دوره 24، شماره 93 - ( 4-1403 )
جلد 24 شماره 93 صفحات 85-49 |
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:
Vafaei E, pendar M, Javaheri A. (2024). Investigating the Impact of Urbanization on the Level of Social Welfare in Different Provinces of Iran. refahj. 24(93), : 2 doi:10.32598/refahj.24.93.4298.1
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-4172-fa.html
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-4172-fa.html
وفائی الهام، پندار مهدی، جواهری اژین. بررسی تأثیر شهرنشینی بر سطح رفاه اجتماعی در استانهای ایران رفاه اجتماعی 1403; 24 (93) :85-49 10.32598/refahj.24.93.4298.1
متن کامل [PDF 627 kb]
(1462 دریافت)
| چکیده (HTML) (1427 مشاهده)
متن کامل: (200 مشاهده)
مقدمه
رفاه جزء اساسی‌ترین نیازهای اجتماعی جامعه است که افراد جامعه باید از آن برخوردار باشند. ازاین‌رو، با شناخت این مهم توسط اقتصاددانان و سیاست‌گذاران، عوامل مؤثر بر رفاه افراد همچون شهرنشینی و ... موردتوجه آنان قرار گرفته و برنامه‌های توسعه اقتصادی از برنامه‌ریزی بخشی به برنامه‌ریزی منطقه‌ای گرایش پیدا کرده است (وفائی و همکاران، 2017). رفاه همواره دارای دو بعد مادی و معنوی است که بعد مادی آن مربوط به نیازهای اولیه و اساسی همچون خوراک، پوشاک، بهداشت، مسکن و ... است و بعد معنوی آن مباحثی همچون برخورداری از حقوق انسانی، سیاسی، اجتماعی و اقتصادی و حمایت قانونی از تمام افراد است. این مفاهیم از پیش‌فرضهای موردنیاز برای توسعه شهرنشینی هستند، به‌طوری‌که بدون دستیابی به این اهداف ایجاد شهرها ممکن نیست. به‌بیان‌دیگر چنانچه شهرنشینی موجب رفاه و تأمین اجتماعی ساکنان نشود، کارآمد نیست (فرهمند و همکاران، 2012).
از نگاه شهروندان افزایش و تفاوت سطح رفاه بین شهر و روستا از دلایل گسترش شهرها است. شهرنشینی فرآیندی است که در آن تغییراتی در سازمان اجتماعی سکونتگاههای انسانی به وجود می‌آید که حاصل افزایش، تمرکز و تراکم جمعیت است. از نظر سازمانی، در شهرنشینی دگرگونیهایی در ساخت اجتماعی - اقتصادی و کارکردهای جمعیتی ظاهر می‌شود (موسوی شال، 2021).
شهرنشینی نتیجه واقعی از توسعه است؛ زیرا همان‌طور که کشورها توسعه می‌یابند، نسبت شهروندانی که در مناطق شهری زندگی می‌کنند، با انتقال جمعیـت از منـاطق روستایی به شهرها نیز افزایش می‌یابد. یـک دلیـل بـرای شهرنشـینی رو بـه رشـد در سراسر جهان، تنوع قابل‌توجه ثروت و منابع، در تمـام شـهرهای مختلـف اسـت (سید نورانی و راجی اسدآبادی، 2020).
در حقیقت، می‌توان بیان داشت که یکی از اهداف اساسی توسعه، دستیابی به رفاه اجتماعی همگانی است (وفائی و همکاران، 2018) و یکی از مهم‌ترین پدیده‌های ناشی از توسعه اقتصادی و صنعتی‌شدن کشورها رشد شهرنشینی و جمعیت ساکن در شهرها است. یکی از عوامل مؤثر بر این موضوع تمرکز و تجمیع کارگاهها و بنگاههای صنعتی و تولیدی در مراکز شهری است که نیروی کار روستایی برای برخورداری از شغل و درآمد همواره به فکر مهاجرت به شهرها هستند. تودارو معتقد است که دلیل مهاجرت از روستا به شهر ناشی از دو متغیر مهم جذب و دفع است. جذب و دفع به شکل تفاوت چشمگیر درآمد شهر و روستا و شانس بیشتر در دستیابی به شغل و درآمد در شهرها است (تودارو، 1989).
در کشورهای درحال‌توسعه، توسعه و رشد اقتصادی هم‌زمان با هم پیش می‌روند. هم‌زمان با توسعه اقتصادی، تولید اقتصادی از بخش کشاورزی و روستایی به سمت تولیدات صنعتی و خدماتی منتقل می‌شود. همچنین به دلیل استفاده بیشتر از تکنولوژیهای سرمایه‌بر بخشی از نیروی کار فعال در بخش کشاورزی شغل خود را از دست داده و برای دستیابی به شغل به سمت شهرها مهاجرت می‌کنند. این تغییر در ترکیب تولید باعث ایجاد توسعه اقتصادی در شهرها می‌شود، چرا که نیروی کار و کارخانه‌های تولیدی در شهرها به هم می‌پیوندند تا با استفاده از صرفه‌های ناشی از مقیاس در فعالیتهای صنعتی و خدماتی به کار گرفته شوند (هندرسون، 1974).
فعالیتهای صنعتی و خدماتی متمرکز در مناطق شهری به دلیل صرفه‌های ناشی از مقیاس کاراتر هستند. افزایش فعالیت تولیدی در یک منطقه به افزایش اطلاعات و آگاهی در بین تولیدکنندگان کمک می‌کند و این خود موجب بهبود عملکرد بازار می‌شود. یکی دیگر از مزایای این تمرکز کاهش هزینه‌های حمل‌ونقل و مبادله محصولات و نهاده‌ها در بین تولیدکنندگان است که باعث کاهش هزینه‌های تولید می‌شود و این خود یک اثرجانبی مثبت قابل‌توجه است (هندرسون، 2000).
همین‌طور دولت با اعمال سیاستهای حمایتی از صنایع شهری، سرمایه‌گذاری زیربنایی یا یارانه بازار سرمایه در شهرها، جذابیت شهرها را بیشتر کرده و موجب مهاجرت نیروی کار از روستا به شهر می‌شود (رنود، 1987).
البته تضمینی وجود ندارد که گسترش شهرها موجب بهبود سطح رفاه تمام مردم ساکن در شهر به یک اندازه باشد. ممکن است که توسعه شهرنشینی باعث ایجاد اختلاف طبقاتی در بین شهروندان شود که این خود موجب کاهش کیفیت زندگی ساکنان است. در حالت کلی چنین انتظار می‌رود که رشد اقتصادی شهرها بهینه‌سازی توزیع عادلانه درآمد، بیمه و حمایتهای اجتماعی و خدمات درمانی، تأمین شغل و به‌طورکلی سطح مطلوبی از رفاه را متناسب با جمعیت ساکنان ایجاد کند (فرهمند و همکاران، 2012). لذا شهرنشینی می‌تواند رفتار دوگانه‌ای بر سطح رفاه اجتماعی بگذارد.
به‌بیان‌دیگر افزایش شهرنشینی بسته به سایر عوامل هم می‌تواند رفاه اجتماعی را افزایش دهد و یا گاهی می‌تواند از عوامل کاهش رفاه اجتماعی به حساب بیاید. چگونگی اثرگذاری شهرنشینی بر رفاه اجتماعی در جوامع مختلف بسته به سایر شرایط اجتماعی و محیطی متفاوت است. ازاین‌رو بررسی وجود یا عدم وجود رابطه غیرخطی شهرنشینی بر رفاه اجتماعی حائز اهمیت است. در این مقاله هدف بررسی رابطه شهرنشینی با رفاه اجتماعی استانهای ایران در سالهای 1390-1398 و بر اساس رویکرد داده‌های تابلویی پویا است تا از طریق آن بتوان نحوه اثرپذیری رفاه از سطح شهرنشینی در ایران شناسایی شود تا به وسیله آن سیاست‌گذاریها و راهکارهای لازم برای بهبود سطح رفاه مردم اتخاذ شود. (متغیرهای مورداستفاده در این مقاله از مرکز آمار استخراج شده است و به علت عدم وجود داده‌های مربوط به سال 1398 تولید ناخالص داخلی برخی از استانها، داده مربوط به آنها برآورد شده است.)
همچنین نقطه آستانه سطح شهرنشینی به دولتها این امکان را می‌دهد تا با استفاده از آن روند مهاجرت به شهرها را برای بهبود سطح رفاه مردم کنترل کنند. بنابراین در این مطالعه علاوه بر تعیین نحوه اثرگذاری شهرنشینی بر رفاه اجتماعی، هدف تعیین سطح آستانه شهرنشینی برای رفاه مطلوب است.
چارچوب نظری
سازمان ملل متحد در سال 2014 اعلام کرده است که میزان بی‌سابقه‌ای از شهرنشینی در جهان در حال وقوع است و بیشترین میزان رشد نرخ شهرنشینی مربوط به کشورهای درحال‌توسعه است (سازمان ملل، 2014). شهرنشینی تحولات اساسی ساختاری، اقتصادی، اجتماعی و کاربری زمین را به دنبال دارد. بخش اعظم فرآیند شهرنشینی در مناطق مختلف معمولاً سرمایه‌گذاریهای عظیم دولتی و خصوصی در مناطق روستایی و شهرهای کوچک را شامل می‌شود و در حالت کلی رشد اقتصادی را به دنبال دارد، البته این فرآیند در قاره‌ها و کشورهای مختلف به شکلهای مختلف اتفاق می‌افتد (جدواب، 2011)؛ (هندرسون و همکاران، 2013). در حالت کلی شهرنشینی دو نوع اثر می‌تواند بر رفاه اجتماعی داشته باشد:
از یک سو، برخی از مطالعات بیانگر تأثیرات مثبت گسترش شهرنشینی بر رفاه در درازمدت هستند (گلاسر، 2013). بر این اساس، شهرنشینی شامل انتقال فرصتهای شغلی از کشاورزی به سمت اشتغال بیشتر صنعتی با مزایای بیشتر است (دیائو و همکاران، 2019). شهرنشینی می‌تواند موجب افزایش تقاضا برای محصولات کشاورزی و اشتغال در بخش غیر کشاورزی شود که روابط بازار را بهبود می‌بخشد. از طرفی شهرنشینی دسترسی به بازارها را راحت‌تر کرده که این امر می‌تواند درآمد بیشتری را برای حمایت از معیشت روستایی ایجاد کند. درواقع، نرخ شهرنشینی با درآمد سرانه بالاتر رابطه مثبت دارد (کالی و منون، 2013). همچنین، شهرنشینی موجب افزایش سرمایه‌گذاری در فن‌آوریهای کشاورزی می‌شود که این با ایجاد فرصت برای بازار محصولات کشاورزی رفاه خانوار روستایی را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد (سوین و تافل، 2017).
براساس مبانی بیان‌شده انتظار بر این است که با گسترش شهرنشینی وضعیت درآمد خانوارهای ساکن در شهر بیشتر شود، چرا که با بزرگ‌تر شدن شهرها تعداد مصرف‌کنندگان بالقوه بیشتر شده و بازارها بزرگ‌تر می‌شوند، در ادامه این روند، خدمات مالی، ارتباطات و حمل‌ونقل نیز گسترش پیدا می‌کند. بنابراین مناطق بزرگ‌تر صرفه‌های نسبت به مقیاس بیشتری دارند و این خود موجب افزایش درآمد افراد ساکن در این مناطق است.
همچنین شهرها یکی از عوامل مؤثر در ایجاد ارتباط بین مردمی است که دارای مشترکاتی در ترجیحات و ایده‌های خود هستند. از منظر اقتصاد شهری، شهرها موجب ایجاد شرایطی برای تبادل نظرات و ایده‌ها و تعامل میان مردم است که درنهایت افزایش آگاهی و دانش برای توسعه محصولات و فناوریهای تولید را به دنبال دارد (فرهمند و همکاران، 2012). از سوی دیگر، به اعتقاد برخی شهرنشینی دارای اثرات منفی بر رفاه اجتماعی است. در حقیقت این افراد بیان می‌کنند که فقر شهری شده، به‌عبارت‌دیگر فقر تنها مربوط به مناطق روستایی نیست و شهرها نیز به فقر دچار هستند (دوروش و تورلو، 2014).
به‌بیان‌دیگر گسترش فقر در شهرها ناشی از مهاجرت فقیران به مناطق شهری است که این امر حاصل شهرنشینی بی‌برنامه است. در حقیقت شهرنشینی بی‌برنامه به جای اینکه موجب افزایش رفاه اجتماعی شود، حاشیه‌نشینی را در شهرها افزایش داده و فقر را گسترش می‌دهد. علاوه بر این شهرنشینی معمولاً با افزایش تقاضا برای محصولات غذایی و خدمات عمومی در ارتباط است. این تقاضای فزاینده همراه با سیستمهای تولید موادغذایی کشش‌ناپذیر، می‌تواند منجر به افزایش قیمتهای مصرف‌کننده شود (دوروش و تورلو، 2014).
یکی دیگر از اثرات مهم احتمالی شهرنشینی افزایش نابرابری درآمد به‌ویژه در مراحل اولیه توسعه است (کانبور و ژانگ، 2013). اعتقاد بر این است که این اتفاق به طور خاص در زمانی اتفاق می‌افتد که افزایش سرمایه‌گذاری در زیرساختها کمتر اتفاق افتد. این یک روند بسیار معمول در خیلی از کشورهای درحال‌توسعه‌ای است که گسترش شهرنشینی در آنها اتفاق افتاده است. این بدان معناست که فقیرترین خانوارها ممکن است از روند شهرنشینی نوظهور سود کمی کسب کنند که این امر می‌تواند در کوتاه‌مدت و میان‌مدت نابرابری درآمد را افزایش دهد (بلک و هندرسون، 1999).
ازاین‌رو، اثر شهرنشینی بر رفاه اجتماعی می‌تواند مثبت و یا منفی و یا به‌صورت غیرخطی باشد. درواقع افزایش رفاه ممکن است در ابتدا به علت افزایش مطلوبیت نسبی به‌دست‌آمده از دسترسیها و شرایط تسهیل‌کننده در شهرها باعث افزایش رفاه موقت افراد شود ولی بعد از گذشت مدتی با افزایش هزینه‌ها بیشتر از افزایش درآمدهای شهری و عدم توانایی در پوشش هزینه‌ها باعث کاهش رفاه اجتماعی شود. به‌طوری‌که، مطالعات مختلف نظیر هندرسون (2000 و 2001) بیانگر این مسئله هستند که درجه تمرکز شهری بر کارایی و رشد اقتصاد ملی به‌صورت غیرخطی اثرگذار است.
به‌بیان‌دیگر با افزایش شهرنشینی در مرحله اول، رشد اقتصادی افزایش می‌یابد تا به یک نقطه حداکثری می‌رسد و پس‌ازآن با گسترش بیشتر در شهرنشینی این روند دچار نزول شده و شکل کاهشی به خود می‌گیرد. ویلیامسون معتقد است که در مراحل اولیه توسعه تمرکز شهری افزایش می‌یابد اما با بیشتر شده توسعه درجه بهینه تمرکز شهری دچار کاهش می‌شود (فرهمند و اکبری، 2008).
پیشینه تجربی
سامانی و همکاران (2023) ضمن بررسی اثر غیرخطی سرریز فضایی تمرکززدایی مالی بر رفاه اجتماعی در استانهای ایران در دوره زمانی 1385-1397 با استفاده از روش اقتصادسنجی فضایی، به اثرگذاری متغیر شهرنشینی بر رفاه اجتماعی نیز پرداختند. نتایج تحقیق حاکی از آن است که سطح تمرکززدایی در استانها با رفاه اجتماعی رابطه غیرخطی u معکوس دارد. همچنین متغیرهای نرخ باسوادی، درآمد سرانه و شهرنشینی تأثیر مثبت و شاخص فلاکت اثر منفی بر رفاه اجتماعی استانهای ایران دارند.
نوبهار و همکاران (2023) به بررسی رابطه بین نابرابری درآمد، شهرنشینی و رشد اقتصادی در استانهای ایران در دوره زمانی 1385-1398 و با استفاده از روش دومیترسکو-هورلین برای بررسی رابطه علی متغیرها و نیز رویکرد پانل فضایی پرداختند. نتایج تحقیق حاکی از وجود رابطه علّیت یک‌طرفه از شهرنشینی به نابرابری درآمدی و وجود رابطه علّیت دوطرفه بین تولید ناخالص داخلی و نابرابری درآمدی در استانهای ایران است. همچنین، نرخ شهرنشینی، تولید ناخالص داخلی سرانه و باسوادی از مهم‌ترین متغیرهای اثرگذار بر نابرابری درآمدی در استانهای ایران هستند.
کاوه (2021) به مقایسه رفاه ذهنی ساکنان متن و حاشیه کلان‌شهر مشهد و عوامل مؤثر بر آن در سال 1399 و بر اساس روشهای مصاحبه و پرسشنامه و رویکرد پروبیت تربیتی پرداخته‌اند. نتایج حاکی از آن است که سطح رفاه ذهنی حاشیه‌نشینان مشهد کمتر از ساکنان این کلان‌شهر است. رضایت نسبی مالی افراد، جنسیت، برخورداری از تحصیلات دانشگاهی و سطح بالاتر عواطف مثبت در کل نمونه، میزان باورهای مذهبی فقط در نمونه شهرنشینان و جنسیت، تأهل و مالکیت خانه در بین حاشیه‌نشینان از عوامل مهم و اثرگذار بر رفاه ذهنی هستند.
زی و همکاران (2021) به بررسی تأثیر رفاه بر مهاجرت به شهرها پرداختند. مطالعه آنان براساس داده‌های نظرسنجی از پنج شهر چین است. به عقیده آنان برخورداری از سیستم رفاهی یک عامل مهم در مهاجرت به شهرها در کشورهای درحال‌توسعه است. نتایج نشان می‌دهد که مهاجران روستایی که وضعیت اقتصادی- اجتماعی بهتری دارند تمایل بیشتری به سکونت در شهرها دارند. همین‌طور مشارکت در بیمه‌های اجتماعی تأثیر مثبت و قابل‌توجهی بر اهداف شهرک‌سازی مهاجران روستایی در شهرها دارد.
تیبرتی (2020) در بررسی خود در کشور اتیوپی به این موضوع پرداختند که آیا شهرنشینی رفاه خانوار را بهبود می‌بخشد؟ بررسی آنان نشان داد که رشد شهرنشینی به‌ویژه گسترش شهرهای کوچک موجب بهبود وضعیت رفاه می‌شود. افزایش رفاه به دلیل افزایش مشارکت در بازار کار و بخشهای غیرکشاورزی است که عمدتاً این شغلها به دلیل شهرنشینی به وجود آمده است. یافته‌ها این نکته را بیان می‌کند که به طور متوسط، گسترش شهرنشینی می‌تواند رفاه خانوار را بهبود بخشد، به‌ویژه که فرصتهایی در بازار کار ایجاد می‌کند که می‌تواند درآمد خانوار را افزایش دهد؛ که البته این پیشرفتها ممکن است به طور یکنواخت توزیع نشوند، به‌عبارت‌دیگر در این فرآیند خانوارهایی که دارای وضعیت رفاهی بهتری هستند نسبت به خانوارهایی که وضعیت رفاهی ضعیفی دارند، بهره‌مندی کمتری از رفاه را تجربه می‌کنند.
مختار و همکاران (2018) به بررسی این موضوع پرداختند که آیا مهاجرت روستا به شهر کیفیت اشتغال و رفاه خانوار را در پاکستان بهبود می‌بخشد؟ آنان از داده‌های چهار منطقه اصلی لاهور، گوجرانوالا، فیصل‌آباد و سیالکوت در پنجاب پاکستان استفاده کردند. این داده‌ها برای 504 خانواده مهاجر و غیرمهاجر در مناطق روستایی و 252 کارگر مهاجر در مقاصد شهری است. نتایج نشان داد که وضعیت کارگران مهاجر از نظر بهبود درآمد و شرایط زندگی در شهرها بهتر است، اما وضعیت حمایت اجتماعی آنها هنوز پایین است. همچنین نتایج مدلهای کیفیت اشتغال نشان می‌دهد که مهاجرت یک استراتژی موفق برای خانوارهای روستایی برای بهبود کیفیت اشتغال و رفاه آنها است و مهاجرت تأثیر مثبتی بر درآمد خانوارهای روستایی دارد که این تأثیرات در شهرهای بزرگ بیشتر دیده می‌شود.
ایلخانی (2017) به بررسی تأثیر شهرنشینی بر رفاه اقتصادی کشورهای منتخب منا پرداخته‌اند. آنها در مطالعه خود از شاخص رفاه لگاتوم استفاده و تأثیر نرخ شهرنشینی بر رفاه اقتصادی کشورهای منتخب برای سالهای 2009- 2014 را به وسیله مدل پانل دیتا برآورد کردند. نتایج آنان حاکی از این بود که بین رشد شهرنشینی و رفاه اقتصادی در کشورهای منتخب منا رابطه مثبت وجود دارد.
نگوین و همکاران (2015) به بررسی تغییرات رفاه در بین خانوارهای روستایی مهاجر به شهر در کشور ویتنام پرداختند. این بررسی بین 299 خانوار مهاجر در بازه زمانی 2007- 2010 انجام شده است. نتایج بررسی حاکی از این بوده است که مهاجرت از روستا به شهر برای بهبود وضعیت اشتغال یک استراتژی مورداستفاده خانوارهای روستایی در معرض شوکهای کشاورزی و اقتصادی بوده و همچنین خانوارهایی که دارای سرمایه انسانی بالاتر هستند برای دسترسی به تحصیل و آموزش بهتر مهاجرت را به عنوان استراتژی انتخاب می‌کنند. نتایج حاصل از بررسی نشان‌دهنده این نکته است که مهاجرت دارای اثر مثبت در رشد درآمد خانوار بوده و مهاجرت نه‌تنها باعث می‌شود خانوار از فقر رها شوند بلکه وضعیت فقر در مناطق روستایی را نیز بهبود می‌بخشد.
فرهمند و همکاران (2012) به بررسی اثر شهرنشینی بر رفاه اجتماعی در استانهای ایران پرداختند. آنها از دو متغیر شهری (درصد جمعیت ساکن در بزرگ‌ترین ناحیه شهری) و ضریب توزیع اندازه شهرها (با استفاده از برآورد رتبه- اندازه شهر) برای بررسی استفاده کردند. مطالعه آنان در بازه زمانی 1385- 1388 انجام شده و روشهای (SAR) و (SEM) برای برآورد الگوی نهایی (SARMA) به کار گرفته شده است. نتایج آنان حاکی از این است که رابطه بین شهرنشینی و رفاه به‌صورت غیرخطی است، به‌عبارت‌دیگر برای دستیابی به رفاه حد بهینه‌ای از شهرنشینی لازم است. همچنین درجه تمرکز شهری بر رشد رفاه از نظر آماری اثر معناداری ندارد.
بر اساس مطالعات (ایلخانی، 2017)، (نگوین، 2015)، (تیبرتی، 2020) و (زی و همکاران، 2021) رابطه مثبتی بین سطح رفاه و شهرنشینی وجود دارد، به‌بیان‌دیگر یکی از دلایل مهاجرت به شهرها دستیابی به امکانات بیشتر، درآمد بالا و اشتغال و درنهایت بهبود سطح رفاه خانوار است. همچنین براساس مطالعه (فرهمند و همکاران، 2012) یک رابطه غیرخطی بین شهرنشینی و رفاه وجود دارد. البته که مشخصاً مطالعات اندکی نیز به بررسی رابطه شهرنشینی و رفاه اجتماعی پرداخته‌اند.
نوآوری مطالعه حاضر این است که اولاً، با توجه به اینکه رفاه در یک دوره زمانی می‌تواند بر رفاه دوره‌های بعد نیز اثرگذار باشد از تکنیک داده‌های تابلویی پویا استفاده شده است. دوم اینکه، از متغیر سن برای محاسبه رفاه اجتماعی استفاده شده است که دو مؤلفه اساسی آن درآمد سرانه و ضریب جینی است. سوم اینکه، رابطه غیرخطی بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی مورد ارزیابی قرار گرفته و همچنین حد آستانه شهرنشینی برای دستیابی به حداکثر میزان رفاه اجتماعی در استانهای کشور ایران محاسبه شده است. علاوه بر متغیر شهرنشینی و توان دوم آن، به بررسی رابطه بین سطح اشتغال و متوسط درآمد با رفاه خانوارها در استانها نیز پرداخته شده است.
روش
در این مطالعه برای بررسی رابطه غیرخطی شهرنشینی و رفاه اجتماعی و اثرات پویای متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته در دوره زمانی 1390-1397 از تکنیک داده‌های تابلویی پویا استفاده شده است. فرم کلی الگوهای پویا به‌صورت زیر است:
(1)
(2)
براساس فرض صفر این آزمون، متغیرهای ابزاری در مدل به‌صورت جانبی با اجزاء خطای الگو همبستگی ندارد. بر همین اساس چنانچه فرض صفر ما رد شود متغیر ابزاری مدل نامناسب است و لازم است متغیرهای ابزاری مناسب‌تری برای مدل تعریف کنیم (کریمی تکانلو، 2013).
پس از این باید مرتبه خودرگرسیونی جملات خطا نیز مورد آزمون قرار گیرد، چرا که روش تفاضل‌گیری مرتبه اول برای حذف اثرات در صورتی مناسب است که مرتبه خودرگرسیونی جملات اخلال از مرتبه دوم نباشند. در تخمین مدل GMM باید جملات اخلال دارای همبستگی سریالی مرتبه اول AR(1) و دارای همبستگی سریالی مرتبه دوم AR(2) نباشند (آرلانو، 1991). در این پژوهش نیز به بررسی اثرات غیرخطی و پویای شهرنشینی بر رفاه اجتماعی استانهای ایران پرداخته شده است.
در این بررسی علاوه بر متغیر شهرنشینی متغیرهای مستقل دیگری همچون اشتغال و متوسط درآمد خانوارها نیز در نظر گرفته شده است. داده مربوط به متغیرها برای 31 استان را از مرکز آمار ایران به‌صورت سری زمانی و برای بازه زمانی 1390- 1397 گردآوری و تحلیلها با استفاده از نرم‌افزار Stata12 انجام شده است.
با توجه به ماهیت پویای متغیرهای تحقیق برای انجام برآورد از روش گشتاور تعمیم‌یافته (GMM) استفاده شده است. این روش مبتنی بر همبستگی بوده که روابط بین پدیده‌ها را بر اساس اهداف تحقیق موردبررسی و تحلیل قرار می‌دهد؛ ازاین‌رو مدل مورداستفاده در این مطالعه و با لگاریتم‌گیری از متغیرها در معادله (3) ارائه شده است.
(3)
که در آن متغیر وابسته یا لگاریتم سطح رفاه اجتماعی استان i در دوره t، متغیر وابسته با یک وقفه، لگاریتم نسبت جمعیت شهرنشین، توان دوم لگاریتم متغیر شهرنشینی، لگاریتم شاغلین 15 سال و بالاتر و لگاریتم متوسط سطح درآمد خانوار را نشان می‌دهد. براساس آنچه گفته شد تابع رفاه اجتماعی براساس معیار سن برآورد شده است که به‌صورت زیر است:
(4)
رشد اقتصادی متغیری است که ضامن سطح تولیدات و امکانات بالاتر در اقتصاد به منظور مصرف و سرمایه‌گذاری بیشتر است و توزیع عادلانه درآمد نیز سبب استفاده متناسب همگان از امکانات و منافع موجود می‌شود. این دو متغیر در کنار هم با شکل‌گیری سایر نهادهای اجتماعی، فرهنگی و سیاسی، موجبات تسهیل و تسریع فرآیند توسعه اقتصادی در کشور را فراهم می‌آورند و در رسیدن به توسعه اقتصادی، نحوه و اثرگذاری این دو متغیر بسیار مهم است (وفائی، 2017).
بر اساس مبانی تئوریک انتظار بر این است که متغیرهای اشتغال و متوسط سطح درآمد اثر مثبت بر رفاه اجتماعی داشته باشد. زیرا در جهان امروز درآمد و پول عامل اصلی در برخورداری از امکانات و افزایش سطح رفاه است.
به دست آوردن شغل به معنی پیداکردن منبع درآمد است که به وسیله آن می‌توان از امکانات بهتر و بیشتری برخوردار شد. همچنین دستیابی به درآمد بالاتر خود عاملی برای دسترسی بیشتر و بهتر به امکانات آموزشی، بهداشتی، رفاهی و ... است. همچنین بر اساس مبانی تئوریک انتظار بر این است که رابطه غیرخطی U معکوس بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی وجود داشته باشد.
یافته‌ها
قبل از تحلیل رگرسیون، ابتدا به منظور اطمینان از صحت داده‌ها و اطلاعات آماری به توصیف داده‌ها پرداخته شده است. توصیف داده‌ها این امکان را فراهم می‌کند که قبل از تخمین مدل، مروری بر اطلاعات مورداستفاده داشت.
بر اساس آمار و اطلاعات، بیشترین سطح رفاه مربوط به استان گلستان و سال 1397 و کمترین مقدار رفاه مربوط به استان زنجان در سال 1392 است. بیشترین سطح شهرنشینی مربوط به استان قم در بازه زمانی 1390-1398 و کمترین سطح شهرنشینی مربوط به استان سیستان و بلوچستان و سالهای 1390 و 1394- 1396 است. بالاترین نرخ اشتغال مربوط به استان همدان در سال 1397 و کمترین نرخ اشتغال نیز مربوط به استان سیستان و بلوچستان در سال 1390 است. بالاترین سطح درآمد خانوار مربوط به استان تهران در سال 1397 و کمترین سطح درآمد خانوار هم مربوط به استان مرکزی در سال 1391 بوده است. درنهایت کمترین مقدار انحراف معیار مقدار 08 /0 و 07 /0 مربوط به دو متغیر اشتغال و شهرنشینی است و این به معنی این است که پراکندگی داده‌ها نسبت به میانگین در این دو متغیر نسبت به سایر متغیرها کمتر است، همچنین بیشترین مقدار انحراف معیار مربوط به متغیر رفاه به مقدار 45 /0 است. در ادامه برای تشریح کامل آمارهای توصیفی متغیرهای مورداستفاده در مدل در جدول (1) ارائه شده است:
جدول (1): اطلاعات توصیفی متغیرها
منبع: یافته‌های پژوهش.
در ادامه در جدول (2) به بررسی روند هرکدام از متغیرهای موردبررسی در استانهای ایران پرداخته شده است:
جدول(2): مقادیر متوسط متغیرهای موردبررسی برحسب استانهای ایران در دوره زمانی 1390-1398
براساس جدول فوق می‌توان به این نتیجه دست یافت که بیشترین شاخص سطح رفاه اجتماعی (که در جدول بالا با LWel نشان داده شده است) مربوط به استان قزوین با رقم 22 /2 و کمترین میزان رفاه اجتماعی مربوط به استان تهران با عدد 1 /2 است. در رابطه با میزان شهرنشینی بالاترین رتبه مربوط به استان قم با عدد 98 /1 با 1 /0 بیشتر از استان تهران و کمترین میزان شهرنشینی نیز با عدد 7 /1 مربوط به استان سیستان و بلوچستان است. در رابطه با میزان اشتغال، استان اردبیل با عدد 68 /1 بیشترین میزان شاغلین و استان سیستان و بلوچستان با عدد 54 /1 کمترین میزان شاغلین را در کشور دارا است.
در رابطه با متغیر سطح درآمد خانوار استان تهران با عدد 58 /5 بیشترین میزان سطح درآمد خانوار را در بین استانهای کشور دارد و همچنین استان اردبیل با عدد 15 /5 کمترین سطح درآمد خانوار را دارد. در ادامه، در جداول (3) و (4) که در ادامه آورده شده است به بررسی روند شهرنشینی و رفاه در استانهای ایران در سالهای 1390 - 1398 پرداخته شده است تا به بررسی روند هم‌زمان دو متغیر رفاه اجتماعی و شهرنشینی در هر یک از استانها پرداخته شود.
جدول (3): روند شهرنشینی در استانهای ایران در بازه سالهای 1390-1398
جدول (4): روند رفاه در استانهای ایران در بازه سالهای 1390-1398
براساس داده‌های به‌دست‌آمده از جداول (3) و (4) می‌توان بیان داشت که در استانهای آذربایجان شرقی، غربی، اردبیل، اصفهان، البرز، ایلام، بوشهر، چهارمحال بختیاری، خراسان جنوبی، خراسان شمالی، خوزستان، زنجان، سمنان، فارس، قزوین، کردستان، کرمان، کرمانشاه، کهگویه و بویراحمد، گلستان، گیلان، لرستان، مازندران، مرکزی، هرمزگان، همدان و یزد در بازه موردبررسی 1390- 1398 شهرنشینی به‌کندی روبه افزایش بوده و در همین زمان رفاه در این استانها نیز روندی صعودی داشته است.
البته لازم به ذکر است که در این میان در وهله اول، روند افزایش شهرنشینی استانهای چهارمحال و بختیاری، خراسان شمالی و هرمزگان و در وهله دوم، استانهای خوزستان، کردستان، کرمانشاه و همدان بالاتر از سایر استانها بوده است؛ اما در استانهای تهران و قم با وجود روند ثابت شهرنشینی رفاه در دوره زمانی موردبررسی، همواره در حال افزایش بوده است.
در استانهای خراسان رضوی و سیستان و بلوچستان با وجود عدم ثبات در میزان شهرنشینی و نزولی و صعودی بودن روند، همواره رفاه در حال افزایش است. بر اساس آنچه در روند موردبررسی رفاه و شهرنشینی در استانهای ایران مشاهده می‌شود، روند حرکت شهرنشینی و رفاه اجتماعی برخی از استان با هم یکسان بوده و در برخی دیگر ارتباطی بین آنها یافت نشده است.
در ادامه برای بررسی اینکه در حالت کلی‌تر و با لحاظ تمامی استانها، آیا در سالهای موردبررسی، شهرنشینی اثر مثبت بر رفاه اجتماعی استانها داشته است و یا خیر و اینکه برای اثرگذاری شهرنشینی بر رفاه اجتماعی استانها همواره یکسان بوده یا خیر، از تکنیک اقتصادسنجی استفاده شده است.
بر این اساس، برای بررسی و آزمون رابطه غیرخطی بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی از تکنیک پانل پویا استفاده شده است. گام اول در تحلیل رگرسیونی برای بررسی مسئله رگرسیون کاذب انجام آزمون ایستایی متغیرها است. آزمونهای گوناگونی برای بررسی وجود ریشه واحد در داده‌های پانل وجود دارد که در این مطالعه از آزمون آیم، پسران و شین، و آزمون لوین و لین و چو استفاده شده است.
جدول (5): نتایج آزمون ریشه واحد برای متغیرهای مدل
براساس تئوری چنانچه فرضیه صفر آزمون مبنی بر وجود ریشه واحد رد شود، مانایی متغیر موردبررسی پذیرفته می‌شود. براساس نتایج تمام متغیرها در سطح اعتماد 95 درصد و 99 درصد ایستا هستند، به‌بیان‌دیگر متغیرها دارای درجه هم جمعی I(0) هستند.
با توجه به این موضوع که مدل برآوردی در این مدل به‌صورت پانل پویا است و روشهای پانل دیتای معمولی مشکل همبستگی اثرات مقطعی با متغیرهای توضیحی را به دلیل در نظر گرفتن اثرات ثابت نمی‌تواند حل کند، به همین دلیل از مدل پانل دیتای پویا استفاده شده است. این مدل به دلیل در نظر گرفتن اثرات تعدیل پویای متغیر وابسته در مقایسه با سایر روشهای برآورد مناسب‌تر است. آزمون سارگان آزمونی برای اعتبارسنجی متغیرهای ابزاری است که نتایج در جدول (3) ارائه شده است.
جدول (6): نتایج آزمون سارگان
در آزمون سارگان، فرضیه صفر، اعتبار متغیرهای ابزاری مدل را مورد آزمون قرار می‌دهد. بر اساس نتایج جدول (6) فرضیه صفر رد نشده است یعنی متغیرهای ابزاری مورداستفاده در مدل معتبر است. در ادامه نتایج مدل با لحاظ متغیرهای ابزاری در جدول (7) ارائه شده است:
جدول (7): نتایج برآورد مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته آرلانو- باند (GMM)
بنا بر نتایج جدول (7) که برای 31 گروه استان و برای بازه 9 ساله است، می‌توان بیان کرد که مقدار وقفه متغیر رفاه با ضریب 06 /0 در سطح 1 درصد بر رفاه اجتماعی خانوارها در استانهای کشور اثر مثبت دارد. همچنین متغیر شهرنشینی نیز با ضریبی برابر 12 /12 در سطح 1 درصد دارای بیشترین اثر در میان متغیرهای انتخابی بر رفاه اجتماعی خانوارهای استانها است که اثر مثبت دارد، اما توان دوم متغیر شهرنشینی با ضریب 39 /2- و در سطح معناداری 1 درصد بر سطح رفاه خانوارها در استانهای ایران تأثیر منفی دارد.
به‌عبارت‌دیگر متغیر شهرنشینی دارای اثر مثبت اما کاهنده بر رفاه اجتماعی خانوارها است، یعنی شهرنشینی در ابتدا با افزایش تا یک مقدار آستانه دارای اثر مثبت بر رفاه خانوارها بوده اما از نقطه آستانه به بعد این اثر منفی است و با افزایش شهرنشینی سطح رفاه خانوارها کاهش می‌یابد. متغیر نرخ اشتغال نیز دارای اثر مثبتی بر رفاه اجتماعی خانوار با ضریب 24 /0 و در سطح 1 درصد است یعنی با افزایش سطح اشتغال رفاه اجتماعی بهبود می‌یابد.
درنهایت سطح درآمد خانوار نیز با ضریبی برابر 56 /0 و در سطح 1 درصد اثر مثبتی بر رفاه اجتماعی دارد و با افزایش سطح درآمد وضعیت رفاه خانوار در استانهای ایران بهبود می‌یابد.
نتایج این مطالعه در رابطه با وجود رابطه غیرخطی بین شهرنشینی بر رفاه اجتماعی استانهای ایران با مطالعه )فرهمند و دیگران، 2012( مطابقت دارد. همچنین نتایج مطالعه در رابطه با تأثیر مثبت اشتغال بر رفاه در اجتماعی با مطالعه (تیبرتی، 2020) همسویی دارد. درنهایت، براساس نتایج حاصل از این مطالعه رابطه بین درآمد و رفاه اجتماعی مثبت است که مطالعه (علی, 2022) این موضوع را تأیید می‌کند.
در ادامه به منظور پیداکردن سطح شهرنشینی حداکثرکننده رفاه اجتماعی Lnurb*)) کافی است که از معادله رفاه اجتماعی تخمین زده‌شده نسبت به متغیر شهرنشینی مشتق گرفته شده و مساوی صفر قرار داده شود، یعنی:
شکل (1): رابطه U معکوس بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی
شکل (1) نشان‌دهنده نقطه آستانه‌ای است که در آن رفاه اجتماعی به حداکثر میزان خود می‌رسد و پس‌ازآن با افزایش در شهرنشینی رفاه کاهش می‌یابد. در ادامه، آماره آرلانو و باند برای تعیین خودهمبستگی جملات اخلال به کار رفته است که نتایج این آزمون در جدول (5) آمده است.
جدول (8): آزمون خودرگرسیونی جملات اختلال
نتایج آزمون آرلانو و باند برای تعیین مرتبه خودهمبستگی نشان‌دهنده این است که در این آزمون، فرضیه صفر همان عدم وجود خودهمبستگی بین جملات اخلال بوده و مقدار آماره آزمون z برای وقفه خودرگرسیونی مرتبه اول و دوم به ترتیب برابر با 7 /1- و 22 /1 است. در این آزمون فرضیه صفر، مبنی بر نبود خودهمبستگی در جملات تفاضل‌گیری شده در مرتبه دوم، با توجه به ارزش احتمالهای به دست آمده، در سطح معنی‌داری 10 درصد رد نخواهد شد.
بحث و نتیجه‌گیری
در این مطالعه به ارزیابی رابطه غیرخطی شهرنشینی با رفاه اجتماعی استانهای ایران بر اساس تکنیک داده‌های تابلویی پویا در بازه زمانی 1390-1398 پرداخته شده است. در این بررسی علاوه بر متغیر شهرنشینی متغیرهای مجذور شهرنشینی، سطح درآمد خانوار و اشتغال نیز موردبررسی قرار گرفتند. نتایج حاکی از این است که متغیرهای سطح درآمد خانوار و اشتغال دارای اثر مستقیم بر رفاه هستند و با افزایش این دو متغیر سطح رفاه بهبود می‌یابد؛ اما در رابطه با متغیر شهرنشینی، نتایج متفاوت از این دو متغیر بوده است، به‌طوری‌که براساس نتایج رابطه ببین شهرنشینی و رفاه خانوار به‌صورت U معکوس بوده که این بدان معنا است که شهرنشینی در سطوح بالای خود بر رفاه اثر منفی خواهد داشت.
بخشی از افزایش شهرنشینی و جمعیت ساکنان در مناطق شهری به دلیل مهاجرت زیاد از حد ساکنان مناطق دیگر به شهرها است. مهاجران به دنبال دسترسی بهتر به امکانات به شهرها مهاجرت می‌کنند. چرا که دسترسی به امکانات آموزشی، شغلی، بهداشتی و ... در شهرها به نسبت سایر مناطق بهتر است. بنابراین سالانه عده زیادی از مردم ساکن روستا در جست‌وجوی شغل و امکانات بهتر به سمت شهرها مهاجرت می‌کنند که به دلیل کمبود زیرساختها و مسائل مالی تعداد زیادی از این افراد در حاشیه شهرها ساکن می‌شوند.
سکونت در شهرها درصورتی‌که زیرساختهای لازم برای پاسخگویی به نیازهای کل جمعیت ساکن فراهم نشده باشد موجب کاهش سطح رفاه ساکنان می‌شود. همچنین حاشیه شهرها مملو سکونتگاه مناسبی از لحاظ سطح رفاهی نیستند. بنابراین با افزایش جمعیت شهرها و گسترش شهرنشینی، سطح رفاه مردم افزایش پیدا خواهد کرد اما پس از رسیدن به یک نقطه بهینه و حداکثری، با افزایش شهرنشینی سطح رفاه خانوارها دچار کاهش خواهد شد.
به همین دلیل همان‌طور که نتایج این پژوهش نیز نشان داده، شهرنشینی نمی‌تواند عامل مؤثر و اصلی در افزایش رفاه خانوار باشد. این متغیر درصورتی‌که بستر و زیرساختهای لازم آماده باشد می‌تواند رفاه را افزایش دهد در غیر این صورت تهدیدی برای سطح رفاه مردم خواهد بود. بنابراین مناسب‌ترین راه برای بهبود سطح رفاه خانوارها بهبود امکانات آموزشی، شغلی و بهداشتی در روستاها و مناطق غیرشهری است که در این حالت مهاجران برای دسترسی به امکانات بهتر که لزوماً اتفاق نخواهد افتاد، به شهرها مهاجرت نخواهند کرد تا رفاه خود و دیگر ساکنان شهرها را تحت‌الشعاع قرار دهند و خود آنان با سکونت در حاشیه شهرها در رسیدن به هدف خود یعنی افزایش سطح رفاه دچار مشکل شوند.
با توجه به این موضوع دولت و بخش خصوصی برای جلوگیری از این امر که می‌تواند هزینه‌های اقتصادی و اجتماعی زیادی برای جامعه و دولت به بار بیاورد می‌توانند با هزینه‌کردن مبالغ کمتر از میزان لازم برای توسعه شهرها، به سرمایه‌گذاری در زیرساختهای مربوطه در مناطق روستایی مانند: مراکز بهداشت و درمان، ایجاد واحدهای تولیدی و مراکز آموزشی و تفریحی بپردازند. سرمایه‌گذاری در نقاط غیرشهری به علت منابع در دسترس و ارزان‌قیمت هم برای سرمایه‌گذاران به لحاظ اقتصادی و هزینه‌کرد به‌صرفه است و هم اینکه با این کار از واردشدن هزینه اجتماعی به جامعه به علت مهاجرت بی‌رویه به شهرها جلوگیری می‌کند و توسعه اصولی این نقاط کشور را در رسیدن به توسعه پایدار یاری می‌کند.
همچنین با توجه به اینکه نسبت توسعه و رفاه در تمامی استانهای کشور به یک میزان نیستند و شهرهای صنعتی و توسعه‌یافته رشد جمعیتی بیشتری را در مقایسه با بقیه شهرها تجربه می‌کنند و همین‌طور اینکه روند توسعه شهرها و سازمان‌دهی و ایجاد زیرساخت به طور هم‌زمان در تمام کشور ممکن نیست بهتر است دولت با بررسی وضعیت استانهای مختلف اولویت‌بندی اجرای سیاستهای توسعه را براساس نیازمندترین استانها شکل دهد تا بدین‌وسیله بتواند از مهاجرت بین استانها نیز جلوگیری کرده و همین‌که با سرعت بیشتری به نتیجه مطلوب خود برسد.
بنابراین در مطالعات آتی می‌توان به مقایسه رفاه و درجه توسعه‌یافتگی شهرهای ایران و نقاط ضعف و چالشهای پیش‌رو پرداخت تا به اجرای سیاستهای دولت در راستای بهبود رفاه کمک شود.
منابع:
Ali, E.M. (2022). Income Inequality, Economic Growth, and Structural Changes in Egypt: New Insights from Quantile Cointegration Approach. Economic Change and Restructuring, 56, 379–407. https://ideas.repec.org/r/yon/wpaper/2014rwp-69.html.
Arellno, M., and Bond, S. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data, Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 58 (2), 277-297. https://www.sciepub.com/reference/47607.
Baltagi, B. H. (2008). Econometric Analysis of Panel Data, Third Edition, New York, John Wiley and Sons. https://link.springer.com/book/10.1007/978-3-030-53953-5
Black, D. and Henderson, V. (1999). A Theory of Urban Growth. Journal of Political Economy, 2, 252-284. http://dx.doi.org/10.1086/250060.
Cali, M. and Menon, C. (2013). Does Urbanization Affect Rural Poverty? Evidence from Indian Districts. The World Bank Economic Review, 27(2), 171-201. https://ideas.repec.org/p/wbk/wbrwps/6338.html
Diao, X., Magalhaes, E. and Silver, J. (2019). Cities and Rural Transformation: A Spatial Analysis of Rural Livelihoods in Ghana. World Development, 121, 141-157. https://ideas.repec.org/a/eee/wdevel/v121y2019icp141-157.
Dorosh, P. and Thurlow J. (2014). Can Cities or Towns Drive African Development? Economy-Wide Analysis for Ethiopia and Uganda, World Development, 63, 113-123. https://www.econstor.eu/bitstream/10419/81069/1/717430626.pdf
Eskandari, H., Dadash Karimi, Y. and Hojjati., A. (2021). Identifying Factors on Public Governance with a Social Justice Development Approach: Qualitative Research. Iranian Society of Sociology of Education, 14 (2), 299-308. (In Persian). https://journals.ut.ac.ir/article_88925.html
Farahmand, Sh., Aboutlebi, M., and Karimi, M., (2012). Spatial Analysis of the Impact of Urbanization on Social Welfare in the Provinces of Iran. International Econometrics Conference on Methods and Careers. Islamic Azad University of Sanandaj. (In Persian) https://en.civilica.com/doc/1309693/.
Farahmand, Sh., Akbari, N., (2008). Spatial Analysis of Urban Development in Iran (growth in the number of cities), Iran Economic Research, 34 (10), 73-98. https://www.researchgate.net/publication/227372197_Triumph_of_the_City_How_Our_Greatest_Invention_Makes_Us_Richer_Smarter_Greener_Healthier_and_Happier_-_By_Edward_Glaeser (In Persian).
Henderson, J. V., Roberts, M. and Storeygard, A. (2013). Is Urbanization in Sub-Saharan Africa Different? World Bank Policy Research Working Paper 6481, Washington, DC: World Bank. https://documents1.worldbank.org/curated/en/309811468194345036/pdf/WPS6481.pdf.
Henderson, J. V. (1974). The Sizes and Types of Cities. The American Economic Review, 64(4), 640-656. https://econpapers.repec.org/article/aeaaecrev/v_3a64_3ay_3a1974_3ai_3a4_3ap_3a640-56.htm.
Henderson, J. V. (2000). The Effects of Urban Concentration on Economic Growth (No. w7503). National Bureau of Economic Research. https://journals.ut.ac.ir/article_68368.html.
Ilkhani, F, and Naji Meidani, A. (2017). The Impact of Urbanization on the Economic Well-Being of Selected MENA Countries. International Conference on Management, Economics and Marketing, 1-21. (In Persian).
Jedwab, R. (2011). Why Is African Urbanization Different? Evidence from Resource Exports in Ghana and Ivory Coast. Paper Presented at the 2011 NEUDC Conference at Yale University, New Haven
Kanbur, R. and Zhuang, J. (2013). Urbanization and Inequality in Asia. Asian Development Review, 30(1), 131-141.
Karimi Takanloo, Z and Ranjpour, R. (2013). Panel Data Econometrics, Semit Publications, First Edition, 183-259. (In Persian).
Kave, S., Asari Arani., A., Faraji Dizaji S. and Hosseini., H. (2021). Comparison of the mental well-being of the residents of Metn and the suburbs of Mashhad metropolis and the factors affecting it. Social health, 8 (3), 399-412. (In Persian).
Khodaverdi Samani, M., Alizadeh, S. and Shaghaghi Shahri, V. (2023). Spatial overflow of financial decentralization on social welfare in the provinces of Iran during the years 2006-2018 Approach: Spatial econometrics. The Quarterly Journal of Quantitative Economics (JQE), Article in Press, Accepted Manuscript Available Online. (In Persian).
Malkina, M. (2017). Assessment of Inter-Regional Convergence in the Social Welfare Based on the a. Sen Function: Russian Case Study. Journal of Economic and Social Development, 4(1): 50-6.
Mohammadi, T., Shakeri, A., Abdollah Milani, M., and Shahabi, A. (2015). Investigating the Effect of Price Changes on Income Distribution and Welfare in Urban Areas. Economic Modeling Quarterly, 9 (1), 2-2. (In Persian).
Mousavi Shal, S.M (2021). An overview of the impact of urbanization on the process of political development in Iran. Comprehensive studies in urban management. 1(4). 16-19. (In Persian).
Mukhtar, U., Zhong, Z., and Tian, B. (2018). Does Rural–Urban Migration Improve Employment Quality and Household Welfare? Evidence from Pakistan. Sustainability, 10(11). 42-81.
Nobahar, E., Panahi H, Mehri Z. (2023). Investigating the Relationship between Income Inequality, Urbanization, and Economic Growth in Provinces of Iran. JPBUD. 28(1), 97-122. (In Persian).
Nguyen, L.D., Raabe, K. and Grote, U. (2015). Rural–urban migration, household vulnerability, and welfare in Vietnam. 17 (3). 79-93.
Renaud, B. (1987). National Urbanization Policy in Developing Countries.
Seyed Nourani, S.M and Raji Asad abadi, M. (2020). Investigating the impact of urbanization on income inequality in Iran. Journal of official statistics of Iran. 30 (2). 340-359. (In Persian)
Swain, B. & Teufel, N (2017). The Impact of Urbanisation on Crop–Livestock Farming System: A Comparative Case Study of India and Bangladesh, Journal of Social and Economic Development, Springer;Institute for Social and Economic Change, 19(1), 161-180.
Tiberti, L & Kibrom, A & Gebrekristos Mezgebo, T. (2020). Can Urbanization Improve Household Welfare? Evidence from Ethiopia. Artnership for Economic Policy (PEP) (www.pep-net.org).
Todaro, M. (1989). Economic Development in the Third World. Translated by Farjami, Gholam Ali. Tehran, Program and Budget Publications.
United Nations (2014). World Urbanization Prospects: The 2014 Revision. Methodology Working Paper No. ESA/P/WP.238. New York, NY: United Nations.
Vafaei, E., Mohammadzadeh, P., Fallahi, F. & Asgharpour, H. (2017). The Convergence of Social Welfare in the Iranian Provinces Using Spatial STAR Nonlinear Technique. Applied Theories of Economics, 4(2), 79-102. (In Persian).
Vafaei, E., Mohammadzadeh, P., Fallahi, F. & Asgharpour, H. (2018). The Evaluation of Suitability of Spatial Error STAR Model for Modeling Convergence of Social Welfare of Iran’s Provinces. Economic Modeling Quarterly. 12 (3). 1-23. (In Persian)
World Bank (2009). World Development Report 2009: Reshaping Economic Geography. Washington DC: World Bank.
Xie, Sh & Chen, J. & Ritakallio, V.M and Leng, X. (2021). Welfare Migration or Migrant Selection? Social Insurance Participation and Rural Migrants’ Intentions to Seek Permanent Urban Settlement in China. SAGE journals, https://doi.org/10.1177/0042098020936153.
رفاه جزء اساسی‌ترین نیازهای اجتماعی جامعه است که افراد جامعه باید از آن برخوردار باشند. ازاین‌رو، با شناخت این مهم توسط اقتصاددانان و سیاست‌گذاران، عوامل مؤثر بر رفاه افراد همچون شهرنشینی و ... موردتوجه آنان قرار گرفته و برنامه‌های توسعه اقتصادی از برنامه‌ریزی بخشی به برنامه‌ریزی منطقه‌ای گرایش پیدا کرده است (وفائی و همکاران، 2017). رفاه همواره دارای دو بعد مادی و معنوی است که بعد مادی آن مربوط به نیازهای اولیه و اساسی همچون خوراک، پوشاک، بهداشت، مسکن و ... است و بعد معنوی آن مباحثی همچون برخورداری از حقوق انسانی، سیاسی، اجتماعی و اقتصادی و حمایت قانونی از تمام افراد است. این مفاهیم از پیش‌فرضهای موردنیاز برای توسعه شهرنشینی هستند، به‌طوری‌که بدون دستیابی به این اهداف ایجاد شهرها ممکن نیست. به‌بیان‌دیگر چنانچه شهرنشینی موجب رفاه و تأمین اجتماعی ساکنان نشود، کارآمد نیست (فرهمند و همکاران، 2012).
از نگاه شهروندان افزایش و تفاوت سطح رفاه بین شهر و روستا از دلایل گسترش شهرها است. شهرنشینی فرآیندی است که در آن تغییراتی در سازمان اجتماعی سکونتگاههای انسانی به وجود می‌آید که حاصل افزایش، تمرکز و تراکم جمعیت است. از نظر سازمانی، در شهرنشینی دگرگونیهایی در ساخت اجتماعی - اقتصادی و کارکردهای جمعیتی ظاهر می‌شود (موسوی شال، 2021).
شهرنشینی نتیجه واقعی از توسعه است؛ زیرا همان‌طور که کشورها توسعه می‌یابند، نسبت شهروندانی که در مناطق شهری زندگی می‌کنند، با انتقال جمعیـت از منـاطق روستایی به شهرها نیز افزایش می‌یابد. یـک دلیـل بـرای شهرنشـینی رو بـه رشـد در سراسر جهان، تنوع قابل‌توجه ثروت و منابع، در تمـام شـهرهای مختلـف اسـت (سید نورانی و راجی اسدآبادی، 2020).
در حقیقت، می‌توان بیان داشت که یکی از اهداف اساسی توسعه، دستیابی به رفاه اجتماعی همگانی است (وفائی و همکاران، 2018) و یکی از مهم‌ترین پدیده‌های ناشی از توسعه اقتصادی و صنعتی‌شدن کشورها رشد شهرنشینی و جمعیت ساکن در شهرها است. یکی از عوامل مؤثر بر این موضوع تمرکز و تجمیع کارگاهها و بنگاههای صنعتی و تولیدی در مراکز شهری است که نیروی کار روستایی برای برخورداری از شغل و درآمد همواره به فکر مهاجرت به شهرها هستند. تودارو معتقد است که دلیل مهاجرت از روستا به شهر ناشی از دو متغیر مهم جذب و دفع است. جذب و دفع به شکل تفاوت چشمگیر درآمد شهر و روستا و شانس بیشتر در دستیابی به شغل و درآمد در شهرها است (تودارو، 1989).
در کشورهای درحال‌توسعه، توسعه و رشد اقتصادی هم‌زمان با هم پیش می‌روند. هم‌زمان با توسعه اقتصادی، تولید اقتصادی از بخش کشاورزی و روستایی به سمت تولیدات صنعتی و خدماتی منتقل می‌شود. همچنین به دلیل استفاده بیشتر از تکنولوژیهای سرمایه‌بر بخشی از نیروی کار فعال در بخش کشاورزی شغل خود را از دست داده و برای دستیابی به شغل به سمت شهرها مهاجرت می‌کنند. این تغییر در ترکیب تولید باعث ایجاد توسعه اقتصادی در شهرها می‌شود، چرا که نیروی کار و کارخانه‌های تولیدی در شهرها به هم می‌پیوندند تا با استفاده از صرفه‌های ناشی از مقیاس در فعالیتهای صنعتی و خدماتی به کار گرفته شوند (هندرسون، 1974).
فعالیتهای صنعتی و خدماتی متمرکز در مناطق شهری به دلیل صرفه‌های ناشی از مقیاس کاراتر هستند. افزایش فعالیت تولیدی در یک منطقه به افزایش اطلاعات و آگاهی در بین تولیدکنندگان کمک می‌کند و این خود موجب بهبود عملکرد بازار می‌شود. یکی دیگر از مزایای این تمرکز کاهش هزینه‌های حمل‌ونقل و مبادله محصولات و نهاده‌ها در بین تولیدکنندگان است که باعث کاهش هزینه‌های تولید می‌شود و این خود یک اثرجانبی مثبت قابل‌توجه است (هندرسون، 2000).
همین‌طور دولت با اعمال سیاستهای حمایتی از صنایع شهری، سرمایه‌گذاری زیربنایی یا یارانه بازار سرمایه در شهرها، جذابیت شهرها را بیشتر کرده و موجب مهاجرت نیروی کار از روستا به شهر می‌شود (رنود، 1987).
البته تضمینی وجود ندارد که گسترش شهرها موجب بهبود سطح رفاه تمام مردم ساکن در شهر به یک اندازه باشد. ممکن است که توسعه شهرنشینی باعث ایجاد اختلاف طبقاتی در بین شهروندان شود که این خود موجب کاهش کیفیت زندگی ساکنان است. در حالت کلی چنین انتظار می‌رود که رشد اقتصادی شهرها بهینه‌سازی توزیع عادلانه درآمد، بیمه و حمایتهای اجتماعی و خدمات درمانی، تأمین شغل و به‌طورکلی سطح مطلوبی از رفاه را متناسب با جمعیت ساکنان ایجاد کند (فرهمند و همکاران، 2012). لذا شهرنشینی می‌تواند رفتار دوگانه‌ای بر سطح رفاه اجتماعی بگذارد.
به‌بیان‌دیگر افزایش شهرنشینی بسته به سایر عوامل هم می‌تواند رفاه اجتماعی را افزایش دهد و یا گاهی می‌تواند از عوامل کاهش رفاه اجتماعی به حساب بیاید. چگونگی اثرگذاری شهرنشینی بر رفاه اجتماعی در جوامع مختلف بسته به سایر شرایط اجتماعی و محیطی متفاوت است. ازاین‌رو بررسی وجود یا عدم وجود رابطه غیرخطی شهرنشینی بر رفاه اجتماعی حائز اهمیت است. در این مقاله هدف بررسی رابطه شهرنشینی با رفاه اجتماعی استانهای ایران در سالهای 1390-1398 و بر اساس رویکرد داده‌های تابلویی پویا است تا از طریق آن بتوان نحوه اثرپذیری رفاه از سطح شهرنشینی در ایران شناسایی شود تا به وسیله آن سیاست‌گذاریها و راهکارهای لازم برای بهبود سطح رفاه مردم اتخاذ شود. (متغیرهای مورداستفاده در این مقاله از مرکز آمار استخراج شده است و به علت عدم وجود داده‌های مربوط به سال 1398 تولید ناخالص داخلی برخی از استانها، داده مربوط به آنها برآورد شده است.)
همچنین نقطه آستانه سطح شهرنشینی به دولتها این امکان را می‌دهد تا با استفاده از آن روند مهاجرت به شهرها را برای بهبود سطح رفاه مردم کنترل کنند. بنابراین در این مطالعه علاوه بر تعیین نحوه اثرگذاری شهرنشینی بر رفاه اجتماعی، هدف تعیین سطح آستانه شهرنشینی برای رفاه مطلوب است.
چارچوب نظری
سازمان ملل متحد در سال 2014 اعلام کرده است که میزان بی‌سابقه‌ای از شهرنشینی در جهان در حال وقوع است و بیشترین میزان رشد نرخ شهرنشینی مربوط به کشورهای درحال‌توسعه است (سازمان ملل، 2014). شهرنشینی تحولات اساسی ساختاری، اقتصادی، اجتماعی و کاربری زمین را به دنبال دارد. بخش اعظم فرآیند شهرنشینی در مناطق مختلف معمولاً سرمایه‌گذاریهای عظیم دولتی و خصوصی در مناطق روستایی و شهرهای کوچک را شامل می‌شود و در حالت کلی رشد اقتصادی را به دنبال دارد، البته این فرآیند در قاره‌ها و کشورهای مختلف به شکلهای مختلف اتفاق می‌افتد (جدواب، 2011)؛ (هندرسون و همکاران، 2013). در حالت کلی شهرنشینی دو نوع اثر می‌تواند بر رفاه اجتماعی داشته باشد:
از یک سو، برخی از مطالعات بیانگر تأثیرات مثبت گسترش شهرنشینی بر رفاه در درازمدت هستند (گلاسر، 2013). بر این اساس، شهرنشینی شامل انتقال فرصتهای شغلی از کشاورزی به سمت اشتغال بیشتر صنعتی با مزایای بیشتر است (دیائو و همکاران، 2019). شهرنشینی می‌تواند موجب افزایش تقاضا برای محصولات کشاورزی و اشتغال در بخش غیر کشاورزی شود که روابط بازار را بهبود می‌بخشد. از طرفی شهرنشینی دسترسی به بازارها را راحت‌تر کرده که این امر می‌تواند درآمد بیشتری را برای حمایت از معیشت روستایی ایجاد کند. درواقع، نرخ شهرنشینی با درآمد سرانه بالاتر رابطه مثبت دارد (کالی و منون، 2013). همچنین، شهرنشینی موجب افزایش سرمایه‌گذاری در فن‌آوریهای کشاورزی می‌شود که این با ایجاد فرصت برای بازار محصولات کشاورزی رفاه خانوار روستایی را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد (سوین و تافل، 2017).
براساس مبانی بیان‌شده انتظار بر این است که با گسترش شهرنشینی وضعیت درآمد خانوارهای ساکن در شهر بیشتر شود، چرا که با بزرگ‌تر شدن شهرها تعداد مصرف‌کنندگان بالقوه بیشتر شده و بازارها بزرگ‌تر می‌شوند، در ادامه این روند، خدمات مالی، ارتباطات و حمل‌ونقل نیز گسترش پیدا می‌کند. بنابراین مناطق بزرگ‌تر صرفه‌های نسبت به مقیاس بیشتری دارند و این خود موجب افزایش درآمد افراد ساکن در این مناطق است.
همچنین شهرها یکی از عوامل مؤثر در ایجاد ارتباط بین مردمی است که دارای مشترکاتی در ترجیحات و ایده‌های خود هستند. از منظر اقتصاد شهری، شهرها موجب ایجاد شرایطی برای تبادل نظرات و ایده‌ها و تعامل میان مردم است که درنهایت افزایش آگاهی و دانش برای توسعه محصولات و فناوریهای تولید را به دنبال دارد (فرهمند و همکاران، 2012). از سوی دیگر، به اعتقاد برخی شهرنشینی دارای اثرات منفی بر رفاه اجتماعی است. در حقیقت این افراد بیان می‌کنند که فقر شهری شده، به‌عبارت‌دیگر فقر تنها مربوط به مناطق روستایی نیست و شهرها نیز به فقر دچار هستند (دوروش و تورلو، 2014).
به‌بیان‌دیگر گسترش فقر در شهرها ناشی از مهاجرت فقیران به مناطق شهری است که این امر حاصل شهرنشینی بی‌برنامه است. در حقیقت شهرنشینی بی‌برنامه به جای اینکه موجب افزایش رفاه اجتماعی شود، حاشیه‌نشینی را در شهرها افزایش داده و فقر را گسترش می‌دهد. علاوه بر این شهرنشینی معمولاً با افزایش تقاضا برای محصولات غذایی و خدمات عمومی در ارتباط است. این تقاضای فزاینده همراه با سیستمهای تولید موادغذایی کشش‌ناپذیر، می‌تواند منجر به افزایش قیمتهای مصرف‌کننده شود (دوروش و تورلو، 2014).
یکی دیگر از اثرات مهم احتمالی شهرنشینی افزایش نابرابری درآمد به‌ویژه در مراحل اولیه توسعه است (کانبور و ژانگ، 2013). اعتقاد بر این است که این اتفاق به طور خاص در زمانی اتفاق می‌افتد که افزایش سرمایه‌گذاری در زیرساختها کمتر اتفاق افتد. این یک روند بسیار معمول در خیلی از کشورهای درحال‌توسعه‌ای است که گسترش شهرنشینی در آنها اتفاق افتاده است. این بدان معناست که فقیرترین خانوارها ممکن است از روند شهرنشینی نوظهور سود کمی کسب کنند که این امر می‌تواند در کوتاه‌مدت و میان‌مدت نابرابری درآمد را افزایش دهد (بلک و هندرسون، 1999).
ازاین‌رو، اثر شهرنشینی بر رفاه اجتماعی می‌تواند مثبت و یا منفی و یا به‌صورت غیرخطی باشد. درواقع افزایش رفاه ممکن است در ابتدا به علت افزایش مطلوبیت نسبی به‌دست‌آمده از دسترسیها و شرایط تسهیل‌کننده در شهرها باعث افزایش رفاه موقت افراد شود ولی بعد از گذشت مدتی با افزایش هزینه‌ها بیشتر از افزایش درآمدهای شهری و عدم توانایی در پوشش هزینه‌ها باعث کاهش رفاه اجتماعی شود. به‌طوری‌که، مطالعات مختلف نظیر هندرسون (2000 و 2001) بیانگر این مسئله هستند که درجه تمرکز شهری بر کارایی و رشد اقتصاد ملی به‌صورت غیرخطی اثرگذار است.
به‌بیان‌دیگر با افزایش شهرنشینی در مرحله اول، رشد اقتصادی افزایش می‌یابد تا به یک نقطه حداکثری می‌رسد و پس‌ازآن با گسترش بیشتر در شهرنشینی این روند دچار نزول شده و شکل کاهشی به خود می‌گیرد. ویلیامسون معتقد است که در مراحل اولیه توسعه تمرکز شهری افزایش می‌یابد اما با بیشتر شده توسعه درجه بهینه تمرکز شهری دچار کاهش می‌شود (فرهمند و اکبری، 2008).
پیشینه تجربی
سامانی و همکاران (2023) ضمن بررسی اثر غیرخطی سرریز فضایی تمرکززدایی مالی بر رفاه اجتماعی در استانهای ایران در دوره زمانی 1385-1397 با استفاده از روش اقتصادسنجی فضایی، به اثرگذاری متغیر شهرنشینی بر رفاه اجتماعی نیز پرداختند. نتایج تحقیق حاکی از آن است که سطح تمرکززدایی در استانها با رفاه اجتماعی رابطه غیرخطی u معکوس دارد. همچنین متغیرهای نرخ باسوادی، درآمد سرانه و شهرنشینی تأثیر مثبت و شاخص فلاکت اثر منفی بر رفاه اجتماعی استانهای ایران دارند.
نوبهار و همکاران (2023) به بررسی رابطه بین نابرابری درآمد، شهرنشینی و رشد اقتصادی در استانهای ایران در دوره زمانی 1385-1398 و با استفاده از روش دومیترسکو-هورلین برای بررسی رابطه علی متغیرها و نیز رویکرد پانل فضایی پرداختند. نتایج تحقیق حاکی از وجود رابطه علّیت یک‌طرفه از شهرنشینی به نابرابری درآمدی و وجود رابطه علّیت دوطرفه بین تولید ناخالص داخلی و نابرابری درآمدی در استانهای ایران است. همچنین، نرخ شهرنشینی، تولید ناخالص داخلی سرانه و باسوادی از مهم‌ترین متغیرهای اثرگذار بر نابرابری درآمدی در استانهای ایران هستند.
کاوه (2021) به مقایسه رفاه ذهنی ساکنان متن و حاشیه کلان‌شهر مشهد و عوامل مؤثر بر آن در سال 1399 و بر اساس روشهای مصاحبه و پرسشنامه و رویکرد پروبیت تربیتی پرداخته‌اند. نتایج حاکی از آن است که سطح رفاه ذهنی حاشیه‌نشینان مشهد کمتر از ساکنان این کلان‌شهر است. رضایت نسبی مالی افراد، جنسیت، برخورداری از تحصیلات دانشگاهی و سطح بالاتر عواطف مثبت در کل نمونه، میزان باورهای مذهبی فقط در نمونه شهرنشینان و جنسیت، تأهل و مالکیت خانه در بین حاشیه‌نشینان از عوامل مهم و اثرگذار بر رفاه ذهنی هستند.
زی و همکاران (2021) به بررسی تأثیر رفاه بر مهاجرت به شهرها پرداختند. مطالعه آنان براساس داده‌های نظرسنجی از پنج شهر چین است. به عقیده آنان برخورداری از سیستم رفاهی یک عامل مهم در مهاجرت به شهرها در کشورهای درحال‌توسعه است. نتایج نشان می‌دهد که مهاجران روستایی که وضعیت اقتصادی- اجتماعی بهتری دارند تمایل بیشتری به سکونت در شهرها دارند. همین‌طور مشارکت در بیمه‌های اجتماعی تأثیر مثبت و قابل‌توجهی بر اهداف شهرک‌سازی مهاجران روستایی در شهرها دارد.
تیبرتی (2020) در بررسی خود در کشور اتیوپی به این موضوع پرداختند که آیا شهرنشینی رفاه خانوار را بهبود می‌بخشد؟ بررسی آنان نشان داد که رشد شهرنشینی به‌ویژه گسترش شهرهای کوچک موجب بهبود وضعیت رفاه می‌شود. افزایش رفاه به دلیل افزایش مشارکت در بازار کار و بخشهای غیرکشاورزی است که عمدتاً این شغلها به دلیل شهرنشینی به وجود آمده است. یافته‌ها این نکته را بیان می‌کند که به طور متوسط، گسترش شهرنشینی می‌تواند رفاه خانوار را بهبود بخشد، به‌ویژه که فرصتهایی در بازار کار ایجاد می‌کند که می‌تواند درآمد خانوار را افزایش دهد؛ که البته این پیشرفتها ممکن است به طور یکنواخت توزیع نشوند، به‌عبارت‌دیگر در این فرآیند خانوارهایی که دارای وضعیت رفاهی بهتری هستند نسبت به خانوارهایی که وضعیت رفاهی ضعیفی دارند، بهره‌مندی کمتری از رفاه را تجربه می‌کنند.
مختار و همکاران (2018) به بررسی این موضوع پرداختند که آیا مهاجرت روستا به شهر کیفیت اشتغال و رفاه خانوار را در پاکستان بهبود می‌بخشد؟ آنان از داده‌های چهار منطقه اصلی لاهور، گوجرانوالا، فیصل‌آباد و سیالکوت در پنجاب پاکستان استفاده کردند. این داده‌ها برای 504 خانواده مهاجر و غیرمهاجر در مناطق روستایی و 252 کارگر مهاجر در مقاصد شهری است. نتایج نشان داد که وضعیت کارگران مهاجر از نظر بهبود درآمد و شرایط زندگی در شهرها بهتر است، اما وضعیت حمایت اجتماعی آنها هنوز پایین است. همچنین نتایج مدلهای کیفیت اشتغال نشان می‌دهد که مهاجرت یک استراتژی موفق برای خانوارهای روستایی برای بهبود کیفیت اشتغال و رفاه آنها است و مهاجرت تأثیر مثبتی بر درآمد خانوارهای روستایی دارد که این تأثیرات در شهرهای بزرگ بیشتر دیده می‌شود.
ایلخانی (2017) به بررسی تأثیر شهرنشینی بر رفاه اقتصادی کشورهای منتخب منا پرداخته‌اند. آنها در مطالعه خود از شاخص رفاه لگاتوم استفاده و تأثیر نرخ شهرنشینی بر رفاه اقتصادی کشورهای منتخب برای سالهای 2009- 2014 را به وسیله مدل پانل دیتا برآورد کردند. نتایج آنان حاکی از این بود که بین رشد شهرنشینی و رفاه اقتصادی در کشورهای منتخب منا رابطه مثبت وجود دارد.
نگوین و همکاران (2015) به بررسی تغییرات رفاه در بین خانوارهای روستایی مهاجر به شهر در کشور ویتنام پرداختند. این بررسی بین 299 خانوار مهاجر در بازه زمانی 2007- 2010 انجام شده است. نتایج بررسی حاکی از این بوده است که مهاجرت از روستا به شهر برای بهبود وضعیت اشتغال یک استراتژی مورداستفاده خانوارهای روستایی در معرض شوکهای کشاورزی و اقتصادی بوده و همچنین خانوارهایی که دارای سرمایه انسانی بالاتر هستند برای دسترسی به تحصیل و آموزش بهتر مهاجرت را به عنوان استراتژی انتخاب می‌کنند. نتایج حاصل از بررسی نشان‌دهنده این نکته است که مهاجرت دارای اثر مثبت در رشد درآمد خانوار بوده و مهاجرت نه‌تنها باعث می‌شود خانوار از فقر رها شوند بلکه وضعیت فقر در مناطق روستایی را نیز بهبود می‌بخشد.
فرهمند و همکاران (2012) به بررسی اثر شهرنشینی بر رفاه اجتماعی در استانهای ایران پرداختند. آنها از دو متغیر شهری (درصد جمعیت ساکن در بزرگ‌ترین ناحیه شهری) و ضریب توزیع اندازه شهرها (با استفاده از برآورد رتبه- اندازه شهر) برای بررسی استفاده کردند. مطالعه آنان در بازه زمانی 1385- 1388 انجام شده و روشهای (SAR) و (SEM) برای برآورد الگوی نهایی (SARMA) به کار گرفته شده است. نتایج آنان حاکی از این است که رابطه بین شهرنشینی و رفاه به‌صورت غیرخطی است، به‌عبارت‌دیگر برای دستیابی به رفاه حد بهینه‌ای از شهرنشینی لازم است. همچنین درجه تمرکز شهری بر رشد رفاه از نظر آماری اثر معناداری ندارد.
بر اساس مطالعات (ایلخانی، 2017)، (نگوین، 2015)، (تیبرتی، 2020) و (زی و همکاران، 2021) رابطه مثبتی بین سطح رفاه و شهرنشینی وجود دارد، به‌بیان‌دیگر یکی از دلایل مهاجرت به شهرها دستیابی به امکانات بیشتر، درآمد بالا و اشتغال و درنهایت بهبود سطح رفاه خانوار است. همچنین براساس مطالعه (فرهمند و همکاران، 2012) یک رابطه غیرخطی بین شهرنشینی و رفاه وجود دارد. البته که مشخصاً مطالعات اندکی نیز به بررسی رابطه شهرنشینی و رفاه اجتماعی پرداخته‌اند.
نوآوری مطالعه حاضر این است که اولاً، با توجه به اینکه رفاه در یک دوره زمانی می‌تواند بر رفاه دوره‌های بعد نیز اثرگذار باشد از تکنیک داده‌های تابلویی پویا استفاده شده است. دوم اینکه، از متغیر سن برای محاسبه رفاه اجتماعی استفاده شده است که دو مؤلفه اساسی آن درآمد سرانه و ضریب جینی است. سوم اینکه، رابطه غیرخطی بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی مورد ارزیابی قرار گرفته و همچنین حد آستانه شهرنشینی برای دستیابی به حداکثر میزان رفاه اجتماعی در استانهای کشور ایران محاسبه شده است. علاوه بر متغیر شهرنشینی و توان دوم آن، به بررسی رابطه بین سطح اشتغال و متوسط درآمد با رفاه خانوارها در استانها نیز پرداخته شده است.
روش
در این مطالعه برای بررسی رابطه غیرخطی شهرنشینی و رفاه اجتماعی و اثرات پویای متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته در دوره زمانی 1390-1397 از تکنیک داده‌های تابلویی پویا استفاده شده است. فرم کلی الگوهای پویا به‌صورت زیر است:
(1)
Yit=β0 Yi,t-1+β1 Xit+μi+uit
i=1,2,3,…,N
t=1,2,3,…,T
در مدل فوق Xit بردار متغیرهای توضیحی، Yit بردار متغیر وابسته، μi جزء خطای مربوط به مقاطع و uit جزء خطای مربوط به مقاطع iام در زمان t است. این مدل امکان دارد مشکلاتی نظیر همبستگی سریالی و ماهیت درون‌زا بودن متغیر وقفه‌دار را داشته باشد به همین دلیل با برآورد کننده‌هایی مانند پانل دیتا قابل‌بررسی نیستند. برای حل این مشکل برای برآورد مدل از برآوردگر گشتاور تعمیم‌یافته (GMM) مربوط به آرلانو و باند (1991) استفاده می‌شود. آرلانو باند برای حل این مشکلات با استفاده از روش تفاضل مرتبه اول مقادیر وقفه‌دار متغیر وابسته به عنوان متغیر ابزاری استفاده می‌کنند. در این صورت با تفاضل‌گیری از طرفین معادله بالا، خواهیم داشت: (آرلانو، 1991)i=1,2,3,…,N
t=1,2,3,…,T
(2)
(Yit- Yi,t-1)=β0 (Yi,t-1-Yi,t-2)+β1 (Xit-Xi,t-1)+(εit-εi,t-1)
در معادله (2) برای حذف اثر مقاطع از الگو، تفاضل‌گیری انجام شده است. پس‌ازآن از پسماند باقی‌مانده برای متوازن‌کردن ماتریس واریانس- کواریانس استفاده می‌شود. به‌بیان‌دیگر این برآورد، متغیرهایی تحت عنوان متغیر ابزاری در مدل ایجاد می‌کند تا برآوردهایی سازگار و بدون تورش به دست آید. برآورد سازگار و بدون تورش در گرو انتخاب متغیر ابزاری معتبر است. برای سنجش اعتبار متغیرهای ابزاری به کار رفته از آزمون سارگان استفاده می‌شود (بالتاجی، 2008). براساس فرض صفر این آزمون، متغیرهای ابزاری در مدل به‌صورت جانبی با اجزاء خطای الگو همبستگی ندارد. بر همین اساس چنانچه فرض صفر ما رد شود متغیر ابزاری مدل نامناسب است و لازم است متغیرهای ابزاری مناسب‌تری برای مدل تعریف کنیم (کریمی تکانلو، 2013).
پس از این باید مرتبه خودرگرسیونی جملات خطا نیز مورد آزمون قرار گیرد، چرا که روش تفاضل‌گیری مرتبه اول برای حذف اثرات در صورتی مناسب است که مرتبه خودرگرسیونی جملات اخلال از مرتبه دوم نباشند. در تخمین مدل GMM باید جملات اخلال دارای همبستگی سریالی مرتبه اول AR(1) و دارای همبستگی سریالی مرتبه دوم AR(2) نباشند (آرلانو، 1991). در این پژوهش نیز به بررسی اثرات غیرخطی و پویای شهرنشینی بر رفاه اجتماعی استانهای ایران پرداخته شده است.
در این بررسی علاوه بر متغیر شهرنشینی متغیرهای مستقل دیگری همچون اشتغال و متوسط درآمد خانوارها نیز در نظر گرفته شده است. داده مربوط به متغیرها برای 31 استان را از مرکز آمار ایران به‌صورت سری زمانی و برای بازه زمانی 1390- 1397 گردآوری و تحلیلها با استفاده از نرم‌افزار Stata12 انجام شده است.
با توجه به ماهیت پویای متغیرهای تحقیق برای انجام برآورد از روش گشتاور تعمیم‌یافته (GMM) استفاده شده است. این روش مبتنی بر همبستگی بوده که روابط بین پدیده‌ها را بر اساس اهداف تحقیق موردبررسی و تحلیل قرار می‌دهد؛ ازاین‌رو مدل مورداستفاده در این مطالعه و با لگاریتم‌گیری از متغیرها در معادله (3) ارائه شده است.
(3)
LWelit=β0+β1 LWeli,t-1+β2 LUrbit+β3 (LUrb) 2it+β4 LLbrit+β5 LRevit+uit
i=1,2,3,…,N
t=1,2,3,…,T
i=1,2,3,…,N
t=1,2,3,…,T
که در آن متغیر وابسته یا لگاریتم سطح رفاه اجتماعی استان i در دوره t، متغیر وابسته با یک وقفه، لگاریتم نسبت جمعیت شهرنشین، توان دوم لگاریتم متغیر شهرنشینی، لگاریتم شاغلین 15 سال و بالاتر و لگاریتم متوسط سطح درآمد خانوار را نشان می‌دهد. براساس آنچه گفته شد تابع رفاه اجتماعی براساس معیار سن برآورد شده است که به‌صورت زیر است:
(4)
Wel=GDP(1-GINI)
تولید ناخالص هر استان در بازه زمانی موردبررسی و متغیر ضریب جینی مربوط به هر استان است. تابع رفاه اجتماعی سن از اهمیت خاصی برخورداراست؛ زیرا رسیدن به توسعه اقتصادی به منظور بهبود کیفیت زندگی مردم و افزایش سطح رفاه عمومی از اهدافی است که دولتهای مختلف جهان به دنبال آن هستند و در رسیدن به این هدف دو متغیر رشد اقتصادی و توزیع درآمد نقش عمده‌ای دارند. رشد اقتصادی متغیری است که ضامن سطح تولیدات و امکانات بالاتر در اقتصاد به منظور مصرف و سرمایه‌گذاری بیشتر است و توزیع عادلانه درآمد نیز سبب استفاده متناسب همگان از امکانات و منافع موجود می‌شود. این دو متغیر در کنار هم با شکل‌گیری سایر نهادهای اجتماعی، فرهنگی و سیاسی، موجبات تسهیل و تسریع فرآیند توسعه اقتصادی در کشور را فراهم می‌آورند و در رسیدن به توسعه اقتصادی، نحوه و اثرگذاری این دو متغیر بسیار مهم است (وفائی، 2017).
بر اساس مبانی تئوریک انتظار بر این است که متغیرهای اشتغال و متوسط سطح درآمد اثر مثبت بر رفاه اجتماعی داشته باشد. زیرا در جهان امروز درآمد و پول عامل اصلی در برخورداری از امکانات و افزایش سطح رفاه است.
به دست آوردن شغل به معنی پیداکردن منبع درآمد است که به وسیله آن می‌توان از امکانات بهتر و بیشتری برخوردار شد. همچنین دستیابی به درآمد بالاتر خود عاملی برای دسترسی بیشتر و بهتر به امکانات آموزشی، بهداشتی، رفاهی و ... است. همچنین بر اساس مبانی تئوریک انتظار بر این است که رابطه غیرخطی U معکوس بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی وجود داشته باشد.
یافته‌ها
قبل از تحلیل رگرسیون، ابتدا به منظور اطمینان از صحت داده‌ها و اطلاعات آماری به توصیف داده‌ها پرداخته شده است. توصیف داده‌ها این امکان را فراهم می‌کند که قبل از تخمین مدل، مروری بر اطلاعات مورداستفاده داشت.
بر اساس آمار و اطلاعات، بیشترین سطح رفاه مربوط به استان گلستان و سال 1397 و کمترین مقدار رفاه مربوط به استان زنجان در سال 1392 است. بیشترین سطح شهرنشینی مربوط به استان قم در بازه زمانی 1390-1398 و کمترین سطح شهرنشینی مربوط به استان سیستان و بلوچستان و سالهای 1390 و 1394- 1396 است. بالاترین نرخ اشتغال مربوط به استان همدان در سال 1397 و کمترین نرخ اشتغال نیز مربوط به استان سیستان و بلوچستان در سال 1390 است. بالاترین سطح درآمد خانوار مربوط به استان تهران در سال 1397 و کمترین سطح درآمد خانوار هم مربوط به استان مرکزی در سال 1391 بوده است. درنهایت کمترین مقدار انحراف معیار مقدار 08 /0 و 07 /0 مربوط به دو متغیر اشتغال و شهرنشینی است و این به معنی این است که پراکندگی داده‌ها نسبت به میانگین در این دو متغیر نسبت به سایر متغیرها کمتر است، همچنین بیشترین مقدار انحراف معیار مربوط به متغیر رفاه به مقدار 45 /0 است. در ادامه برای تشریح کامل آمارهای توصیفی متغیرهای مورداستفاده در مدل در جدول (1) ارائه شده است:
جدول (1): اطلاعات توصیفی متغیرها
| متغیرها | توصیف متغیرها | مقدار حداکثر (Max) | مقدار حداقل (Min) | انحراف استاندارد (SD) | میانگین (M) |
| Lwel | لگاریتم رفاه | 26 /10 | 47 /6 | 46 /0 | 24 /8 |
| Lurb | لگاریتم شهرنشینی | 98 /1 | 69 /1 | 08 /0 | 83 /1 |
| (Lurb)2 | مجذور لگاریتم شهرنشینی | 92 /3 | 84 /2 | 28 /0 | 36 /3 |
| LLbr | لگاریتم اشتغال | 66 /2 | 49 /1 | 07 /0 | 62 /1 |
| Lrev | لگاریتم سطح متوسط درآمد خانوار | 91 /5 | 15 /4 | 23 /0 |
| 36 /5 |
در ادامه در جدول (2) به بررسی روند هرکدام از متغیرهای موردبررسی در استانهای ایران پرداخته شده است:
جدول(2): مقادیر متوسط متغیرهای موردبررسی برحسب استانهای ایران در دوره زمانی 1390-1398
| استان | LWel | LUrb | (Lurb)2 | LLbr | LRev |
| آذربایجان شرقی | 15 /2 | 85 /1 | 43 /3 | 65 /1 | 36 /5 |
| آذربایجان غربی | 17 /2 | 81 /1 | 28 /3 | 66 /1 | 19 /5 |
| اردبیل | 19 /2 | 83 /1 | 34 /3 | 68 /1 | 15 /5 |
| اصفهان | 14 /2 | 94 /1 | 76 /3 | 64 /1 | 38 /5 |
| البرز | 2 /2 | 96 /1 | 85 /3 | 61 /1 | 46 /5 |
| ایلام | 12 /2 | 82 /1 | 33 /3 | 59 /1 | 33 /5 |
| بوشهر | 13 /2 | 85 /1 | 42 /3 | 61 /1 | 41 /5 |
| تهران | 2/ 1 | 97 /1 | 88 /3 | 61 /1 | 58 /5 |
| چهارمحال و بختیاری | 17 /2 | 79 /1 | 21 /3 | 62 /1 | 37 /5 |
| خراسان جنوبی | 15 /2 | 77 /1 | 12 /3 | 64 /1 | 31 /5 |
| خراسان رضوی | 15 /2 | 86 /1 | 47 /3 | 65 /1 | 38 /5 |
| خراسان شمالی | 14 /2 | 74 /1 | 02 /3 | 66 /1 | 37 /5 |
| خوزستان | 11 /2 | 87 /1 | 49 /3 | 61 /1 | 43 /5 |
| زنجان | 17 /2 | 82 /1 | 3 /3 | 65 /1 | 32 /5 |
| سمنان | 18 /2 | 9 /1 | 6 /3 | 61 /1 | 32 /5 |
| سیستان و بلوچستان | 13 /2 | 7 /1 | 88 /2 | 54 /1 | 25 /5 |
| فارس | 14 /2 | 85 /1 | 41 /3 | 62 /1 | 44 /5 |
| قزوین | 22 /2 | 87 /1 | 51 /3 | 64 /1 | 38 /5 |
| قم | 17 /2 | 98 /1 | 92 /3 | 59 /1 | 41 /5 |
| کردستان | 18 /2 | 84 /1 | 39 /3 | 63 /1 | 31 /5 |
| کرمان | 15 /2 | 77 /1 | 13 /3 | 6 /1 | 28 /5 |
| کرمانشاه | 16 /2 | 86 /1 | 48 /3 | 63 /1 | 36 /5 |
| کهکویه و بویراحمد | 14 /2 | 74 /1 | 02 /3 | 57 /1 | 39 /5 |
| گلستان | 15 /2 | 72 /1 | 97 /2 | 62 /1 | 37 /5 |
| گیلان | 16 /2 | 8 /1 | 23 /3 | 65 /1 | 41 /5 |
| لرستان | 18 /2 | 8 /1 | 25 /3 | 59 /1 | 34 /5 |
| مازندران | 16 /2 | 75 /1 | 08 /3 | 64 /1 | 45 /5 |
| مرکزی | 2 /2 | 88 /1 | 54 /3 | 6 /1 | 22 /5 |
| هرمزگان | 18 /2 | 72 /1 | 97 /2 | 62 /1 | 42 /5 |
| همدان | 17 /2 | 79 /1 | 20 /3 | 63 /1 | 37 /5 |
| یزد | 17 /2 | 93 /1 | 72 /3 | 64 /1 | 54 /5 |
براساس جدول فوق می‌توان به این نتیجه دست یافت که بیشترین شاخص سطح رفاه اجتماعی (که در جدول بالا با LWel نشان داده شده است) مربوط به استان قزوین با رقم 22 /2 و کمترین میزان رفاه اجتماعی مربوط به استان تهران با عدد 1 /2 است. در رابطه با میزان شهرنشینی بالاترین رتبه مربوط به استان قم با عدد 98 /1 با 1 /0 بیشتر از استان تهران و کمترین میزان شهرنشینی نیز با عدد 7 /1 مربوط به استان سیستان و بلوچستان است. در رابطه با میزان اشتغال، استان اردبیل با عدد 68 /1 بیشترین میزان شاغلین و استان سیستان و بلوچستان با عدد 54 /1 کمترین میزان شاغلین را در کشور دارا است.
در رابطه با متغیر سطح درآمد خانوار استان تهران با عدد 58 /5 بیشترین میزان سطح درآمد خانوار را در بین استانهای کشور دارد و همچنین استان اردبیل با عدد 15 /5 کمترین سطح درآمد خانوار را دارد. در ادامه، در جداول (3) و (4) که در ادامه آورده شده است به بررسی روند شهرنشینی و رفاه در استانهای ایران در سالهای 1390 - 1398 پرداخته شده است تا به بررسی روند هم‌زمان دو متغیر رفاه اجتماعی و شهرنشینی در هر یک از استانها پرداخته شود.
جدول (3): روند شهرنشینی در استانهای ایران در بازه سالهای 1390-1398
| استان | 1390 | 1391 | 1392 | 1393 | 1394 | 1395 | 1396 | 1397 | 1398 |
| آذربایجان شرقی | 84 /1 | 84 /1 | 84 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 86 /1 |
| آذربایجان غربی | 8 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 81 /1 | 82 /1 | 82 /1 | 82 /1 | 82 /1 |
| اردبیل | 81 /1 | 81 /1 | 82 /1 | 82 /1 | 83 /1 | 83 /1 | 84 /1 | 84 /1 | 84 /1 |
| اصفهان | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 94 /1 | 94 /1 | 94 /1 | 95 /1 | 95 /1 | 95 /1 |
| البرز | 96 /1 | 96 /1 | 96 /1 | 96 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 |
| ایلام | 81 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 83 /1 | 83 /1 | 83 /1 | 84 /1 | 84 /1 |
| بوشهر | 83 /1 | 84 /1 | 84 /1 | 84 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 86 /1 |
| تهران | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 | 97 /1 |
| چهارمحال و بختیاری | 76 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 78 /1 | 8 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 81 /1 |
| خراسان جنوبی | 75 /1 | 75 /1 | 76 /1 | 76 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 78 /1 | 78 /1 |
| خراسان رضوی | 86 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 87 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 87 /1 | 87 /1 | 87 /1 |
| خراسان شمالی | 71 /1 | 71 /1 | 72 /1 | 72 /1 | 75 /1 | 75 /1 | 75 /1 | 76 /1 | 76 /1 |
| خوزستان | 85 /1 | 85 /1 | 86 /1 | 86 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 89 /1 |
| زنجان | 8 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 81 /1 | 82 /1 | 83 /1 | 83 /1 | 83 /1 | 83 /1 |
| سمنان | 89 /1 | 89 /1 | 89 /1 | 89 /1 | 9 /1 | 9 /1 | 9 /1 | 91 /1 | 91 /1 |
| سیستان و بلوچستان | 69 /1 | 7 /1 | 7 /1 | 71 /1 | 69 /1 | 69 /1 | 69 /1 | 7 /1 | 71 /1 |
| فارس | 83 /1 | 84 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 84 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 85 /1 |
| قزوین | 86 /1 | 87 /1 | 87 /1 | 88 /1 | 87 /1 | 87 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 88 /1 |
| قم | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 | 98 /1 |
| کردستان | 82 /1 | 82 /1 | 83 /1 | 83 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 86 /1 | 86 /1 |
| کرمان | 76 /1 | 76 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 78 /1 | 78 /1 |
| کرمانشاه | 84 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 85 /1 | 87 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 88 /1 |
| کهگویه و بویراحمد | 72 /1 | 73 /1 | 73 /1 | 74 /1 | 74 /1 | 75 /1 | 75 /1 | 75 /1 | 75 /1 |
| گلستان | 71 /1 | 71 /1 | 71 /1 | 72 /1 | 73 /1 | 73 /1 | 73 /1 | 74 /1 | 74 /1 |
| گیلان | 78 /1 | 78 /1 | 79 /1 | 79 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 81 /1 | 81 /1 |
| لرستان | 79 /1 | 79 /1 | 79 /1 | 79 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 81 /1 | 82 /1 |
| مازندران | 74 /1 | 74 /1 | 74 /1 | 74 /1 | 76 /1 | 76 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 |
| مرکزی | 87 /1 | 87 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 88 /1 | 89 /1 | 89 /1 | 89 /1 | 89 /1 |
| هرمزگان | 7 /1 | 7 /1 | 7 /1 | 71 /1 | 73 /1 | 74 /1 | 74 /1 | 75 /1 | 75 /1 |
| همدان | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 77 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 8 /1 | 81 /1 | 81 /1 |
| یزد | 92 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 | 93 /1 |
جدول (4): روند رفاه در استانهای ایران در بازه سالهای 1390-1398
| استان | 1390 | 1391 | 1392 | 1393 | 1394 | 1395 | 1396 | 1397 | 1398 |
| آذربایجان شرقی | 8 /1 | 96 /1 | 07 /2 | 13 /2 | 14 /2 | 18 /2 | 22 /2 | 35 /2 | 52 /2 |
| آذربایجان غربی | 82 /1 | 94 /1 | 05 /2 | 12 /2 | 20 /2 | 25 /2 | 26 /2 | 43 /2 | 5 /2 |
| اردبیل | 83 /1 | 94 /1 | 11 /2 | 18 /2 | 21 /2 | 25 /2 | 26 /2 | 39 /2 | 55 /2 |
| اصفهان | 83 /1 | 92 /1 | 05 /2 | 09 /2 | 11 /2 | 17 /2 | 21 /2 | 37 /2 | 52 /2 |
| البرز | 86 /1 | 2 | 11 /2 | 15 /2 | 22 /2 | 22 /2 | 28 /2 | 42 /2 | 55 /2 |
| ایلام | 82 /1 | 04 /2 | 15 /2 | 11 /2 | 03 /2 | 95 /1 | 07 /2 | 37 /2 | 55 /2 |
| بوشهر | 83 /1 | 01 /2 | 15 /2 | 13 /2 | 98 /1 | 2 | 13 /2 | 37 /2 | 56 /2 |
| تهران | 81 /1 | 91 /1 | 03 /2 | 08 /2 | 09 /2 | 13 /2 | 15 /2 | 28 /2 | 4 /2 |
| چهارمحال و بختیاری | 83 /1 | 97 /1 | 09 /2 | 1 /2 | 15 /2 | 21 /2 | 27 /2 | 41 /2 | 53 /2 |
| خراسان جنوبی | 83 /1 | 97 /1 | 09 /2 | 13 /2 | 14 /2 | 18 /2 | 2 /2 | 34 /2 | 5 /2 |
| خراسان رضوی | 83 /1 | 96 /1 | 06 /2 | 11 /2 | 14 /2 | 19 /2 | 2 /2 | 36 /2 | 51 /2 |
| خراسان شمالی | 83 /1 | 92 /1 | 03 /2 | 09 /2 | 11 /2 | 18 /2 | 21 /2 | 39 /2 | 49 /2 |
| خوزستان | 82 /1 | 02 /2 | 16 /2 | 11 /2 | 96 /1 | 95 /1 | 06 /2 | 33 /2 | 56 /2 |
| زنجان | 86 /1 | 96 /1 | 09 /2 | 12 /2 | 15 /2 | 21 /2 | 24 /2 | 42 | 52 /2 |
| سمنان | 83 /1 | 94 /1 | 1 /2 | 14 /2 | 17 /2 | 23 /2 | 26 /2 | 39 /2 | 55 /2 |
| سیستان و بلوچستان | 78 /1 | 95 /1 | 06 /2 | 1 /2 | 13 /2 | 18 /2 | 22 /2 | 3 /2 | 46 /2 |
| فارس | 81 /1 | 93 /1 | 1 /2 | 09 /2 | 1 /2 | 15 /2 | 22 /2 | 33 /2 | 51 /2 |
| قزوین | 86 /1 | 2 | 13 /2 | 18 /2 | 23 /2 | 25 /2 | 3 /2 | 45 /2 | 6 /2 |
| قم | 81 /1 | 95 /1 | 09 /2 | 13 /2 | 2 /2 | 23 /2 | 26 /2 | 36 /2 | 54 /2 |
| کردستان | 84 /1 | 97 /1 | 07 /2 | 12 /2 | 16 /2 | 24 /2 | 27 /2 | 39 /2 | 52 /2 |
| کرمان | 83 /1 | 97 /1 | 1 /2 | 11 /2 | 08 /2 | 15 /2 | 21 /2 | 36 /2 | 54 /2 |
| کرمانشاه | 82 /1 | 93 /1 | 06 /2 | 14 /2 | 15 /2 | 21 /2 | 26 /2 | 38 /2 | 53 /2 |
| کهگویه و بویراحمد | 85 /1 | 02 /2 | 2 /2 | 14 /2 | 97 /1 | 02 /2 | 12 /2 | 36 /2 | 56 /2 |
| گلستان | 79 /1 | 93 /1 | 04 /2 | 1 /2 | 14 /2 | 19 /2 | 23 /2 | 37 /2 | 52 /2 |
| گیلان | 84 /1 | 94 /1 | 07 /2 | 1 /2 | 15 /2 | 17 /2 | 23 /2 | 37 /2 | 54 /2 |
| لرستان | 84 /1 | 93 /1 | 09 /2 | 15 /2 | 21 /2 | 24 /2 | 25 /2 | 38 /2 | 54 /2 |
| مازندران | 84 /1 | 95 /1 | 07 /2 | 14 /2 | 17 /2 | 2 /2 | 22 /2 | 37 /2 | 51 /2 |
| مرکزی | 81 /1 | 95 /1 | 12 /2 | 14 /2 | 17 /2 | 21 /2 | 29 /2 | 49 /2 | 61 /2 |
| هرمزگان | 85 /1 | 98 /1 | 13 /2 | 08 /2 | 15 /2 | 22 /2 | 26 /2 | 42 /2 | 53 /2 |
| همدان | 82 /1 | 91 /1 | 1 /2 | 15 /2 | 17 /2 | 2 /2 | 26 /2 | 37 /2 | 51 /2 |
| یزد | 83 /1 | 97 /1 | 1 /2 | 14 /2 | 15 /2 | 19 /2 | 25 /2 | 37 /2 | 54 /2 |
براساس داده‌های به‌دست‌آمده از جداول (3) و (4) می‌توان بیان داشت که در استانهای آذربایجان شرقی، غربی، اردبیل، اصفهان، البرز، ایلام، بوشهر، چهارمحال بختیاری، خراسان جنوبی، خراسان شمالی، خوزستان، زنجان، سمنان، فارس، قزوین، کردستان، کرمان، کرمانشاه، کهگویه و بویراحمد، گلستان، گیلان، لرستان، مازندران، مرکزی، هرمزگان، همدان و یزد در بازه موردبررسی 1390- 1398 شهرنشینی به‌کندی روبه افزایش بوده و در همین زمان رفاه در این استانها نیز روندی صعودی داشته است.
البته لازم به ذکر است که در این میان در وهله اول، روند افزایش شهرنشینی استانهای چهارمحال و بختیاری، خراسان شمالی و هرمزگان و در وهله دوم، استانهای خوزستان، کردستان، کرمانشاه و همدان بالاتر از سایر استانها بوده است؛ اما در استانهای تهران و قم با وجود روند ثابت شهرنشینی رفاه در دوره زمانی موردبررسی، همواره در حال افزایش بوده است.
در استانهای خراسان رضوی و سیستان و بلوچستان با وجود عدم ثبات در میزان شهرنشینی و نزولی و صعودی بودن روند، همواره رفاه در حال افزایش است. بر اساس آنچه در روند موردبررسی رفاه و شهرنشینی در استانهای ایران مشاهده می‌شود، روند حرکت شهرنشینی و رفاه اجتماعی برخی از استان با هم یکسان بوده و در برخی دیگر ارتباطی بین آنها یافت نشده است.
در ادامه برای بررسی اینکه در حالت کلی‌تر و با لحاظ تمامی استانها، آیا در سالهای موردبررسی، شهرنشینی اثر مثبت بر رفاه اجتماعی استانها داشته است و یا خیر و اینکه برای اثرگذاری شهرنشینی بر رفاه اجتماعی استانها همواره یکسان بوده یا خیر، از تکنیک اقتصادسنجی استفاده شده است.
بر این اساس، برای بررسی و آزمون رابطه غیرخطی بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی از تکنیک پانل پویا استفاده شده است. گام اول در تحلیل رگرسیونی برای بررسی مسئله رگرسیون کاذب انجام آزمون ایستایی متغیرها است. آزمونهای گوناگونی برای بررسی وجود ریشه واحد در داده‌های پانل وجود دارد که در این مطالعه از آزمون آیم، پسران و شین، و آزمون لوین و لین و چو استفاده شده است.
جدول (5): نتایج آزمون ریشه واحد برای متغیرهای مدل
| آزمونها ← | ISP | LLC | ||||
| مقدار آماره t | آماره t تعدیل‌یافته | مقدار احتمال (p) | مقدار آماره t | آماره t تعدیل‌یافته | مقدار احتمال (p) | |
| LWel | 99 /1- | 49 /1- | 014 /0 | 69 /46- | 03 /43- | 000 /0 |
| LUrb | 41 /2- | 73 /1- | 000 /0 | 06 /27- | 7 /19- | 000 /0 |
| (LUrb)2 | 9 /1- | 55 /1- | 003 /0 | 02 /13- | 85 /9- | 000 /0 |
| LLbr | 37 /2- | 57 /1- | 002 /0 | 84 /21- | 31 /16- | 000 /0 |
| Lrev | 86 /2- | 8 /1- | 000 /0 | 92 /35- | 22 /31- | 000 /0 |
براساس تئوری چنانچه فرضیه صفر آزمون مبنی بر وجود ریشه واحد رد شود، مانایی متغیر موردبررسی پذیرفته می‌شود. براساس نتایج تمام متغیرها در سطح اعتماد 95 درصد و 99 درصد ایستا هستند، به‌بیان‌دیگر متغیرها دارای درجه هم جمعی I(0) هستند.
با توجه به این موضوع که مدل برآوردی در این مدل به‌صورت پانل پویا است و روشهای پانل دیتای معمولی مشکل همبستگی اثرات مقطعی با متغیرهای توضیحی را به دلیل در نظر گرفتن اثرات ثابت نمی‌تواند حل کند، به همین دلیل از مدل پانل دیتای پویا استفاده شده است. این مدل به دلیل در نظر گرفتن اثرات تعدیل پویای متغیر وابسته در مقایسه با سایر روشهای برآورد مناسب‌تر است. آزمون سارگان آزمونی برای اعتبارسنجی متغیرهای ابزاری است که نتایج در جدول (3) ارائه شده است.
جدول (6): نتایج آزمون سارگان
| مقدار آمارهx2 | 95 /26 |
| درجه آزادی | 27 |
| مقدار احتمال (p) | 46 /0 |
جدول (7): نتایج برآورد مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته آرلانو- باند (GMM)
| متغیرها | ضریب | سطح احتمال (p) |
| 06 /0 | 000 /0 | |
| 12 /12 | 000 /0 | |
| 39 /2- | 000 /0 | |
| 24 /0 | 000 /0 | |
| 56 /0 | 000 /0 | |
| 9 /9- | 000 /0 | |
| 27 /76411 | 000 /0 | |
| تعداد گروهها | 31 | |
بنا بر نتایج جدول (7) که برای 31 گروه استان و برای بازه 9 ساله است، می‌توان بیان کرد که مقدار وقفه متغیر رفاه با ضریب 06 /0 در سطح 1 درصد بر رفاه اجتماعی خانوارها در استانهای کشور اثر مثبت دارد. همچنین متغیر شهرنشینی نیز با ضریبی برابر 12 /12 در سطح 1 درصد دارای بیشترین اثر در میان متغیرهای انتخابی بر رفاه اجتماعی خانوارهای استانها است که اثر مثبت دارد، اما توان دوم متغیر شهرنشینی با ضریب 39 /2- و در سطح معناداری 1 درصد بر سطح رفاه خانوارها در استانهای ایران تأثیر منفی دارد.
به‌عبارت‌دیگر متغیر شهرنشینی دارای اثر مثبت اما کاهنده بر رفاه اجتماعی خانوارها است، یعنی شهرنشینی در ابتدا با افزایش تا یک مقدار آستانه دارای اثر مثبت بر رفاه خانوارها بوده اما از نقطه آستانه به بعد این اثر منفی است و با افزایش شهرنشینی سطح رفاه خانوارها کاهش می‌یابد. متغیر نرخ اشتغال نیز دارای اثر مثبتی بر رفاه اجتماعی خانوار با ضریب 24 /0 و در سطح 1 درصد است یعنی با افزایش سطح اشتغال رفاه اجتماعی بهبود می‌یابد.
درنهایت سطح درآمد خانوار نیز با ضریبی برابر 56 /0 و در سطح 1 درصد اثر مثبتی بر رفاه اجتماعی دارد و با افزایش سطح درآمد وضعیت رفاه خانوار در استانهای ایران بهبود می‌یابد.
نتایج این مطالعه در رابطه با وجود رابطه غیرخطی بین شهرنشینی بر رفاه اجتماعی استانهای ایران با مطالعه )فرهمند و دیگران، 2012( مطابقت دارد. همچنین نتایج مطالعه در رابطه با تأثیر مثبت اشتغال بر رفاه در اجتماعی با مطالعه (تیبرتی، 2020) همسویی دارد. درنهایت، براساس نتایج حاصل از این مطالعه رابطه بین درآمد و رفاه اجتماعی مثبت است که مطالعه (علی, 2022) این موضوع را تأیید می‌کند.
در ادامه به منظور پیداکردن سطح شهرنشینی حداکثرکننده رفاه اجتماعی Lnurb*)) کافی است که از معادله رفاه اجتماعی تخمین زده‌شده نسبت به متغیر شهرنشینی مشتق گرفته شده و مساوی صفر قرار داده شود، یعنی:
(∂ lnwel)/(∂lnurbit )=0 → lnurb*it =53/2
این نقطه همان نقطه آستانه‌ای است که به ازای آن رفاه اجتماعی به حداکثر مقدار خود می‌رسد، یعنی به طور متوسط وقتی میزان لگاریتم شهرنشینی به سطحی معادل 53 /2 می‌رسد، لگاریتم رفاه اجتماعی استانهای کشور به بیشترین مقدار خود می‌رسد. درواقع سطحی از میزان شهرنشینی وجود دارد که رفاه اجتماعی را ماکزیمم می‌کند. به‌طوری‌که اگر بیش از این مقدار (53 /2)، میزان شهرنشینی افزایش یابد، هزینه‌های ناشی از مهاجرت به شهرها بیش از منافع انتظاری آن بوده و درنتیجه رفاه اجتماعی را کاهش خواهد داد که در شکل (1) نشان داده شده است.شکل (1): رابطه U معکوس بین شهرنشینی و رفاه اجتماعی
جدول (8): آزمون خودرگرسیونی جملات اختلال
| وقفه | مقدار آماره | سطح احتمال (p) |
| اول | 7 /1- | 09 /0 |
| دوم | 22 /1 |
| 21 /0 |
نتایج آزمون آرلانو و باند برای تعیین مرتبه خودهمبستگی نشان‌دهنده این است که در این آزمون، فرضیه صفر همان عدم وجود خودهمبستگی بین جملات اخلال بوده و مقدار آماره آزمون z برای وقفه خودرگرسیونی مرتبه اول و دوم به ترتیب برابر با 7 /1- و 22 /1 است. در این آزمون فرضیه صفر، مبنی بر نبود خودهمبستگی در جملات تفاضل‌گیری شده در مرتبه دوم، با توجه به ارزش احتمالهای به دست آمده، در سطح معنی‌داری 10 درصد رد نخواهد شد.
بحث و نتیجه‌گیری
در این مطالعه به ارزیابی رابطه غیرخطی شهرنشینی با رفاه اجتماعی استانهای ایران بر اساس تکنیک داده‌های تابلویی پویا در بازه زمانی 1390-1398 پرداخته شده است. در این بررسی علاوه بر متغیر شهرنشینی متغیرهای مجذور شهرنشینی، سطح درآمد خانوار و اشتغال نیز موردبررسی قرار گرفتند. نتایج حاکی از این است که متغیرهای سطح درآمد خانوار و اشتغال دارای اثر مستقیم بر رفاه هستند و با افزایش این دو متغیر سطح رفاه بهبود می‌یابد؛ اما در رابطه با متغیر شهرنشینی، نتایج متفاوت از این دو متغیر بوده است، به‌طوری‌که براساس نتایج رابطه ببین شهرنشینی و رفاه خانوار به‌صورت U معکوس بوده که این بدان معنا است که شهرنشینی در سطوح بالای خود بر رفاه اثر منفی خواهد داشت.
بخشی از افزایش شهرنشینی و جمعیت ساکنان در مناطق شهری به دلیل مهاجرت زیاد از حد ساکنان مناطق دیگر به شهرها است. مهاجران به دنبال دسترسی بهتر به امکانات به شهرها مهاجرت می‌کنند. چرا که دسترسی به امکانات آموزشی، شغلی، بهداشتی و ... در شهرها به نسبت سایر مناطق بهتر است. بنابراین سالانه عده زیادی از مردم ساکن روستا در جست‌وجوی شغل و امکانات بهتر به سمت شهرها مهاجرت می‌کنند که به دلیل کمبود زیرساختها و مسائل مالی تعداد زیادی از این افراد در حاشیه شهرها ساکن می‌شوند.
سکونت در شهرها درصورتی‌که زیرساختهای لازم برای پاسخگویی به نیازهای کل جمعیت ساکن فراهم نشده باشد موجب کاهش سطح رفاه ساکنان می‌شود. همچنین حاشیه شهرها مملو سکونتگاه مناسبی از لحاظ سطح رفاهی نیستند. بنابراین با افزایش جمعیت شهرها و گسترش شهرنشینی، سطح رفاه مردم افزایش پیدا خواهد کرد اما پس از رسیدن به یک نقطه بهینه و حداکثری، با افزایش شهرنشینی سطح رفاه خانوارها دچار کاهش خواهد شد.
به همین دلیل همان‌طور که نتایج این پژوهش نیز نشان داده، شهرنشینی نمی‌تواند عامل مؤثر و اصلی در افزایش رفاه خانوار باشد. این متغیر درصورتی‌که بستر و زیرساختهای لازم آماده باشد می‌تواند رفاه را افزایش دهد در غیر این صورت تهدیدی برای سطح رفاه مردم خواهد بود. بنابراین مناسب‌ترین راه برای بهبود سطح رفاه خانوارها بهبود امکانات آموزشی، شغلی و بهداشتی در روستاها و مناطق غیرشهری است که در این حالت مهاجران برای دسترسی به امکانات بهتر که لزوماً اتفاق نخواهد افتاد، به شهرها مهاجرت نخواهند کرد تا رفاه خود و دیگر ساکنان شهرها را تحت‌الشعاع قرار دهند و خود آنان با سکونت در حاشیه شهرها در رسیدن به هدف خود یعنی افزایش سطح رفاه دچار مشکل شوند.
با توجه به این موضوع دولت و بخش خصوصی برای جلوگیری از این امر که می‌تواند هزینه‌های اقتصادی و اجتماعی زیادی برای جامعه و دولت به بار بیاورد می‌توانند با هزینه‌کردن مبالغ کمتر از میزان لازم برای توسعه شهرها، به سرمایه‌گذاری در زیرساختهای مربوطه در مناطق روستایی مانند: مراکز بهداشت و درمان، ایجاد واحدهای تولیدی و مراکز آموزشی و تفریحی بپردازند. سرمایه‌گذاری در نقاط غیرشهری به علت منابع در دسترس و ارزان‌قیمت هم برای سرمایه‌گذاران به لحاظ اقتصادی و هزینه‌کرد به‌صرفه است و هم اینکه با این کار از واردشدن هزینه اجتماعی به جامعه به علت مهاجرت بی‌رویه به شهرها جلوگیری می‌کند و توسعه اصولی این نقاط کشور را در رسیدن به توسعه پایدار یاری می‌کند.
همچنین با توجه به اینکه نسبت توسعه و رفاه در تمامی استانهای کشور به یک میزان نیستند و شهرهای صنعتی و توسعه‌یافته رشد جمعیتی بیشتری را در مقایسه با بقیه شهرها تجربه می‌کنند و همین‌طور اینکه روند توسعه شهرها و سازمان‌دهی و ایجاد زیرساخت به طور هم‌زمان در تمام کشور ممکن نیست بهتر است دولت با بررسی وضعیت استانهای مختلف اولویت‌بندی اجرای سیاستهای توسعه را براساس نیازمندترین استانها شکل دهد تا بدین‌وسیله بتواند از مهاجرت بین استانها نیز جلوگیری کرده و همین‌که با سرعت بیشتری به نتیجه مطلوب خود برسد.
بنابراین در مطالعات آتی می‌توان به مقایسه رفاه و درجه توسعه‌یافتگی شهرهای ایران و نقاط ضعف و چالشهای پیش‌رو پرداخت تا به اجرای سیاستهای دولت در راستای بهبود رفاه کمک شود.
منابع:
Ali, E.M. (2022). Income Inequality, Economic Growth, and Structural Changes in Egypt: New Insights from Quantile Cointegration Approach. Economic Change and Restructuring, 56, 379–407. https://ideas.repec.org/r/yon/wpaper/2014rwp-69.html.
Arellno, M., and Bond, S. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data, Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 58 (2), 277-297. https://www.sciepub.com/reference/47607.
Baltagi, B. H. (2008). Econometric Analysis of Panel Data, Third Edition, New York, John Wiley and Sons. https://link.springer.com/book/10.1007/978-3-030-53953-5
Black, D. and Henderson, V. (1999). A Theory of Urban Growth. Journal of Political Economy, 2, 252-284. http://dx.doi.org/10.1086/250060.
Cali, M. and Menon, C. (2013). Does Urbanization Affect Rural Poverty? Evidence from Indian Districts. The World Bank Economic Review, 27(2), 171-201. https://ideas.repec.org/p/wbk/wbrwps/6338.html
Diao, X., Magalhaes, E. and Silver, J. (2019). Cities and Rural Transformation: A Spatial Analysis of Rural Livelihoods in Ghana. World Development, 121, 141-157. https://ideas.repec.org/a/eee/wdevel/v121y2019icp141-157.
Dorosh, P. and Thurlow J. (2014). Can Cities or Towns Drive African Development? Economy-Wide Analysis for Ethiopia and Uganda, World Development, 63, 113-123. https://www.econstor.eu/bitstream/10419/81069/1/717430626.pdf
Eskandari, H., Dadash Karimi, Y. and Hojjati., A. (2021). Identifying Factors on Public Governance with a Social Justice Development Approach: Qualitative Research. Iranian Society of Sociology of Education, 14 (2), 299-308. (In Persian). https://journals.ut.ac.ir/article_88925.html
Farahmand, Sh., Aboutlebi, M., and Karimi, M., (2012). Spatial Analysis of the Impact of Urbanization on Social Welfare in the Provinces of Iran. International Econometrics Conference on Methods and Careers. Islamic Azad University of Sanandaj. (In Persian) https://en.civilica.com/doc/1309693/.
Farahmand, Sh., Akbari, N., (2008). Spatial Analysis of Urban Development in Iran (growth in the number of cities), Iran Economic Research, 34 (10), 73-98. https://www.researchgate.net/publication/227372197_Triumph_of_the_City_How_Our_Greatest_Invention_Makes_Us_Richer_Smarter_Greener_Healthier_and_Happier_-_By_Edward_Glaeser (In Persian).
Henderson, J. V., Roberts, M. and Storeygard, A. (2013). Is Urbanization in Sub-Saharan Africa Different? World Bank Policy Research Working Paper 6481, Washington, DC: World Bank. https://documents1.worldbank.org/curated/en/309811468194345036/pdf/WPS6481.pdf.
Henderson, J. V. (1974). The Sizes and Types of Cities. The American Economic Review, 64(4), 640-656. https://econpapers.repec.org/article/aeaaecrev/v_3a64_3ay_3a1974_3ai_3a4_3ap_3a640-56.htm.
Henderson, J. V. (2000). The Effects of Urban Concentration on Economic Growth (No. w7503). National Bureau of Economic Research. https://journals.ut.ac.ir/article_68368.html.
Ilkhani, F, and Naji Meidani, A. (2017). The Impact of Urbanization on the Economic Well-Being of Selected MENA Countries. International Conference on Management, Economics and Marketing, 1-21. (In Persian).
Jedwab, R. (2011). Why Is African Urbanization Different? Evidence from Resource Exports in Ghana and Ivory Coast. Paper Presented at the 2011 NEUDC Conference at Yale University, New Haven
Kanbur, R. and Zhuang, J. (2013). Urbanization and Inequality in Asia. Asian Development Review, 30(1), 131-141.
Karimi Takanloo, Z and Ranjpour, R. (2013). Panel Data Econometrics, Semit Publications, First Edition, 183-259. (In Persian).
Kave, S., Asari Arani., A., Faraji Dizaji S. and Hosseini., H. (2021). Comparison of the mental well-being of the residents of Metn and the suburbs of Mashhad metropolis and the factors affecting it. Social health, 8 (3), 399-412. (In Persian).
Khodaverdi Samani, M., Alizadeh, S. and Shaghaghi Shahri, V. (2023). Spatial overflow of financial decentralization on social welfare in the provinces of Iran during the years 2006-2018 Approach: Spatial econometrics. The Quarterly Journal of Quantitative Economics (JQE), Article in Press, Accepted Manuscript Available Online. (In Persian).
Malkina, M. (2017). Assessment of Inter-Regional Convergence in the Social Welfare Based on the a. Sen Function: Russian Case Study. Journal of Economic and Social Development, 4(1): 50-6.
Mohammadi, T., Shakeri, A., Abdollah Milani, M., and Shahabi, A. (2015). Investigating the Effect of Price Changes on Income Distribution and Welfare in Urban Areas. Economic Modeling Quarterly, 9 (1), 2-2. (In Persian).
Mousavi Shal, S.M (2021). An overview of the impact of urbanization on the process of political development in Iran. Comprehensive studies in urban management. 1(4). 16-19. (In Persian).
Mukhtar, U., Zhong, Z., and Tian, B. (2018). Does Rural–Urban Migration Improve Employment Quality and Household Welfare? Evidence from Pakistan. Sustainability, 10(11). 42-81.
Nobahar, E., Panahi H, Mehri Z. (2023). Investigating the Relationship between Income Inequality, Urbanization, and Economic Growth in Provinces of Iran. JPBUD. 28(1), 97-122. (In Persian).
Nguyen, L.D., Raabe, K. and Grote, U. (2015). Rural–urban migration, household vulnerability, and welfare in Vietnam. 17 (3). 79-93.
Renaud, B. (1987). National Urbanization Policy in Developing Countries.
Seyed Nourani, S.M and Raji Asad abadi, M. (2020). Investigating the impact of urbanization on income inequality in Iran. Journal of official statistics of Iran. 30 (2). 340-359. (In Persian)
Swain, B. & Teufel, N (2017). The Impact of Urbanisation on Crop–Livestock Farming System: A Comparative Case Study of India and Bangladesh, Journal of Social and Economic Development, Springer;Institute for Social and Economic Change, 19(1), 161-180.
Tiberti, L & Kibrom, A & Gebrekristos Mezgebo, T. (2020). Can Urbanization Improve Household Welfare? Evidence from Ethiopia. Artnership for Economic Policy (PEP) (www.pep-net.org).
Todaro, M. (1989). Economic Development in the Third World. Translated by Farjami, Gholam Ali. Tehran, Program and Budget Publications.
United Nations (2014). World Urbanization Prospects: The 2014 Revision. Methodology Working Paper No. ESA/P/WP.238. New York, NY: United Nations.
Vafaei, E., Mohammadzadeh, P., Fallahi, F. & Asgharpour, H. (2017). The Convergence of Social Welfare in the Iranian Provinces Using Spatial STAR Nonlinear Technique. Applied Theories of Economics, 4(2), 79-102. (In Persian).
Vafaei, E., Mohammadzadeh, P., Fallahi, F. & Asgharpour, H. (2018). The Evaluation of Suitability of Spatial Error STAR Model for Modeling Convergence of Social Welfare of Iran’s Provinces. Economic Modeling Quarterly. 12 (3). 1-23. (In Persian)
World Bank (2009). World Development Report 2009: Reshaping Economic Geography. Washington DC: World Bank.
Xie, Sh & Chen, J. & Ritakallio, V.M and Leng, X. (2021). Welfare Migration or Migrant Selection? Social Insurance Participation and Rural Migrants’ Intentions to Seek Permanent Urban Settlement in China. SAGE journals, https://doi.org/10.1177/0042098020936153.
نوع مطالعه: روشی 1 |
موضوع مقاله:
رفاه اجتماعی
دریافت: 1401/11/22 | پذیرش: 1403/2/17 | انتشار: 1403/4/10
دریافت: 1401/11/22 | پذیرش: 1403/2/17 | انتشار: 1403/4/10
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
