص دموکراسی؛ این شاخص در این مطالعه بیانگر میزان پاسخگویی دولت به مردم است و از داده‌های راهنمای بین‌المللی ریسک کشوری استفاده شده است. این شاخص مقداری بین صفر و شش دارد که مقدار شش بیانگر بالاترین سطح از دموکراسی است.
LNGDPit: لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه برحسب برابری قدرت خرید
LNOPENESSit: لگاریتم طبیعی مجموع واردات و صادرات به تولید ناخالص داخلی
AGEit: نسبت وابستگی سنی، نسبت افراد کمتر از 15 سال و بالای 64 سال به افراد 64-15 سال
DPHEXPit: حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی
قبل از برآورد مدل‌بالا باید وابستگی مقطعی، پایایی متغیرها و وجود بردار هم‌جمعی بین متغیرهای مدل مشخص شود. برای بررسی وابستگی مقطعی از آزمون CD پسران (CD test) استفاده شد. در این آزمون فرض صفر عدم وابستگی مقطعی است (Pesaran, 2007). برای اطمینان از نبود ضرایب رگرسیون کاذب، آزمونهای پایایی لازم است که برای این مهم با توجه به وابستگی مقطعی از آزمون ریشه واحد پسران (CIPS test) استفاده شد. درصورتی‌که داده‌های پانلی وابستگی مقطعی داشته باشند استفاده از آزمونهای ریشه واحد پانل‌دیتا مانند: ایم، پسران و شین؛ لوین، لین و چو و فیشر دارای نتایج گمراه‌کننده‌ای خواهد بود و احتمال وقوع نتایج ریشه واحد کاذب را افزایش می‌دهد. در آزمون ریشه واحد پسران فرض صفر بیانگر ریشه واحد و یا ناپایایی متغیرهاست؛ بنابراین اگر مقدار محاسبه‌شده آزمون بزرگ‌تر از مقدار بحرانی آن باشد فرضیه صفر مبنی بر ناپایایی متغیر در سطح معنی‌داری موردنظر رد می‌شود و متغیر ایستا است.
برای بررسی هم‌جمعی بین متغیرها با توجه وابستگی مقطعی، از آزمون هم‌جمعی پانل دیتای وسترلوند (2007) استفاده شد. این آزمون هم‌جمعی در صورت وجود وابستگی مقطعی، شکست ساختاری در عرض از مبدأ و شیب رگرسیون هم‌جمعی و همچنین خودهمبستگی اجرای اخلال نتایج معتبری ارائه می‌دهد. فرض صفر این آزمون نبود رابطه هم‌جمعی است. برای آزمون فرضیه صفر، از آماره z محاسبه‌شده برای آماره‌های آزمون هم‌جمعی وسترلوند استفاده می‌شود. درصورتی‌که آماره Z محاسبه‌شده بزرگ‌تر از مقدار بحرانی آن باشد فرضیه صفر رد خواهد شد و متغیرهای مدل دارای رابطه هم‌جمعی خواهند بود. در این صورت بدون نگرانی از نتایج رگرسیون کاذب می‌تواند متغیرهای مدل را در سطح برآورد کرد.
لازم به ذکر است که آزمون هم‌جمعی وسترلوند هم برای وابستگی مقطعی و هم برای استقلال مقطعی قابل‌استفاده است. در صورت اثبات وابستگی مقطعی باید از روش بوت‌استراپ وسترلوند استفاده شود (آدنای و همکاران، 2021).
برای برآورد مدلهای مطالعه باید نسبت به پانل‌دیتا بودن و یا پولد بودن مدل تصمیم‌گیری شود؛ که برای این تصمیم از آزمون F لیمر استفاده شد. فرض صفر در این آزمون، یکسان بودن عرض از مبدأ تمام مقاطع و یا پولد بودن (تجمیعی) و فرض مقابل عرض از مبدأهای متفاوت در مقاطع یا پانل‌دیتا است. درصورتی‌که پانل‌دیتا بودن داده‌ها، انتخاب شود باید نسبت به اثرات تصادفی و یا ثابت تصمیم‌گیری شود. برای این تصمیم‌گیری از آزمون هاسمن استفاده شد. فرض صفر در این آزمون اثرات تصادفی و فرض مقابل اثرات ثابت است. مدل پانل‌دیتا امکان بررسی تأثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته برای کشورهای مختلف در داده‌های سری زمانی را امکان‌پذیر می‌کند. درصورتی‌که استفاده از مدل رگرسیونی پانل‌دیتا با اثرات ثابت تأیید شود برای اطمینان از نتایج، باید آزمون والد برای وجود ناهمسانی واریانس، آزمون ولدریج برای خودهمبستگی و آزمون وابستگی مقطعی پسران برای نبود وابستگی مقطعی اجزای اخلال بررسی شود. با توجه به اینکه در مدلهای مطالعه وجود ناهمسانی واریانس، خودهمبستگی و وابستگی مقطعی تأیید شد بنابراین برای رفع موارد مذکور از روش خطاهای استاندارد تصحیح شده پانل استفاده شد.
مطالعه حاضر به‌صورت پرسشنامه‌ای و در ارتباط مستقیم با انسان نبود و از داده‌های ثانویه استفاده شد لذا نیاز به دریافت کد اخلاق نداشت اما تمامی ملاحظات اخلاقی ازجمله شرط امانت، صداقت و عدم سرقت ادبی رعایت شد.
یافته‌ها
بر اساس آمار توصیفی، میانگین HDI برای کل کشورهای نمونه در دوره 2019-2000 برابر با 0/04± 0/70 و برای ایران برابر با 04/0 + 73/0 بود. میانگین IHDI برای کل کشورهای نمونه برابر با 06/0±58/0 و برای ایران برابر با 0/08± 0/56 بود. ایران با 78/0= HDI در سال 2019 در رتبه 70 در بین کشورهای جهان قرار داشت که با احتساب نابرابریها مقدار شاخص IHDI برابر با 69/0 شد که به رتبه 73 تنزل یافت که این تنزل در رتبه در سال قبل بیشتر بود؛ به‌طوری‌که در سال 2018 رتبه ایران با 79/0= HDI برابر با 65 بود که بر اساس 70/0=IHDI به رتبه 70 تنزل یافت؛ اما روند HDI و IHDI در طی سالها همواره صعودی بوده است. سایر آمار توصیفی متغیرهای مدل در جدول (1) ارائه شد.
جدول (1) آمار توصیفی متغیرهای مدل
| Max. | Min. | SD | M | |
| 79/0 | 57/0 | 04/0 | 70/0 | شاخص توسعه انسانی |
| 72/0 | 41/0 | 06/0 | 58/0 | شاخص توسعه انسانی تعدیل‌یافته با نابرابری |
| 97/85 | 76/34 | 48/10 | 49/54 | نسبت وابستگی سنی |
| 3 | 1 | 56/0 | 86/1 | شاخص بروکراسی |
| 43/5 | 1 | 33/1 | 65/3 | شاخص دموکراسی |
| 57/28 | 96/0 | 97/5 | 27/10 | حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی |
| 37/6 | 54/0 | 11/1 | 70/2 | مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP |
| 90/9 | 99/7 | 37/0 | 20/9 | لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه |
| 34/5 | 09/3 | 40/0 | 25/4 | لگاریتم طبیعی مجموع واردات و صادرات به تولید ناخالص داخلی |
برای بررسی وابستگی مقطعی از آزمون CD پسران استفاده شد. در این آزمون فرض صفر عدم وابستگی مقطعی است (پسران، 2007). نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران در جدول (2) ارائه شد. طبق این نتایج مقدار اماره CD از مقادیر بحرانی آن بزرگ‌تر بود و با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی بر استقلال مقطعی رد شد. بنابراین متغیرهای هر دو مدل وابستگی مقطعی داشتند. برای بررسی پایایی متغیرها با توجه به وابستگی مقطعی، استفاده از آزمونهای ریشه واحد پانلی مانند: ایم، پسران و شین؛ لوین، لین و چو و فیشر نتایج کاذب خواهد داشت. ازاین‌رو از آزمون ریشه واحد پسران با وابستگی مقطعی (CIPS) استفاده شد که نتایج در جدول (2) ارائه شد. متغیرهای شاخص توسعه انسانی، شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری و مخارج سلامت عمومی با توجه به اینکه مقدار آماره CIPS بزرگ‌تر از مقدار بحرانی در سطح معنی‌داری پنج درصد بود، ریشه واحد نداشتند و پایا بودند اما سایر متغیرها در سطح دارای ریشه واحد بودند.
جدول (2) نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران و آزمون ریشه واحد پسران CIPS
| نتایج آزمون ریشه واحد CIPS | نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران | ||||
| نتیجه | مقدار بحرانی (5%) | آماره CIPS | p | آماره CD | متغیرها |
| پایا | 11/2- | 12/2- | 00/0 | 80/86 | شاخص توسعه انسانی |
| پایا | 11/2- | 36/2- | 00/0 | 25/74 | شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری |
| پایا | 11/2- | 28/2- | 00/0 | 88/32 | مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP |
| نا پایا | 11/2- | 66/1- | 00/0 | 77/66 | لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه |
| نا پایا | 11/2- | 61/1- | 00/0 | 76/11 | لگاریتم طبیعی مجموع واردات و صادرات به تولید ناخالص داخلی |
| نا پایا | 11/2- | 69/1- | 00/0 | 40/64 | نسبت وابستگی سنی |
| نا پایا | 11/2- | 77/1- | 00/0 | 30/17 | حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی |
| نا پایا | 11/2- | 96/1 | 00/0 | 08/15 | شاخص بروکراسی |
| نا پایا | 11/2- | 43/1- | 00/0 | 14/18 | شاخص دموکراسی |
با توجه به اینکه متغیرهای هر دو مدل دارای درجات هم انباشتگی متفاوتی هستند. بنابراین بررسی هم‌جمعی بین متغیرهای هر دو مدل برای اطمینان از نبود نتایج رگرسیون کاذب ضروری است. برای بررسی هم‌جمعی از آزمون هم‌جمعی وسترلوند استفاده شد که نتایج برای مدل (1) در جدول (3) و برای مدل (2) در جدول (4) ارائه شد. همان‌طور که بیان شد فرض صفر در این آزمون عدم وجود رابطه هم‌جمعی است. طبق نتایج جدول (3)، بر اساس مقدار احتمال محاسبه‌شده برای آزمون هم‌جمعی وسترلوند بدون وابستگی مقطعی نمی‌توان اظهارنظر قطعی داشت زیرا نتایج زیاد دقیق نیست؛ اما با توجه به اینکه وابستگی مقطعی در مدل اثبات شد باید از نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند با روش بوت‌استراپ استفاده کرد که نتایج در آخرین ستون جدول (3) ارائه شد. طبق این نتایج، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود رابطه هم‌جمعی در مدل رد شد. بنابراین بین متغیرهای مدل (1) یک رابطه هم‌جمعی در بلندمدت وجود داشت و بدون نگرانی از کاذب بود نتایج رگرسیون می‌توان متغیرهای مدل را در سطح برآورد کرد. با توجه به نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند با روش بوت‌استراپ در جدول (4)، رابطه هم‌جمعی در مدل (2) نیز تأیید شد. لازم به ذکر است که با توجه به بازه زمانی این مدل، آزمون هم‌جمعی وسترلوند فقط برای 4 متغیر قابل‌اجرا بود.
جدول (3) نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند مدل (1)
| احتمال Robust | p | آماره z | مقدار آماره | آماره |
| 17/0 | 09/0 | 32/1- | 06/3- | Gt |
| 029/0 | 00/1 | 45/8 | 56/3- | Ga |
| 059/0 | 00/1 | 38/6 | 47/7- | Pt |
| 037/0 | 00/1 | 96/6 | 05/2- | Pa |
جدول (4) نتایج آزمون هم‌جمعی وسترلوند مدل (2)
| احتمال Robust | p | آماره z | مقدار آماره | آماره |
| 045/0 | 001/0> | 67/3- | 88/2- | Gt |
| 18/0 | 00/1 | 60/7 | 85/0- | Ga |
| 39/0 | 00/1 | 40/5 | 45/4- | Pt |
| 026/0 | 00/1 | 34/5 | 83/0- | Pa |
برای برآورد مدل (1) با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی باید ابتدا پانل‌دیتا یا پولد بودن مشخص شود و سپس نسبت به اثرات ثابت و یا تصادفی تصمیم‌گیری شود. نتایج F لیمر نشان داد که مقدار آماره F برابر با 17/110 بود که با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی پولد بودن داده‌ها رد شد. همچنین نتایج آزمون هاسمن برای بررسی اثرات تصادفی و یا ثابت نشان داد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 82/27 بود، با احتمال کمتر 001/0 فرضیه صفر مبنی بر اثرات تصادفی رد شد؛ بنابراین مدل پانل با اثرات ثابت پذیرفته شد. مدل (1) به‌صورت پانل با اثرات ثابت با روش حداقل مربعات معمولی برآورد شد. برای خوبی برازش مدل، آزمون والد برای وجود ناهمسانی واریانس، آزمون ولدریج برای خودهمبستگی و آزمون وابستگی مقطعی پسران برای اجزای اخلال بررسی شد. نتایج آزمون والد نشان داد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 96/27989 بود که با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانسهای مدل رد شد. همچنین آزمون ولدریج نشان داد که مقدار آماره F برابر با 23/138 بود که با احتمال کمتر از 001/0 حاکی از وجود خودهمبستگی در مدل بود. نتایج آزمون وابستگی مقطعی پسران نیز بیانگر وابستگی مقطعی اجزای اخلال بود؛ بنابراین برای رفع موارد مذکور، مدل مجدد با روش خطاهای استاندارد تصحیح شده پانل برآورد شد و موارد مطرح‌شده برطرف شد. نتایج تخمین مدل (1) در جدول (5) ارائه شد. نتایج نشان داد که مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP، شاخص باز بودن تجاری در سطح معنی‌داری 1% و GDP سرانه، نسبت وابستگی سنی و وضعیت دموکراسی در سطح معنی‌داری پنج درصد به لحاظ آماری معنی‌دار بودند و حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و شاخص دموکراسی به لحاظ آماری معنی‌دار نشد. با افزایش یک درصد در مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP، میزان HDI، 26/0 درصد افزایش یافت و یک واحد افزایش در لگاریتم GDP میزان HDI را به‌اندازه 02/9 درصد افزایش داد. ضریب باز بودن تجاری تأثیر مثبت بر میزان HDI داشت به‌طوری‌که هر واحد افزایش در نسبت مجموع واردات به صادرات به GDP منجر به افزایش HDI به میزان 08/0 درصد شد. بهبود وضعیت دموکراسی نیز تأثیر مثبت بر افزایش HDI داشت به‌طوری‌که بهبود یک واحد در وضعیت دموکراسی موجب بهبود HDI به میزان 17/0 درصد شد.
جدول (5) نتایج برآورد مدلها با روش خطاهای استاندارد تصحیح‌شده پانل
| مدل (2)، متغیر وابسته IHDI | مدل (1)، متغیر وابسته HDI | |||
| p | ضرایب | p | ضرایب | متغیرها |
| 02/0 | 00342/0 | 08/0 | 00265/0 | مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP |
| 00/0 | 09026/0 | لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی سرانه | ||
| 06/0 | 0008/0 | لگاریتم طبیعی مجموع واردات و صادرات به تولید ناخالص داخلی | ||
| 00/0 | 00160/0- | نسبت وابستگی سنی | ||
| 63/0 | 00092/0 | 04/0 | 00171/0 | شاخص دموکراسی |
| 00/0 | 00151/0 | 61/0 | 00018/0 | حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی |
| 00/0 | 55413/0 | 07/0 | 05133/0- | عرض از مبدأ |
برای برآورد مدل (2) نیز آزمون هاسمن برای بررسی اثرات تصادفی و یا ثابت انجام شد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 29/42 بود و با احتمال کمتر 001/0 فرضیه صفر مبنی بر اثرات تصادفی رد شد؛ بنابراین مدل (2) نیز به‌صورت پانل با اثرات ثابت برآورد شد. نتایج آزمون والد نشان داد که مقدار آماره کای‌دو برابر با 15/5456 بود که با احتمال کمتر از 001/0 فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانسهای مدل رد شد. همچنین آزمون ولدریج نشان داد که مقدار آماره F برابر با 11/151 بود که با احتمال کمتر از 001/0 حاکی از وجود خودهمبستگی در مدل بود. بنابراین برای رفع خودهمبستگی و ناهمسانی، مدل مجدد با روش خطاهای استاندارد تصحیح شده پانل برآورد و نتایج در جدول (5) ارائه شد. طبق نتایج جدول (5) مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و شاخص دموکراسی به لحاظ آماری در سطح پنج درصد معنی‌دار بودند و ارتباط مستقیم با IHDI داشتند. به‌طوری‌که افزایش یک درصد در نسبت مخارج سلامت عمومی به GDP منجر به افزایش IHDI به میزان 34/0 درصد شد. همچنین با افزایش حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به GDP و شاخص دموکراسی، IHDI، 15/0 درصد افزایش یافت. شاخص دموکراسی به لحاظ آماری در مدل معنی‌دار نشد و درنتیجه نتایج قابل تفسیر نبود.
بحث
در این مطالعه تأثیر مخارج سلامت عمومی و وضعیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا موردبررسی قرار گرفت که برای این هدف از روش پانل‌دیتا با برآوردگر خطاهای استاندارد تصحیح‌شده پانل استفاده شد. برای متغیر رفاه اجتماعی از شاخصهای HDI و IHDI استفاده شد. میانگین HDI ایران طی دوره 2019-2000 از میانگین سایر کشورهای نمونه با HDI بالا، بیشتر بود اما میانگین IHDI ایران از همان کشورها کمتر بود که نشان داد اگرچه ایران وضعیت بهتری در حوزه‌های سلامت، آموزش و تولید نسبت به سایر کشورها با HDI بالا دارد اما با لحاظ نابرابری در این حوزه‌ها، وضعیت ایران نسبت به سایر کشورها تنزل می‌یابد. بنابراین نابرابری در ابعاد توسعه انسانی در ایران نسبت به سایر کشورهای با HDI بالا، بیشتر است. مطالعات پیشین نیز نابرابری در حوزه سلامت را بیان کردند (هنرمند و همکاران، 2017). نتایج نشان داد که افزایش مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP تأثیر مثبت برافزایش HDI و IHDI داشت که منطبق با مبانی نظری و مطالعات پیشین بود؛ همچنین مطالعات پیشین نشان دادند که افزایش مخارج سلامت به GDP تأثیر مثبت بر افزایش توسعه انسانی دارد. هایل و نینو-زارازوا (2018) نشان دادند که افزایش مخارج اجتماعی به GDP تأثیر مثبت به میزان 033/0 بر HDI و 015/0 بر IHDI دارند همچنین مخارج سلامت به GDP نیز تأثیری به میزان 003/0 بر IHDI دارد. گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) نشان دادند که تأثیر مخارج اجتماعی به GDP بر IHDI به میزان 009/0 است. بختیاری و همکاران (2015) نشان دادند که افزایش مخارج سلامت عمومی به GDP به میزان 68/0 درصد در کشورهای توسعه‌یافته و 31/7 درصد در کشورهای درحال‌توسعه بر HDI تأثیر داشت و بارونی و همکاران (2015) نیز بیان کردند که مخارج سلامت کل، دولتی و خصوصی تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی دارند و این تأثیر در کشورهای با سطح درآمد پایین بیشتر است؛ همچنین صنعتگران و همکاران (2019) نیز برای ایران نشان دادند که مخارج دولت در آموزش و سلامت تأثیر مثبت بر شاخص توسعه انسانی در ایران دارد.
کشورهایی که HDI بالاتری دارند درصد بیشتری از سرانه تولید ناخالص داخلی خود را برای مراقبتهای سلامت هزینه می‌کنند و وضعیت سلامت بهتری دارند نسبت به کشورهایی که هزینه کمتری برای مراقبتهای بهداشتی دارند (نوهو و همکاران، 2018). طبق مبانی نظری افزایش مخارج سلامت منجر به بهبود وضعیت سلامت و بهبود وضعیت سلامت از طریق افزایش کارایی افراد منجر به بهبود توسعه انسانی می‌شود. همچنین افزایش مخارج سلامت عمومی از طریق افزایش سرمایه‌گذاریهای زیرساخت در حوزه سلامت و آموزش می‌تواند منجر به بهبود وضعیت HDI شود. تأثیر مخارج سلامت بر وضعیت سلامت بر نظریه گروسمن استوار است. گروسمن بیان می‌کند که با افزایش سن، موجودی سلامت هر فرد کاهش می‌یابد ولی با سرمایه‌گذاری در سلامت و مراقبتهای درمانی افزایش خواهد یافت (شهرکی و قادری، 2019). در سالهای اخیر نیز دولتها سهم بیشتری از بودجه ملی را صرف مخارج عمومی سلامت کردند تا بتوانند هزینه‌های سلامت افراد جامعه و پرداخت از جیب را کاهش دهند (سو دانگ و همکاران، 2015) و وضعیت سلامت و رفاه جامعه را بهبود بخشند. به‌طورکلی سه دلیل برای مداخله دولت در بازار سلامت وجود دارد؛ تولید بهینه کالاها و خدمات عمومی، کاهش نابرابری درآمدی و اعطای یارانه سلامت به افراد نیازمند و یا خرید بیمه سلامت برای آنها که سرمایه‌گذاری دولتها در هرکدام از این موارد می‌تواند وضعیت سلامت را بهبود بخشد. همچنین بخش سلامت با بیماریهای جدید و ناشناخته نیز روبه‌رو است که کشف و درمان آنها نیازمند فناوریهای جدید و گران‌قیمت است. ازاین‌رو سرمایه‌گذاری دولتها در بخشهای زیرساختی سلامت، بهبود و ارتقاء فناوریهای حوزه سلامت منجر به بهبود وضعیت سلامت و رفاه جامعه خواهد شد (شهرکی و قادری، 2019)؛ البته تخصیص بهینه و اثربخشی این مخارج نیز بسیار مهم است.
طبق نتایج مطالعه، ارتقای وضعیت دموکراسی تأثیر مثبت بر افزایش HDI و IHDI داشت. نتایج این مطالعه هم‌راستا با مطالعاتی است که بیان کردند عوامل و کیفیت نهادی عامل مهم در وضعیت رفاه و سلامت جامعه است. هایل و نینو-زارازا (2018) و گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) نشان دادند که بهبود وضعیت دموکراسی می‌تواند موجب افزایش IHDI شود. برای بررسی صحت نتایج نیز از شاخصهای مختلفی برای وضعیت دموکراسی استفاده کردند که همه شاخصها نتایج را تأیید کردند. بوسما و همکاران (2016) نیز برای وضعیت دموکراسی از شاخص خانه آزادی استفاده کردند که میانگین دو شاخص حقوق سیاسی و آزادیهای مدنی است و بیان کردند هرچه کیفیت نهادی بیشتر باشد، امید به زندگی بیشتر و وضعیت سلامت بهتر است. کیفیت نهادها نقش مؤثری بر بهبود وضعیت سلامت از طریق تخصیص بودجه عمومی دارند (بوسما و همکاران، 2016) همچنین نهادهای دموکراتیک تأثیر معنی‌داری بر آزادیهای سیاسی و بیان دارند (هایل و نینو-زارازا، 2018) که منجر به بهبود وضعیت رفاه اجتماعی می‌شود. سرمایه‌گذاری در کالاهای عمومی که به علت شکست بازار توسط بخش خصوصی قابل انجام نیست از طریق بهبود کیفیت نهادها به‌خصوص دولتها و وضعیت دموکراسی قابل انجام است (بوسما و همکاران، 2016؛ کافمن و همکاران، 2004). وجود دولت و مخارج آن برای بهبود توسعه انسانی و رفاه اجتماعی به خاطر وجود شکست بازار و تأمین نشدن بعضی از کالاها و خدمات سلامت توسط بخش خصوصی، نه‌تنها لازم است بلکه کیفیت مدیریت دولت به‌عنوان عامل نهادی که با حکمرانی خوب شناخته می‌شود نیز بسیار تأثیرگذار است.
بدون شک، بسیاری از هزینه‌های دولت که در راستای بهبود امور انجام می‌گیرد، درنتیجه وجود رشوه، فساد اداری و عدم نظارت، تأثیرگذاری خود را از دست می‌دهد (کلامپ و دی هان، 2013). فراگ و همکاران (2013) بیان کردند که حکمرانی خوب در کشورهای با درآمد پایین و متوسط منجر به بهبود وضعیت سلامت شده است.
برای بررسی کارایی مخارج سلامت بر رفاه اجتماعی از طریق بهبود دموکراسی در این مطالعه از حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی و شاخص دموکراسی استفاده شد. نتایج نشان داد که در یک سطح ثابت از مخارج سلامت عمومی، درصورتی‌که وضعیت دموکراسی بهتر شود، وضعیت شاخص IHDI بهتر می‌شود. به‌عبارت‌دیگر می‌توان بیان کرد که کارایی مخارج سلامت عمومی بر وضعیت توسعه انسانی و رفاه اجتماعی از طریق بهبود وضعیت دموکراسی، بیشتر خواهد بود. فرض اساسی این است که با آزادیهای سیاسی بیشتر و وجود راهکارهایی برای آزادی بیان، چانه‌زنی بین گروههای اقتصادی- اجتماعی و سیاسی منجر به تخصیص بهتر منابع می‌شود؛ بنابراین با فرض ثبات سایر شرایط، در کشورهای با نهادهای دموکراتیک قوی‌تر و با وضعیت دموکراسی بالاتر مخارج سلامت عمومی بسیار کاراتر خواهد بود (هایل و نینو-زارازا، 2018). به‌عبارت‌دیگر تأثیر مخارج سلامت عمومی بر توسعه انسانی و رفاه اجتماعی به کارایی عوامل نهادی و اجتماعی در تخصیص منابع سلامت مرتبط است. بوسما و همکاران (2016) برای کیفیت نهادی از شاخص خانه آزادی استفاده و بیان کردند هرچه کیفیت نهادی بهتر باشد اثربخشی مخارج سلامت بر وضعیت سلامت بیشتر است. هایل و نینو-زارازا (2018) نشان دادند که حاصل‌ضرب مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP و شاخص دموکراسی به لحاظ آماری معنی‌دار نیست و نمی‌توان نتیجه قطعی بیان کرد. بعضی از مطالعات نیز بیان کردند که کارایی مخارج سلامت بر وضعیت سلامت ارتباط مستقیمی با وضعیت حکمرانی خوب دارد. فراگ و همکاران (2013) بیان کردند که حکمرانی خوب باعث افزایش تأثیر مخارج سلامت عمومی شده است. به‌عبارت‌دیگر مخارج عمومی در صورت پایین بودن شاخصهای حکمرانی کارایی لازم را نخواهند داشت. راجکومار و اسواروپ (2008) نیز نشان دادند که افزایش هزینه‌های عمومی درزمینه سلامت و آموزش منجر به بهبود وضعیت آموزش و سلامت در کشورهایی خواهد شد که حکمرانی خوب دارند و لازاروا و موسکا (2008) برای 112 کشور با سطوح درآمدی مختلف نشان دادند که کشورهایی که سطح درآمد بالایی داشتند، کارایی دولت تأثیر مثبت برافزایش امید به زندگی داشته است.
نتایج نشان داد که افزایش لگاریتم GDP منجر به افزایش HDI و IHDI در کشورهای با توسعه انسانی بالا می‌شود. این نتیجه هم‌راستا با مطالعات پیشین است. هایل و نینو-زارازا (2018) و گبرگزیابهر و نینو-زارازوا (2014) بیان کردند که در کشورهای با درآمد متوسط و پایین لگاریتم GDP تأثیر مثبت بر HDI و IHDI دارد. بختیاری و همکاران (2015) بیان کردند که افزایش درآمد سرانه در کشورهای درحال‌توسعه و توسعه‌یافته منجر به توسعه و رفاه شده است. GDP و درآمد یک کشور عامل مهم در بهبود وضعیت سلامت و رفاه جامعه است. تولید و درآمد سرانه بالاتر، ارتقاء توسعه انسانی را از طریق بهبود وضعیت زندگی شامل دسترسی به آب آشامیدنی، مراقبتهای سلامت و تغذیه مناسب موجب می‌شود. همچنین درآمد سرانه بالاتر قدرت خرید بیشتر و سطح آموزش بالاتر را ایجاد می‌کند که می‌تواند به‌طور مستقیم کمیت و کیفیت مراقبتهای بهداشتی و توسعه انسانی را بهبود بخشد (عسکری و بادپا، 2015؛ شهرکی و قادری، a 2020). لازم به ذکر است که افزایش رشد اقتصادی لزوماً منجر به افزایش توسعه و رفاه نمی‌شود؛ باید توجه داشت که نرخ رشد GDP و به همین ترتیب، درآمد سرانه به‌تنهایی نمی‌توانند توضیح‌دهنده این موضوع باشند که چگونه منافع ایجادشده از رشد اقتصادی بلندمدت در بین بخشهای مختلف جامعه توزیع خواهند شد و توسعه و رفاه جامعه را تحت تأثیر قرار خواهند داد؛ درنتیجه چنانچه در فرآیند اقتصادی کشور تأکید سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان، صرفاً دست‌یابی به رشد بیشتر باشد، ضرورتاً توانمندیهای هر یک از بخشها موردتوجه قرار نخواهد گرفت و لذا دولتها علاوه به رشد، باید توسعه اقتصادی و اجتماعی را نیز مدنظر قرار دهند که نتیجه آن بهبود شاخصهای توسعه و رفاه در جامعه است (بختیاری و همکاران، 2015). نویسندگان در این مطالعه با بعضی محدودیتها مواجه بودند ازجمله بعضی از کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا که اطلاعات متغیرهای مدل برای آنها موجود نبود از مطالعه حذف شدند و همچنین بعضی از متغیرهای تأثیرگذار بر وضعیت رفاه اجتماعی مانند بروکراسی به لحاظ آماری در مدل معنی‌دار نبودند و از مدل حذف شدند. بازه زمانی متغیرهای مطالعه نیز محدود به سالهایی شد که داده‌های مربوطه برای همه متغیرها وجود داشت.
نتیجه‌گیری
این مطالعه با هدف بررسی تأثیر مخارج سلامت عمومی و کیفیت دموکراسی بر رفاه اجتماعی در کشورهای با شاخص توسعه انسانی بالا موردبررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد که اگرچه ایران وضعیت بهتری در حوزه‌های سلامت، آموزش و تولید نسبت به سایر کشورها با HDI بالا دارد اما با لحاظ نابرابری در این حوزه‌ها، وضعیت ایران نسبت به سایر کشورها تنزل می‌یابد. بنابراین نابرابری در ابعاد توسعه انسانی در ایران نسبت به سایر کشورهای با HDI بالا، بیشتر است که نیازمند سیاست‌گذاری و برنامه‌ریزی برای از بین بردن نابرابری در بخشهای سلامت، آموزش و تولید است. همچنین نتایج نشان داد که افزایش مخارج سلامت عمومی به‌صورت درصدی از GDP تأثیر مثبت برافزایش شاخصهای توسعه انسانی دارد. با توجه به تأثیری که مخارج سلامت عمومی از طریق بهبود وضعیت سلامت و کارایی افراد و همچنین افزایش سرمایه‌گذاریها بر بهبود توسعه انسانی و رفاه اجتماعی دارند لذا سیاستهای افزایش مخارج سلامت عمومی در راستای سرمایه‌گذاری بیشتر در زیرساختها و افزایش سطح خدمات سلامت در مناطق مختلف برای از بین بردن نابرابری، بهبود و ارتقاء فناوریهای حوزه سلامت که به مخارج عمومی وابسته است، پیشنهاد می‌شود.
ارتقای وضعیت دموکراسی تأثیر مثبت بر افزایش شاخصهای توسعه داشت. وجود دولت و مخارج آن برای بهبود توسعه انسانی و رفاه اجتماعی به خاطر وجود شکست بازار و تأمین‌نشدن بعضی از کالاها و خدمات سلامت توسط بخش خصوصی، نه‌تنها لازم است بلکه کیفیت مدیریت دولت و پاسخگویی به مردم به‌عنوان شاخصی از دموکراسی نیز بسیار تأثیرگذار است. همچنین نتایج نشان داد که در یک سطح ثابت از مخارج سلامت عمومی، درصورتی‌که وضعیت دموکراسی بهتر شود، وضعیت شاخص توسعه انسانی تعدیل با نابرابری بهتر می‌شود. به‌عبارت‌دیگر می‌توان بیان کرد که کارایی مخارج سلامت عمومی بر وضعیت توسعه انسانی و رفاه اجتماعی از طریق بهبود وضعیت دموکراسی، بیشتر خواهد بود و در کشورهای با نهادهای دموکراتیک قوی‌تر و با وضعیت دموکراسی بالاتر، مخارج سلامت عمومی بسیار کاراتر خواهد بود. بنابراین افزایش شفافیت و پاسخگویی دولت به مردم برای افزایش رفاه اجتماعی و کارایی بیشتر مخارج سلامت پیشنهاد می‌شود. افزایش تولید ناخالص داخلی اگرچه تأثیر مثبت بر رفاه اجتماعی داشت اما باید توجه کرد که اگر سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان، فقط هدف رشد اقتصادی بالاتر را دنبال کنند، ممکن است موجب نابرابری بیشتر در جامعه شود. لذا دولتها علاوه به رشد اقتصادی، باید توسعه و برابریهای اقتصادی و اجتماعی را نیز مدنظر قرار دهند که منجر به بهبود شاخصهای توسعه و رفاه در جامعه شود.
ملاحظات اخلاقی
مشارکت نویسندگان
همه نویسندگان در تهیه مقاله مشارکت داشته‌اند.
منابع مالی
برای این مقاله از شخص و یا سازمانی حمایت مالی دریافت نشده است.
تعارض منافع
نویسندگان اظهار داشتند که تضاد منافعی وجود ندارد.
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
در مطالعه حاضر تمامی ملاحظات اخلاقی ازجمله شرط امانت، صداقت و عدم سرقت ادبی رعایت شده است.
Adeneye, Y. B., Jaaffar, A. H., Ooi, C. A., & Ooi, S. K. (2021). Nexus Between Carbon Emissions, Energy Consumption, Urbanization and Economic Growth in Asia: Evidence From Common Correlated Effects Mean Group Estimator (CCEMG). Frontiers in Energy Research, 8(415). doi:10.3389/fenrg.2020.610577
Akinlo, A. E., & Sulola, A. O. (2019). Health care expenditure and infant mortality in sub-Saharan Africa. Journal of Policy Modeling, 41(1), 168-178. doi:https://doi.org/10.1016/j.jpolmod.2018.09.001
Asgari, H., & Badpa, B. (2015). The effects of public and private health care expenditure on health status in Iran. journal of ilam university of medical sciences, 23(5), 36-46 [In Persian].
Bakhtiari, S., Moayed Far, R., & Sarkhosh Sara, A. (2015). Analysis of the Impacts of Government Expenditure Components on the Development and welfare: Comparative Analysis of Selected Developed and Developing Countries. Journal Of Economics and Regional Development, 21(8), 23-51[In Persian]. doi:10.22067/erd.v21i8.43874
Barouni, M., Harati Khalilabad, T., & Harati, J. (2015). The Effect of Health Expenditure on Human Development Index in Selected Countries with High, Middle and Low Income Levels: 2000-2010. Journal Of Healthcare Management (Journal Of Health System), 6(2), 81-91[In Persian].
Biadgilign, S. et al. (2019). Good governance, public health expenditures, urbanization and child undernutrition Nexus in Ethiopia: an ecological analysis. BMC Health Serv Res, 19(1), 1-40. doi:10.1186/s12913-018-3822-2
Bousmah, M. A., Ventelou, B., & Abu-Zaineh, M. (2016). Medicine and democracy: The importance of institutional quality in the relationship between health expenditure and health outcomes in the MENA region. Health Policy, 120(8), 928-935. doi:10.1016/j.healthpol.2016.06.005
Curtis, D. S., Fuller-Rowell, T. E., Vilches, S., Vonasek, J., & Wells, N. M. (2019). Associations between local government expenditures and low birth weight incidence: Evidence from national birth records. Preventive Medicine Reports, 16, 100985. doi:https://doi.org/10.1016/j.pmedr.2019.100985
Farag, M. et al. (2013). Health expenditures, health outcomes and the role of good governance. Int J Health Care Finance Econ, 13(1), 33-52. doi:10.1007/s10754-012-9120-3
Filmer, D., Hammer, J. S., & Pritchett, L. H. (2000). Weak Links in the Chain. World Bank Research Observer, 15(2), 199-224. doi:10.1093/wbro/15.2.199
Gebregziabher, F., & Niño-Zarazúa, M. (2014). Social Spending and Aggregate Welfare in Developing and Transition Economies. World Institute for Development Economics Research, WIDER Working Paper 2014/082, 1-51.
Gomanee, K., Morrissey, O., Mosley, P., & Verschoor, A. (2005). Aid, Government Expenditure, and Aggregate Welfare. World Development, 33(3), 355-370. doi:https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2004.09.005
Grossman, M. (1972). On the Concept of Health Capital and the Demand for Health. Journal of Political Economy, 80(2), 223-255.
Hadian, M., Tajvar, M., Yekani Nejad, M., & Arab, M. (2020). Inequality-Adjusted Human Development Index as an Important Predictor of Deaths Caused by Non-Communicable Diseases in the World and Iran: An Ecological Study. Iranian Journal of Epidemiology, 16(2), 122-133[In Persian].
Haile, F., & Niño-Zarazúa, M. (2018). Does Social Spending Improve Welfare in Low-income and Middle-income Countries? Journal of International Development, 30(3), 367-398. doi:https://doi.org/10.1002/jid.3326
Homaie Rad, E. et al. (2013). Comparison of the Effects of Public and Private Health Expenditures on the Health Status: a Panel Data Analysis in Eastern Mediterranean Countries. International journal of health policy and management, 1(2), 163-167. doi:10.15171/ijhpm.2013.29
Honarmand, R., Mozhdehifard, M., & Kavosi, Z. (2017). Geographic distribution indices of general practitioners, midwives, pediatricians, and gynecologists in the public sector of Iran. Electronic physician, 9(6), 4584-4589. doi:10.19082/4584
Kaufmann, D., Kraay, A., & Massimo, M. (2004). Governance Matters III: Governance Indicators for 1996, 1998, 2000, and 2002. The World Bank Economic Review, 18(2), 253-287.
Klomp, J., & de Haan, J. (2013). Political Regime and Human Capital: A Cross-Country Analysis. Social Indicators Research, 111(1), 45-73. doi:10.1007/s11205-011-9983-6
Lazarova, E. A., & Mosca, I. (2008). Does governance matter for aggregate health capital? Applied Economics Letters, 15(3), 199-202. doi:10.1080/13504850600721916
Novignon, J., Olakojo, S. A., & Nonvignon, J. (2012). The effects of public and private health care expenditure on health status in sub-Saharan Africa: new evidence from panel data analysis. Health economics review, 2(1), 1-8.
Nuhu, K. M., McDaniel, J. T., Alorbi, G. A., & Ruiz, J. I. (2018). Effect of healthcare spending on the relationship between the Human Development Index and maternal and neonatal mortality. International Health, 10(1), 33-39. doi:10.1093/inthealth/ihx053
Pakdaman, M., Askari, R., Jam Barsang, S., Ranjbar, M., & Ameli, E. (2019). The Effect of Health Expenditure on Human Development Index (HDI) in Iran, 2001–2014. Qom Univ Med Sci J, 13(10), 26-33[In Persian]. doi:10.29252/qums.13.10.26
Pesaran, M. H. (2007). A simple panel unit root test in the presence of cross-section dependence. Journal of Applied Econometrics, 22(2), 265-312. doi:https://doi.org/10.1002/jae.951
Pilvar, M., Rafiey, H., & Abbasian, E. (2013). Relationship Between Social Welfare In Iran And Oil Revenues During 1374-1388. Social Welfare, 13(49), 57-87[In Persian].
Rahman, M. M., Khanam, R., & Rahman, M. (2018). Health care expenditure and health outcome nexus: new evidence from the SAARC-ASEAN region. Globalization and Health, 14(1), 113. doi:10.1186/s12992-018-0430-1
Rajkumar, A. S., & Swaroop, V. (2008). Public spending and outcomes: Does governance matter? Journal of Development Economics, 86(1), 96-111. doi:https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2007.08.003
Razmi, M. J., Abbasian, E., & Mohammadi, S. (2012). Investigating the Effect of Government Health Expenditure on HDI in Iran. Journal of Knowledge Management, Economics and Information Technology, 2(5).
Rezapour, A., Alipour, S., Alipour, V., & Soleymani Movahed, M. (2019). Convergence of Per Capita Health Expenditures and Health Outcomes in Countries of the Economic Cooperation Organization. Journal Of Healthcare Management (Journal Of Health System), 9(4), 27-41 In Persian].
Romer, D. (2005). Advanced Macroeconomics (3th ed.). New York: McGraw Hill.
Sanatgaran, S., Mousaei, M., & Kazemipour, S. (2019). The Role of Government and Household Education Spending on Human Development in Iran. Journal Of Iranian Social Development Studies (JISDS), 11(1), 7-19[In Persian].
Shahabadi, A., & Arghand, H. (2019). The Effects of Economic Complexity on Social Welfare in Selected Developing Countries. Journal Of Iranian Social Development Studies (IJTS), 23(89), 89-122.
Shahraki, M. (2019). Public and private health expenditure and life expectancy in Iran. Journal of the Iranian Institute for Health Sciences Research, 18(3), 221-230[In Persian].
Shahraki, M., & Ghaderi, S. (2019). Investigating the Causal Relationship between Public Health Expenditure and Health Status; Panel Vector Auto-Regression Model. Health Research Journal, 4(4), 220-226[In Persian].
Shahraki, M., & Ghaderi, S. (2020a). Effect of Health Resources on Health Status in Iran. Hakim Research Journal, 23(1), 122-129[In Persian].
Shahraki, M., & Ghaderi, S. (2020b). Estimating the Share and Elasticity of Substitution for Public and Private Health Expenditures in Iran. Management Strategies in Health System, 5(1), 11-22[in Persian]. doi:10.18502/mshsj.v5i1.3273
Su-Dong, L., Junghye, L., & Chi-Hyuck, J. (2015). Causality Analysis for Public and Private Expenditures on Health Using Panel Granger-Causality Test. Industrial Engineering & Management Systems, 14(1), 104-110.
The International Country Risk Guide (ICRG). (2021). Prepared ICRG Datasets. Retrieved from https://epub.prsgroup.com/prepared-icrg-datasets
United Nations Development Programme. (2021a). Human Development Data Center. Retrieved from http://hdr.undp.org/en/data
United Nations Development Programme. (2021b). Inequality-adjusted Human Development Index (IHDI). Retrieved from http://hdr.undp.org/en/content/inequality-adjusted-human-development-index-ihdi
Westerlund, J. (2007). Testing for Error Correction in Panel Data*. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 69(6), 709-748. doi:https://doi.org/10.1111/j.1468-0084.2007.00477.x
Wood, G., & Gough, I. (2006). A Comparative Welfare Regime Approach to Global Social Policy. World Development, 34(10), 1696-1712. doi:https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2006.02.001
World Bank. (2021). World Bank Indicators. Retrieved from https://data.worldbank.org/
Akinlo, A. E., & Sulola, A. O. (2019). Health care expenditure and infant mortality in sub-Saharan Africa. Journal of Policy Modeling, 41(1), 168-178. doi:https://doi.org/10.1016/j.jpolmod.2018.09.001
Asgari, H., & Badpa, B. (2015). The effects of public and private health care expenditure on health status in Iran. journal of ilam university of medical sciences, 23(5), 36-46 [In Persian].
Bakhtiari, S., Moayed Far, R., & Sarkhosh Sara, A. (2015). Analysis of the Impacts of Government Expenditure Components on the Development and welfare: Comparative Analysis of Selected Developed and Developing Countries. Journal Of Economics and Regional Development, 21(8), 23-51[In Persian]. doi:10.22067/erd.v21i8.43874
Barouni, M., Harati Khalilabad, T., & Harati, J. (2015). The Effect of Health Expenditure on Human Development Index in Selected Countries with High, Middle and Low Income Levels: 2000-2010. Journal Of Healthcare Management (Journal Of Health System), 6(2), 81-91[In Persian].
Biadgilign, S. et al. (2019). Good governance, public health expenditures, urbanization and child undernutrition Nexus in Ethiopia: an ecological analysis. BMC Health Serv Res, 19(1), 1-40. doi:10.1186/s12913-018-3822-2
Bousmah, M. A., Ventelou, B., & Abu-Zaineh, M. (2016). Medicine and democracy: The importance of institutional quality in the relationship between health expenditure and health outcomes in the MENA region. Health Policy, 120(8), 928-935. doi:10.1016/j.healthpol.2016.06.005
Curtis, D. S., Fuller-Rowell, T. E., Vilches, S., Vonasek, J., & Wells, N. M. (2019). Associations between local government expenditures and low birth weight incidence: Evidence from national birth records. Preventive Medicine Reports, 16, 100985. doi:https://doi.org/10.1016/j.pmedr.2019.100985
Farag, M. et al. (2013). Health expenditures, health outcomes and the role of good governance. Int J Health Care Finance Econ, 13(1), 33-52. doi:10.1007/s10754-012-9120-3
Filmer, D., Hammer, J. S., & Pritchett, L. H. (2000). Weak Links in the Chain. World Bank Research Observer, 15(2), 199-224. doi:10.1093/wbro/15.2.199
Gebregziabher, F., & Niño-Zarazúa, M. (2014). Social Spending and Aggregate Welfare in Developing and Transition Economies. World Institute for Development Economics Research, WIDER Working Paper 2014/082, 1-51.
Gomanee, K., Morrissey, O., Mosley, P., & Verschoor, A. (2005). Aid, Government Expenditure, and Aggregate Welfare. World Development, 33(3), 355-370. doi:https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2004.09.005
Grossman, M. (1972). On the Concept of Health Capital and the Demand for Health. Journal of Political Economy, 80(2), 223-255.
Hadian, M., Tajvar, M., Yekani Nejad, M., & Arab, M. (2020). Inequality-Adjusted Human Development Index as an Important Predictor of Deaths Caused by Non-Communicable Diseases in the World and Iran: An Ecological Study. Iranian Journal of Epidemiology, 16(2), 122-133[In Persian].
Haile, F., & Niño-Zarazúa, M. (2018). Does Social Spending Improve Welfare in Low-income and Middle-income Countries? Journal of International Development, 30(3), 367-398. doi:https://doi.org/10.1002/jid.3326
Homaie Rad, E. et al. (2013). Comparison of the Effects of Public and Private Health Expenditures on the Health Status: a Panel Data Analysis in Eastern Mediterranean Countries. International journal of health policy and management, 1(2), 163-167. doi:10.15171/ijhpm.2013.29
Honarmand, R., Mozhdehifard, M., & Kavosi, Z. (2017). Geographic distribution indices of general practitioners, midwives, pediatricians, and gynecologists in the public sector of Iran. Electronic physician, 9(6), 4584-4589. doi:10.19082/4584
Kaufmann, D., Kraay, A., & Massimo, M. (2004). Governance Matters III: Governance Indicators for 1996, 1998, 2000, and 2002. The World Bank Economic Review, 18(2), 253-287.
Klomp, J., & de Haan, J. (2013). Political Regime and Human Capital: A Cross-Country Analysis. Social Indicators Research, 111(1), 45-73. doi:10.1007/s11205-011-9983-6
Lazarova, E. A., & Mosca, I. (2008). Does governance matter for aggregate health capital? Applied Economics Letters, 15(3), 199-202. doi:10.1080/13504850600721916
Novignon, J., Olakojo, S. A., & Nonvignon, J. (2012). The effects of public and private health care expenditure on health status in sub-Saharan Africa: new evidence from panel data analysis. Health economics review, 2(1), 1-8.
Nuhu, K. M., McDaniel, J. T., Alorbi, G. A., & Ruiz, J. I. (2018). Effect of healthcare spending on the relationship between the Human Development Index and maternal and neonatal mortality. International Health, 10(1), 33-39. doi:10.1093/inthealth/ihx053
Pakdaman, M., Askari, R., Jam Barsang, S., Ranjbar, M., & Ameli, E. (2019). The Effect of Health Expenditure on Human Development Index (HDI) in Iran, 2001–2014. Qom Univ Med Sci J, 13(10), 26-33[In Persian]. doi:10.29252/qums.13.10.26
Pesaran, M. H. (2007). A simple panel unit root test in the presence of cross-section dependence. Journal of Applied Econometrics, 22(2), 265-312. doi:https://doi.org/10.1002/jae.951
Pilvar, M., Rafiey, H., & Abbasian, E. (2013). Relationship Between Social Welfare In Iran And Oil Revenues During 1374-1388. Social Welfare, 13(49), 57-87[In Persian].
Rahman, M. M., Khanam, R., & Rahman, M. (2018). Health care expenditure and health outcome nexus: new evidence from the SAARC-ASEAN region. Globalization and Health, 14(1), 113. doi:10.1186/s12992-018-0430-1
Rajkumar, A. S., & Swaroop, V. (2008). Public spending and outcomes: Does governance matter? Journal of Development Economics, 86(1), 96-111. doi:https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2007.08.003
Razmi, M. J., Abbasian, E., & Mohammadi, S. (2012). Investigating the Effect of Government Health Expenditure on HDI in Iran. Journal of Knowledge Management, Economics and Information Technology, 2(5).
Rezapour, A., Alipour, S., Alipour, V., & Soleymani Movahed, M. (2019). Convergence of Per Capita Health Expenditures and Health Outcomes in Countries of the Economic Cooperation Organization. Journal Of Healthcare Management (Journal Of Health System), 9(4), 27-41 In Persian].
Romer, D. (2005). Advanced Macroeconomics (3th ed.). New York: McGraw Hill.
Sanatgaran, S., Mousaei, M., & Kazemipour, S. (2019). The Role of Government and Household Education Spending on Human Development in Iran. Journal Of Iranian Social Development Studies (JISDS), 11(1), 7-19[In Persian].
Shahabadi, A., & Arghand, H. (2019). The Effects of Economic Complexity on Social Welfare in Selected Developing Countries. Journal Of Iranian Social Development Studies (IJTS), 23(89), 89-122.
Shahraki, M. (2019). Public and private health expenditure and life expectancy in Iran. Journal of the Iranian Institute for Health Sciences Research, 18(3), 221-230[In Persian].
Shahraki, M., & Ghaderi, S. (2019). Investigating the Causal Relationship between Public Health Expenditure and Health Status; Panel Vector Auto-Regression Model. Health Research Journal, 4(4), 220-226[In Persian].
Shahraki, M., & Ghaderi, S. (2020a). Effect of Health Resources on Health Status in Iran. Hakim Research Journal, 23(1), 122-129[In Persian].
Shahraki, M., & Ghaderi, S. (2020b). Estimating the Share and Elasticity of Substitution for Public and Private Health Expenditures in Iran. Management Strategies in Health System, 5(1), 11-22[in Persian]. doi:10.18502/mshsj.v5i1.3273
Su-Dong, L., Junghye, L., & Chi-Hyuck, J. (2015). Causality Analysis for Public and Private Expenditures on Health Using Panel Granger-Causality Test. Industrial Engineering & Management Systems, 14(1), 104-110.
The International Country Risk Guide (ICRG). (2021). Prepared ICRG Datasets. Retrieved from https://epub.prsgroup.com/prepared-icrg-datasets
United Nations Development Programme. (2021a). Human Development Data Center. Retrieved from http://hdr.undp.org/en/data
United Nations Development Programme. (2021b). Inequality-adjusted Human Development Index (IHDI). Retrieved from http://hdr.undp.org/en/content/inequality-adjusted-human-development-index-ihdi
Westerlund, J. (2007). Testing for Error Correction in Panel Data*. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 69(6), 709-748. doi:https://doi.org/10.1111/j.1468-0084.2007.00477.x
Wood, G., & Gough, I. (2006). A Comparative Welfare Regime Approach to Global Social Policy. World Development, 34(10), 1696-1712. doi:https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2006.02.001
World Bank. (2021). World Bank Indicators. Retrieved from https://data.worldbank.org/
نوع مطالعه: اصیل |
موضوع مقاله:
رفاه اجتماعی
دریافت: 1400/2/13 | پذیرش: 1400/6/17 | انتشار: 1400/9/2
دریافت: 1400/2/13 | پذیرش: 1400/6/17 | انتشار: 1400/9/2
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
تماس با ما
فصلنامه رفاه اجتماعی
تهران، اوین، بلوار دانشجو، خ کودکیار، دانشگاه علوم بهزیستی و توانبخشی، ساختمان فارابی
تلفن دفتر نشریه: 02171732851
وب سایت: http://refahj.uswr.ac.ir
ایمیل: refahj@uswr.ac.ir
