دوره 23، شماره 91 - ( 11-1402 )
جلد 23 شماره 91 صفحات 144-103 |
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:
emami K, hasanpour A, ezzati M. (2024). The Impact of Social Security Resources and Expenditure on Economic Growth and Employment in Iran. refahj. 23(91), : 3 doi:10.32598/refahj.23.91.4351.1
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-4207-fa.html
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-4207-fa.html
امامی کریم، حسن پور اصغر، عزتی مرتضی. تاثیر منابع و مصارف تامین اجتماعی بر رشد اقتصادی و اشتغال در ایران رفاه اجتماعی 1402; 23 (91) :144-103 10.32598/refahj.23.91.4351.1
متن کامل [PDF 766 kb]
(599 دریافت)
| چکیده (HTML) (1039 مشاهده)
متن کامل: (433 مشاهده)
مقدمه
بحرانهای اقتصادی و اجتماعی همواره آثار ناگواری بر وضع اقتصادی افراد جامعه به‌ویژه قشر پایین جامعه داشته و زندگی آنها را سخت‌تر کرده است. یکی از بهترین روشها برای از میان برداشتن مشکلات برآمده از این بحرانها، گسترش دامنه تأمین اجتماعی در همه سطوح جامعه است. تأمین اجتماعی به مجموعه‌ای از کارهای همگانی و برنامه‌های دولت گفته می‌شود که هدفش از میان برداشتن تنگناهای اقتصادی و اجتماعی است. چون در مواقع تنگناهای اقتصادی، افراد می‌توانند از منابع درآمد پایدار مانند تأمین اجتماعی بهره‌مند شوند (مونل و همکاران، 2022؛ وتستین و همکاران، 2021).
تأمین اجتماعی در حقیقت کمک به رفاه اقتصادی جامعه است و امنیت انسان و نیروی کار را به عنوان محور توسعه مدنظر قرار داده و از این طریق رشد اقتصادی و به تبع آن سایر متغیرهای اقتصادی را تحت‌تأثیر قرار میدهد. یک نظام تأمین اجتماعی صحیح که باعث ثبات در قدرت خرید افراد می‌شود، می‌تواند منجر به رشد اقتصادی شود. همچنین با توجه به اینکه ذخایر تأمین اجتماعی به عنوان منابع قابل‌اطمینان پس‌انداز مطرح است، منجر به سرمایه‌گذاری بلندمدت شده و از این حیث نیز می‌تواند باعث رشد اقتصادی شود. از سوی دیگر، رشد اقتصادی پایدار منجر به افزایش درآمد سرانه و به دنبال آن افزایش در حق بیمه‌های وصولی خواهد شد که این امر باعث افزایش ذخایر تأمین اجتماعی می‌شود (التجائی و سلیمی، 2013).
نظام تأمین اجتماعی با عملکرد خود می‌تواند آثار متفاوتی بر جامعه داشته باشد. در مورد آثار اقتصادی این نظام می‌توان به اثر آن بر عرضه نیروی کار، رشد اقتصادی، توزیع درآمد و پس‌انداز اشاره کرد. گسترش پوششهای بیمه‌ای و حمایتی و نظام تأمین اجتماعی سبب افزایش امید به زندگی، بهبود وضعیت و کیفیت افراد، افزایش سطح فرهنگی و بهداشتی، کاهش فقر و متعادل‌کردن توزیع درآمد، کاهش ریسک و نااطمینانی نیروی کار در سالهای آتی (بازنشستگی) و تأثیر کلی آن عرصه‌های مختلف زندگی (اقتصادی- اجتماعی) می‌شود (امین‌رشتی و قربانی، 2013).
تأثیر تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصادی کلان و نقش آن به عنوان نیروی تثبیت‌کننده اقتصاد یکی از موضوعاتی است که در سالهای اخیر موردتوجه قرار گرفته است (گیلاردوسی و همکاران،2012؛ کونیگ و مایلز2، 2013). مطالعات نشان می‌دهند که اگر بسیاری از مردم از طریق درآمد پایدار تأمین اجتماعی از رکود و کسادی اقتصاد مصون بمانند، به تقاضای کالاها و خدمات ادامه می‌دهند که این امر موجب تقویت اشتغال و درآمد ملی خواهد شد (فیشبک و کاچانوفسکایا3، 2010؛ شواگ4، 2010؛ ناکامورا و استینسون5، 2014).
سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان بیمه‌گر اجتماعی است که مأموریت اصلی آن پوشش کارگران و مزد و حقوق‌بگیر (به صورت اجباری) و صاحبان حرف و مشاغل آزاد (به صورت اختیاری) است. بر اساس قانون، سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان عمومی غیردولتی که بخش عمده منابع مالی آن از محل حق بیمه‌ها (با مشارکت بیمه‌شده، کارفرما و دولت) تأمین می‌شود. اصول و مبانی بیمه‌گری این سازمان به نحوی تنظیم شده است که بین اهداف اصلی آن با اهداف کلان نظام اقتصادی کشور همسویی کامل وجود دارد.
از یک سو، رونق فعالیتهای تولیدی و صنعتی موجب افزایش جمعیت تحت پوشش بیمه و تقویت منابع مالی این سازمان می‌شود. از سوی دیگر، پوشش بیمه‌ای کارگران به افزایش اطمینان خاطر، ایجاد امنیت روحی و سلامت جسمی و درنهایت، ارتقا بهره‌وری نیروی کار منجر می‌شود. همچنین، همه عواملی که فعالیتهای اقتصادی و صنعتی را تحت‌تأثیر قرار می‌دهند بر منابع و مصارف سازمان تأمین اجتماعی نیز اثرگذار است (سازمان تأمین اجتماعی، 2011). اجزاء منابع و مصارف سازمان تأمین اجتماعی را می‌توان در جدول 1 خلاصه کرد.
نمودار 1 درصد اجزاء منابع و مصارف تأمین اجتماعی در سال 1399 را نشان میدهد. با توجه به نمودار بیشترین درصد منابع شامل درآمد حاصل از حق بیمه با 88 درصد، درآمد حاصل از وجوه ذخایر و اموال با 8 درصد و منابع حاصل از بیمه بیکاری شامل 3 درصد است. در بخش مصارف نیز ریال مصارف بلندمدت 69 درصد، مصارف درمان 20 درصد، مقرری بیمه بیکاری 5 درصد و مصارف کوتاه‌مدت 3 درصد را تشکیل می‌دهند.
بر اساس اصول 3، 21، 29 و 43 قانون اساسی جمهوری اسلامی ایران، اتحادیه بین‌المللی تأمین اجتماعی (ISSA) و سازمان بین‌المللی کار (ILO)، تأمین اجتماعی از یک سو، زمینه و بستر اصلی شکل‌گیری توسعه و از سوی دیگر، هدف توسعه است (مرکز پژوهشهای مجلس، 2015). گسترش سازمان تأمین اجتماعی در سالها اخیر موجب شده است تا این سازمان مهم‌ترین مرجع بیمه‌های اجتماعی در ایران باشد.
این سازمان با پوشش جمعیتی بیش از 44 میلیون نفر که حدود نیمی از جمعیت کشور را در برمی‌گیرد و نیز با بودجه داخلی 170 هزار میلیارد تومان در سال 1399، دارای جایگاه، حجم و اهمیتی بزرگ در اقتصاد کشور است و به‌واسطه تعداد زیاد افراد تحت پوشش (اعم از مستقیم و غیرمستقیم) با متغیرهای کلان اقتصادی کشور ارتباط پیدا می‌کند (پرماه و همکاران، 2020).
در خصوص تأثیر تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصادی مطالعاتی بسیاری در داخل و خارج کشور انجام شده است. بیشتر این مطالعات رابطه بین رشد و توسعه اقتصادی را با مصارف تأمین اجتماعی موردبررسی قرار داده‌اند (مطالعاتی مانند ریاضی و اسدی،2001؛ زارع و اسدی، 2011؛ التجائی و سلیمی، 2013؛ نجفی‌نسب و همکاران، 2014؛ مانی، 1400؛ ژانگ و ژانگ، 2004 و دامون، 2016). این مطالعات تنها تأثیر مصارف تأمین اجتماعی را بررسی کرده‌اند. این در حالی است که تأمین اجتماعی از دو بخش منابع و مصارف تشکیل شده است که بررسی و مقایسه اثرگذاری هر دو بخش بر متغیرها باید موردتوجه قرار گیرد؛ بنابراین، در این مطالعه با استفاده از یک الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی و اشتغال با استفاده از داده‌های دوره 1367 تا 1399 بررسی شده است. همچنین با توجه به ساختار منابع و مصارف تأمین اجتماعی، اثرگذاری منابع و مصارف از دو ناحیه یعنی منابع و مصارف بیمه‌ای و همچنین منابع و مصارف بیمه بیکاری موردمطالعه قرار گرفته است.
ساختار مطالعه در ادامه به این صورت است که پس از بیان مقدمه در بخش دوم مبانی نظری و پیشینه تحقیق مرور می‌شود. در بخش سوم، روش‌شناسی داده‌ها تبیین می‌شوند. در بخش چهارم، برآورد تحلیل الگو بیان و در بخش پنجم جمع‌بندی و نتیجه‌گیری انجام می‌شود.
مبانی نظری
تأمین اجتماعی درواقع از دو کلمه «تأمین» و «اجتماعی» تشکیل شده است. کلمه تأمین به مفهوم حمایت در مقابل خطرات تعریف شده است و کلمه اجتماعی رابطه آن با جامعه را از ابعاد سنتی، تاریخی، فرهنگی و جغرافیایی نشان میدهد (پناهی، 1997). بر اساس تعریف مقاوله‌نامه شماره 102 دفتر بین‌المللی کار به عهده نهاد تأمین اجتماعی گذاشته می‌شود. در تعریف مقاوله‌نامه مذکور آمده است: «تأمین اجتماعی به‌منزله حمایتی است که جامعه در قبال پریشانیهای اجتماعی و اقتصادی پدید آمده به‌واسطه قطع یا کاهش شدید درآمد افراد ناشی از بیماری، بارداری، حوادث و بیماریهای ناشی از کار، بیکاری، ازکارافتادگی، سالمندی و فوت و همچنین ناشی از افزایش هزینه‌های درمان و نگهداری خانواده (عائله‌مندی) به اعضای خود ارائه میدهد».
سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان بیمه‌گر اجتماعی است که مأموریت اصلی آن پوشش کارگران و مزد و حقوق‌بگیر (به صورت اجباری) و صاحبان حرف و مشاغل آزاد (به صورت اختیاری) است. بر اساس قانون، سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان عمومی غیردولتی که بخش عمده منابع مالی آن از محل حق بیمه‌ها (با مشارکت بیمه‌شده، کارفرما و دولت) تأمین می‌شود.
اصول و مبانی بیمه‌گری این سازمان به نحوی تنظیم شده است که بین اهداف اصلی آن با اهداف کلان نظام اقتصادی کشور همسویی کامل وجود دارد. از یک سو، رونق فعالیتهای تولیدی و صنعتی موجب افزایش جمعیت تحت پوشش بیمه و تقویت منابع مالی این سازمان می‌شود. از سوی دیگر، پوشش بیمه‌ای کارگران به افزایش اطمینان خاطر، ایجاد امنیت روحی و سلامت جسمی و درنهایت، ارتقا بهره‌وری نیروی کار منجر می‌شود. همچنین، همه عواملی که فعالیتهای اقتصادی و صنعتی را تحت‌تأثیر قرار می‌دهند بر منابع و مصارف سازمان تأمین اجتماعی نیز اثرگذار است (سازمان تأمین اجتماعی، 2012).
به گزارش سازمان تأمین اجتماعی (2021)، تحولات جمعیتی کشور منجر به تغییراتی در ساختار جمعیتی این سازمان شده است. از عوامل مؤثر در روند صعودی منابع و همچنین ضریب نفوذ سازمان در بین جمعیت ایران، به گسترش پوشش بیمه‌ای سازمان و افزایش سهم جمعیت فعال می‌توان اشاره کرد. در گزارشی، مرکز آمار ایران (2020) جمعیت شاغل ۱۵ ساله و بیشتر کل کشور را ۲۴٬۴۴۶٬۰۰۰ نفر اعلام کرده است. همچنین از سوی دیگر بر اساس گزارش سازمان، تعداد بیمه‌شدگان اصلی سازمان ۱۴٬۳۷۳٬۲۶۰ نفر است که نتیجتاً ۵۹ درصد از جمعیت شاغل کشور تحت پوشش سازمان تأمین اجتماعی قرار دارند.
تأثیرات تأمین اجتماعی بر اقتصاد از افراد و خانوارها شروع می‌شود. درواقع تأمین اجتماعی نوعی پس‌انداز است که ناشی از رفتار و تصمیمات افراد است. افرادی که برای دوره بازنشستگی خود سهم بازنشستگی می‌پردازند، بر این باورند که در دوره بازنشستگی از یک درآمد قطعی برخوردار می‌شوند. ازاین‌رو پرداختهای یادشده را مانند پس‌انداز برای آینده تلقی کرده و این امر باعث می‌شود تا افراد احساس نیاز کمتری برای انجام پس‌انداز شخصی کنند. این تأثیر که برای کاهش سرمایه‌گذاری یا انباشت سرمایه است، اثر جانشینی ثروت خوانده می‌شود.
از طرفی، چنانچه این سیستم باعث شود تا عامل کار، خود را زودتر از موعد بازنشسته سازد و دوران بیکاری و استفاده از پس‌انداز خود را افزایش دهد، شخص برای دوره بیکاری طولانی‌تر، به پس‌انداز بیشتری نیازمند خواهد بود. در این صورت در کنار حقوق بازنشستگی به منبع درآمد دیگری از پس‌انداز نیز احساس نیاز می‌کند. ثبات و امنیت درآمد خانوارها موجب تزریق پول به جوامع محلی را فراهم می‌کند. به‌این‌ترتیب، مزایای تأمین اجتماعی فراتر از تأثیرات بر افراد و خانوارها دریافت‌کننده این انتقال است، یعنی اثرات سرریز این مزایا در اقتصاد محلی، ذینفعان غیرمستقیم گسترده‌تری ایجاد می‌کند (وینسنت و کال، 2009).
با افزایش مصرف، تأمین اجتماعی می‌تواند محرکی برای کارآفرینی محلی و فرصتهای شغلی ایجاد کند و درنهایت موجب پویایی اقتصاد شود. فلدشتاین و پل‌چیو (1979) به این نتیجه رسیدند که تأمین اجتماعی به گونه مؤثری باعث کاهش انباشت سرمایه بخش خصوصی در آمریکا شده است. بارو (1978) بیان می‌کند که برنامه‌های تأمین اجتماعی بر پس‌انداز تأثیری نخواهد داشت؛ زیرا والدین به‌سادگی در پاسخ به تأمین اجتماعی، میراثی را که برای فرزندان خود به جا می‌گذارند را تعدیل می‌کنند.
صاحبنظران نظامهای تأمین اجتماعی بر این باورند که توسعه نظامهای تأمین اجتماعی همواره با رشد اقتصادی توأم بوده است. از یک سو رشد اقتصادی بر تأمین اجتماعی مؤثر است و از سوی دیگر سازمانهای تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی تأثیر دارند (اخوان بهبانی و مسعودی اصل، 2016).
رشد اقتصادی در هر کشور عملاً باعث گسترش امکانات دولتها در امر ارتقاء کمی و کیفی رفاه تأمین اجتماعی اقشار جامعه محسوب می‌شود. از این نظر بین رشد و توسعه اقتصادی از طریق افزایش توان تولید و سیاستهای تأمین اجتماعی هر کشور رابطه مستقیم وجود داشته، به‌طوری‌که بعضی از دانشمندان اقتصادی نیز عقیده دارند که رشد و توسعه اقتصادی بدون تعمیم و گسترش تأمین اجتماعی به کلیه اقشار جامعه به‌سختی تحقق‌پذیر است (پناهی، 1997).
رشد و توسعه اقتصادی بدون عدالت و تأمین اجتماعی ممکن نیست و ارتقای تأمین اجتماعی نیز بدون رشد اقتصادی ممکن نخواهد بود (نیکپور و ریاضی، 2013). ادبیات اولیه در مورد رابطه بین تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی بیشتر در مورد تأثیر تأمین اجتماعی بر پس‌انداز و سرمایه‌گذاری است. بارو (1990) با استفاده از الگوی نسلهای همپوش و مکانیسم انتقال بین نسلی به این نتیجه رسید که تأمین اجتماعی محدودیتهای بودجه خانوار را تغییر نمی‌دهد.
فلدشتاین2 (1974) استدلال کرد که تأمین اجتماعی یک اثر تقویتی3 و یک اثر محدودکننده4 بر سرمایه‌گذاری دارد. از یک سو، افزایش سطح پرداخت تأمین اجتماعی رفتار بازنشستگی پیش از موعد را تقویت می‌کند، برای بهبود سطح زندگی بازنشستگی، افراد پول بیشتری را در دوره کار پس‌انداز خواهند کرد. از سوی دیگر، تأمین اجتماعی اثر جانشینی5 دارایی دارد که باعث کاهش پس‌انداز می‌شود. فلدشتاین از داده‌های تجربی استفاده کرد و دریافت که اثر محدودکننده پس‌انداز بر تأمین اجتماعی بیشتر از اثر تقویتی آن است؛ بنابراین، تأمین اجتماعی برای پس‌انداز مناسب نیست.
کوتلیکوف6 (1996) دیدگاه مشابهی دارد مبنی بر اینکه اثر جانشینی و اثر درآمدی تأمین اجتماعی تأثیر منفی بر پس‌انداز و رشد اقتصادی دارد. جیا7 و همکاران (2011) استدلال می‌کنند که باورهای فرهنگی و سنتی از طریق تأثیر تأمین اجتماعی بر انباشت سرمایه فیزیکی بر رشد اقتصادی کوتاه‌مدت تأثیر می‌گذارد. گوو و گونگ8 (2012) دریافتند که تأمین اجتماعی با جایگزینی حمایت خانواده از سالمندان باعث رشد اقتصادی می‌شود. لو و لیو9 (2017) بیان کردند که گسترش تأمین اجتماعی منجر به افزایش مخارج دولت می‌شود. مداخله بیش‌ازحد دولت تأثیر نامطلوبی بر کارایی بازار دارد و مخارج دولت اثر محدودکننده بر سرمایه‌گذاری خصوصی داشته و مانع رشد اقتصادی می‌شود.
در سالهای اخیر، مطالعه رابطه بین تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی بر نظریه رشد درون‌زا متمرکز شده است (گلوم، 2003 و نلسون2، 1966). در نظریه رشد درون‌زا کلاسیک، سرمایه انسانی، نقش مهمی در پیشرفت فناوری و رشد اقتصادی دارد. به دلیل اهمیت سرمایه انسانی، تأثیر تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی از طریق سرمایه انسانی اهمیت یافته است. اعتقاد بر این است که الگوی تأمین اجتماعی pay-as-you-go، مستمری والدین را با درآمد فرزندان پیوند میدهد و باعث ارتقای سطح تحصیلات فرزندان به‌ویژه برای خانوارهای کم‌درآمد می‌شود. توزیع مجدد وجوه تأمین اجتماعی می‌تواند باعث ارتقای کیفیت فرهنگی و بهبود شرایط اولیه تحصیلی اعضای خانوار شود (پیترو3، 2003)؛ بنابراین، تأمین اجتماعی بهره‌وری نیروی کار را از طریق انباشت سرمایه انسانی افزایش میدهد و موجب افزایش رشد اقتصادی خواهد شد (سالای-مارتین4، 1996؛ فان و یانگ5، 2012).
درحالی‌که رشد اقتصادی هدف اصلی سیاست تأمین اجتماعی نیست، تأمین اجتماعی با ارائه سطح بالاتری از امنیت درآمد در طول چرخه زندگی، افراد و خانوارها را قادر می‌کند تا مصرف خود را هموار کنند، همچنین موانع مالی برای دسترسی به خدمات عمومی ضروری مانند مراقبتهای بهداشتی را برطرف کنند (باستالی6 و همکاران، 2016). از این طریق افراد و خانوارها به شوکهای درآمدی بوجود آمده واکنش بهتری نشان داده و از دست دادن درآمد را به حداقل می‌رسانند. این امر همچنین به آنها امکان سرمایه‌گذاری پایدارتر و مستمر در آموزش، بهداشت و تغذیه را میدهد و موجب افزایش رشد اقتصادی می‌شود.
تأمین اجتماعی با افزایش مصرف موجب تقویت فعالیتهای بازار شده و فرصتهای درآمدزایی را افزایش و افراد را قادر می‌کند تا در بازار نیروی کار مشارکت بهتر داشته باشند. به‌نوبه خود، از طریق سیاستهای توزیع مجدد، سطح بالاتر امنیت درآمد موجب کاهش نابرابری درآمد در جامعه شده و با افزایش ثبات فضای مطلوب‌تری برای سرمایه‌گذاری را فراهم می‌کند (مک‌کلاناهان و همکاران، 2018).
نیکپور و ریاضی (2013) در مطالعه‌ای با عنوان سازمان تأمین اجتماعی و توسعه اقتصادی به بررسی رابطه بین مصارف سرانه سازمان تأمین اجتماعی و درآمد سرانه در دوره 1380-1340 با استفاده روش هم‌جمعی (هم‌انباشتگی) جوهانسن - جوسلیوس پرداختند. نتایج نشان میدهد که در بلندمدت با افزایش 10 درصدی مصارف سرانه سازمان در حدود 08 /0 درصد درآمد سرانه افزایش می‌یابد و در کوتاه‌مدت با ده درصد افزایش مصارف سرانه سازمان، درآمد سرانه در حدود 2 /0 درصد افزایش خواهد یافت.
زارع و اسدی (2011) به بررسی رابطه بین کل هزینه‌های سازمان تأمین اجتماعی و توسعه اقتصادی در ایران با استفاده از مدل رگرسیون ساده پرداختند. نتایج حاصل از برآورد مدلهای مختلف رگرسیونی حاکی از آن بود که از یک سو هزینه‌های تأمین اجتماعی اثر مثبتی بر رشد اقتصادی داشته است ولی میزان اثربخشی آن از نیروی کار و سرمایه کمتر است. از سوی دیگر، توسعه تأمین اجتماعی با کاهش فقر همراه بوده اما به علت محدودیت بودجه و اثرات شدیدتر همچون تورم، تأثیر مطلوب آن در سطح معنی‌دار نبوده است.
التجایی و سلیمی(2013) در مطالعه‌ای رابطه میان مصارف بیمه‌ای و رشد اقتصادی در ایران بررسی کردند. یافته‌های پژوهش با استفاده از داده‌های دوره 1387-1352 و با استفاده از روش همگرایی انگل-گرنجر نشان میدهد که میان مقادیر حقیقی مصارف بیمه‌ای و تولید ناخالص داخلی همگرایی متقابل وجود دارد. روش VAR نیز نشان میدهد رشد مصارف بیمه‌های اجتماعی، درصد قابل‌ملاحظه‌ای را از تغییرات رشد GDP را توضیح میدهد.
نجفی‌نسب و همکاران (2014) رابطه بین مصارف سازمان تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی در ایران را برای دوره 1390-1340 موردمطالعه قرار دادند. نتیجه آزمون علیت هیسائو حاکی از وجود رابطه علیت یک طرفه از متغیر رشد اقتصادی به سمت مصارف سالانه تأمین اجتماعی در کوتاه‌مدت است. در کوتاه‌مدت هیچ رابطه علیتی از مصارف سازمان به رشد اقتصادی وجود ندارد. برای تعیین رابطه بلندمدت بین متغیرهای مذکور از آزمون هم‌انباشتگی جوهانسن-جوسلیوس استفاده و نتایج وجود رابطه بلندمدت بین مصارف سازمان و رشد اقتصادی را تأیید می‌کند.
شهبازی و سالکی (2018) در مطالعه‌ای با استفاده از مدل رگرسیون انتقال ملایم (STR) تأثیر بیمه‌های زندگی و غیرزندگی بر رشد اقتصادی در ایران را برای دوره 1393-1353 بررسی کردند. نتایج تأثیر غیرخطی متغیرهای ضریب نفوذ بیمه‌های زندگی و غیرزندگی بر رشد اقتصادی ایران را تأیید کرد.
مانی (2022) رابطه مصارف بیمه‌ای سازمان تأمین اجتماعی، صندوق بیکاری و رشد اقتصادی در ایران را برای دوره زمانی مطالعه 1370 تا 1398 با استفاده از الگوی VAR موردمطالعه قرار داده‌اند. یافته‌های مطالعه وجود رابطه بلندمدت بین مصارف بیمه‌ای سازمان تأمین اجتماعی و بیمه بیکاری با رشد اقتصادی را تأیید می‌کند، به‌طوری‌که واکنش مصارف بیمه‌ای تأمین اجتماعی به تغییرات و تکانه‌های GDP، گرچه نوسانی و هم‌جهت بوده اما پس از سه دوره به‌سوی نوسانات میرا حرکت می‌کند. واکنش رشد به تکانه‌های مصارف تأمین اجتماعی بسیار کم‌دامنه و میرا است.
بلتینی و کرونی (2000) با تأیید ارتباط تجربی بین مصارف تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی در تحلیلی تطبیقی در نمونه‌ای شامل 61 کشور دریافتند رابطه معنادار و مثبتی بین هزینه‌های تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی وجود دارد. در تحلیل تطبیقی آنها ضریب تأثیرگذاری هزینه تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی در کشورهای توسعه‌یافته بیشتر از کشورهای فقیر است. آنها نقش مثبت هزینه‌های تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی را از منظر سرمایه انسانی مورد تأکید قرار داده‌اند.
دکوی و پادیسون (2003) بر اساس قواعد سوددهی تأمین اجتماعی، رشد اقتصادی و نابرابری، تعادل بین تأثیرات رشد برنامه‌های درآمدی، نرخ رشد اقتصادی و توزیع درآمد را در یک اقتصاد بسته بررسی و نقش تصمیمهای فردی در تحصیلات و رشد اقتصادی را تحلیل کرده‌اند. نتایج این مطالعه نشان میدهد که تأمین اجتماعی نرخ رشد اقتصادی بلندمدت را افزایش و نابرابریها را کاهش میدهد.
ژانگ و ژانگ2 (2004) در مطالعه‌ای بین کشوری با عنوان «تأمین اجتماعی چه تأثیری بر رشد اقتصادی دارد؟» به بررسی رابطه بین تأمین اجتماعی با رشد اقتصادی و عوامل تعیین‌کننده رشد (پس‌انداز، سرمایه انسانی و باروری) در سالهای 1960 تا 2000 پرداختند. نتایج برآورد روی تأمین اجتماعی نشان میدهد که ضریب برآوردشده در رابطه باروری به‌طور معناداری منفی، در رابطه پس‌انداز بی‌معنی و در رابطه رشد و تحصیلات مثبت است، در رابطه پس‌انداز منفی و در رابطه رشد مثبت و معنادار است.
لی و چانگ3 (2006)، به بررسی رابطه علیت بین GDP و مصارف تأمین اجتماعی برای 12 کشور آسیایی در دوره 2000-1972 پرداختند. آزمون همبستگی پانل نشان‌دهنده رابطه همبستگی تعادلی بلندمدت بین GDP، موجودی سرمایه و مصارف تأمین اجتماعی است. همچنین بر اساس مدل تصحیح خطا و آزمون علیت گرنجری رابطه علیت بلندمدت دوسویه بین مصارف تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی وجود دارد.
کونز4 (2012) در مطالعه‌ای تأثیر منابع مالی تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی با استفاده از مدل نسلهای همپوش را برای کشور آلمان بررسی کرد. نتایج نشان داد که موجودی مالی تأمین اجتماعی رشد اقتصادی را دچار کاهش کند. بروس و ترنوسکی5 (2013) اثرات تأمین اجتماعی PYAG را در یک الگوی رشد متوازن از نسلهای همپوش بررسی کردند. آنها نشان دادند که رشد برنامه‌های تأمین اجتماعی PAYG در اقتصادهای با موقعیت پایدار بسیار آهسته‌تر از دیگر اقتصادهایی است که نظام تأمین اجتماعی باثبات دارند و مطلوبیت انتظارات دوره زندگی برای خانواده‌های امروزی و آتی بسیار کم است.
اتوربی و اورمایتکسی2 (2014) با طرح دو فرضیه شامل (الف) کارگران ارتباط بین مشارکتهای فعلی و مزایای آتی را درک می‌کنند و (ب) کارگران سهمهای کارفرما را کمتر از مشارکتهای خود ارزش می‌دهند، زیرا سهم کارفرما کمتر چشم‌گیر3 است؛ رابطه بین سهم تأمین اجتماعی و اشتغال را موردمطالعه قرار داد. با توجه به فرضیات، نتایج مطالعه نشان میدهد که مشارکتهای کارفرمایان تأثیر (منفی) بیشتری بر اشتغال نسبت به مشارکت کارگران دارد. همچنین، تغییر در نحوه تقسیم مشارکتها که باعث کاهش سهم کارفرمایان می‌شود، برای اشتغال مفید است. درنهایت آشکارشدن سهم کارفرمایان برای کارگران نیز تأثیر مثبتی بر اشتغال دارد.
براونینگر4 (2005) با استفاده از مدل نسلهای همپوشان5 تعاملات بین تأمین اجتماعی، بیکاری و رشد اقتصادی را موردمطالعه قرار داد. وی با در نظر گرفتن دو جزء نظام تأمین اجتماعی یعنی، مستمری سالمندان و بیمه بیکاری بیان می‌کند که مستمری سالمندان تأثیر مستقیمی بر رشد اقتصادی دارد. همچنین، هم مستمری بازنشستگی و هم مزایای بیکاری بر بیکاری تعادلی ناشی از چانه‌زنی دستمزد تأثیر می‌گذارد و ازآنجایی‌که بیکاری رشد را بدتر می‌کند، هر دو نوع جزء یعنی مستمری سالمندان و بیمه بیکاری تأثیر منفی غیرمستقیمی بر رشد اقتصادی دارند.
گیرای و سینار6 (2017) در مطالعه‌ای تأثیر سهم تأمین اجتماعی بر بیکاری ترکیه را موردبررسی قرار دادند. هدف مطالعه یافتن رابطه بین سهم تأمین اجتماعی و بیکاری در ترکیه و پاسخ به این پرسش بود که آیا سهم تأمین اجتماعی راهی برای کاهش بیکاری است یا خیر؟ با استفاده از روش آزمون کرانه ARDL و داده‌های سری زمانی در دوره 1965 تا 2015، شاخصهای مانند نرخ بیکاری، سهم تأمین اجتماعی به عنوان درصدی از GDP و درصدی از کل درآمدهای مالیاتی مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت. رابطه بلندمدت بین متغیرها نشان داد که یک همگرایی بلندمدت بین سهم تأمین اجتماعی (هم به عنوان درصدی از GDP و هم درصد مالیات) و نرخ بیکاری وجود دارد. پلسکین و همکاران (2019) در مطالعه‌ای رابطه میان بیمه و رشد اقتصادی را با استفاده از داده‌های دوره 2004 تا 2015 برای کشورهای عضو اتحادیه اروپا را بررسی کردند. نتایج مطالعه نشان داد که رابطه مثبت و معناداری میان ضریب نفوذ بیمه و رشد اقتصادی در لوکزامبورگ، دانمارک، هلند و فنلاند و یک رابطه منفی در اتریش، بلژیک، مالت، استونی و اسلواکی وجود دارد.
ژانگ و همکاران (2019) در مطالعه‌ای با عنوان تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی پایدار چین را موردبررسی قرار دادند. با استفاده از داده‌های استانی چین برای دوره 2007 تا 2016 و رویکرد مدل آستانه‌ای نشان دادند که تأثیر تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی بستگی به وضعیت سرمایه انسانی دارد. وقتی سطح سرمایه انسانی پایین یا بالا باشد، تأمین اجتماعی برای رشد اقتصادی پایدار مطلوب است؛ اما اگر سطح سرمایه انسانی متوسط باشد، کارکرد تأمین اجتماعی روی رشد اقتصادی ضعیف است.
لو (2022) با استفاده از مدل خودرگرسیون برداری، تأثیر مخارج اجتماعی بر عملکرد اقتصادی آمریکا را در دوره 1949 تا 2019 موردمطالعه قرار داد. به‌طورکلی، نتایج این مطالعه نشان میدهد که در کوتاه‌مدت مخارج اجتماعی پس‌انداز خصوصی و نرخ بیکاری را افزایش میدهد. مخارج اجتماعی به دلیل اثرات نامطلوب بر بازار کار، GDP را کاهش میدهد. همچنین، اثرات اقتصادی برنامه‌های مخارج اجتماعی مختلف بر اقتصاد از نظر جهت مشابه اما از نظر بزرگی متفاوت است. به‌طور که تأثیر تأمین اجتماعی و مراقبتهای پزشکی بر GDP قابل‌توجه نیست، اما تأثیر مخارج بیمه بیکاری بر GDP نامطلوب است.
به‌طورکلی، نتایج مطالعات تجربی نشان میدهد که تأثیر تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصاد کلان به‌ویژه رشد اقتصادی در دوره‌های زمانی و کشورهای مختلف، متفاوت است. در برخی از مطالعات، تأمین اجتماعی تأثیر مثبتی، در برخی دیگر از مطالعات تأثیر منفی و درنهایت در مطالعات دیگری تأمین اجتماعی تأثیری بر رشد اقتصادی ندارد. از سوی دیگر بیشتر این مطالعات تأثیر مصارف تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصاد کلان و در نظر گرفتن یک جز از مصارف تأمین اجتماعی را بررسی کرده‌اند؛ بنابراین، مطالعه حاضر علاوه بر در نظر گرفتن منابع و مصارف، آنها را در دو جز بیمه‌ای و بیمه بیکاری موردمطالعه قرار داده است.
مدل نظری و روش تجزیه‌وتحلیل داده‌ها
در این مطالعه به‌منظور بررسی تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی و اشتغال از الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری استفاده می‌شود. برخلاف الگوی VAR که در آن شناسایی تکانه‌های ساختاری به‌طور سلیقه‌ای صورت می‌گیرد، الگو خودهمبستگی برداری ساختاری دارای یک منطق اقتصادی برای اعمال قیود است. هدف اصلی الگو خودهمبستگی برداری ساختاری به‌کارگیری نظریات اقتصادی به‌جای تجزیه چولسکی است تا بدین ترتیب امکان بازیابی تکانه‌های ساختاری از تکانه‌های فرم حل‌شده بوجود آید. شکل کلی یک الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری برای شناسایی تکانه‌های ساختاری به صورت زیر است:
(1)
رابطه (1) فرم ساختاری است که در آن A نشان‌دهنده ماتریس خودهمبستگی هم‌زمان میان متغیرهای الگو، yt نشان‌دهنده بردار متغیرهای درون‌زای سیستم شامل، مخارج دولتی، تولید ناخالص داخلی، منابع بیمه‌ای تأمین اجتماعی، مصارف بیمه‌ای تأمین اجتماعی، منابع بیمه بیکاری تأمین اجتماعی و مصارف بیمه بیکاری تأمین اجتماعی، Γ0 نشان‌دهنده پارامترهای فرم ساختاری الگو و Γ نشان‌دهنده ماتریس ضرایب خودبازگشت هستند. ut نیز تکانه‌های ساختاری الگو را نشان میدهد که دارای میانگین صفر، واریانس σ2it و کوواریانس صفر است. همچنین uit همبستگی ندارند و جز خطای یک معادله با معادله دیگر همبستگی ندارد. ماتریس واریانس-کوواریانس ut را با نشان داده و عبارت است از:
(2)
اگر طرفین رابطه (1)، در ماتریس معکوس θ (θ-1) ضرب شود، رابطه زیر حاصل خواهد شد:
(3)
با در نظر گرفتن A-1 Γ0=A0، A-1 Γi=Ai و A-1 ut=et می‌توان فرم خلاصه‌شده رابطه (1) را به صورت زیر نوشت.
(4)
جز اخلال فرم خلاصه‌شده (e_t) ترکیب خطی از جملات خطای ساختاری (ut) است. بن؛ راین درحالی‌که uitها با یکدیگر همبستگی ندارند، ولی eitها همبستگی دارند. ماتریس واریانس و کوواریانس et عبارت است از:
(5)
با توجه به A-1 ut=et و ازآنجاکه ماتریس ut برابر ∑ است، خواهیم داشت:
(6)
نمودار 1. منابع و مصارف تأمین اجتماعی
منبع: سازمان تأمین اجتماعی
با توجه به موضوع مطالعه الگوی Aet=But به صورت زیر تصریح می‌شود. با توجه متغیرها در هر الگو تعداد قیدها حداقل باید برابر 18 باشد. بناب؛ ین تعداد 6 قید روی ماتریس A و 12 قید روی ماتریس B لحاظ شده است.
(7)
فرم ماتریسی (7) ارتباط میان جز اخلال فرم حل‌شده (et) و فرم ساختاری (ut) را نشان میدهد. شکل گسترده ماتریس بالا به صورت زیر خواهد بود:
(8)
با توجه به ساختار بالا و جایگذاری UR و UE به‌جای i، SR و SE به‌جای j و Y و E به‌جای q چهار الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری به دست می‌آید. به عنوان نمونه، اگر i=UR، j=SR و q=Y در سیستم معادلات (8) جایگذاری شود، الگوی اول به صورت زیر حاصل خواهد شد که رابطه بین منابع و مصارف تأمین اجتماعی با رشد اقتصادی را نشان میدهد. سایر الگوها نیز به همین ترتیب به دست می‌آیند.
برآورد و تحلیل الگو
با توجه به متغیرهای الگو که در بخش قبلی بیان شدند، آمار توصیفی این متغیرها در دوره زمانی 1399-1367 در جدول (1) نشان داده شده است.
جدول (2) آماره‌های توصیفی متغیرهای تحقیق
منبع: محاسبات تحقیق
قبل از برآورد الگوها ابتدا مانایی متغیرهای مطالعه باید موردبررسی قرار گیرند. برای بررسی مانایی متغیرها از آزمونهای دیکی فولر تعمیم‌یافته (ADF) و فیلیپس-پرون (PP) استفاده شده است. جدول (2) نتایج این دو آزمون را نشان میدهد.
جدول (2) آزمون ریشه واحد متغیرها
*، ** و *** به ترتیب معناداری در سطح 1%، 5% و 10%
منبع: محاسبات تحقیق
نتایج جدول (2) نشان میدهد که با توجه به آزمون ADF، متغیرهای اشتغال، منابع و مصارف بیمه بیکاری در سطح مانا و سایر متغیرهای با تفاضل‌گیری مانا می‌شوند. نتایج آزمون PP نشان میدهد که تمام متغیرها به‌جز مصارف بیمه بیکاری نامانا هستند؛ بنابراین برای ماناکردن متغیرها از تفاضل‌گیری متغیرها استفاده می‌شود. بعد از بررسی مانایی متغیرهای باید تعداد وقفه بهینه هر الگو مشخص شود. جدول (3) نتایج تعیین وقفه الگوها را بر اساس سه معیار حنان-کوئین (HQ)، شوارتز (SC) و آکائیک (AIC) نشان میدهد.
جدول (3) تعیین وقفه بهینه
طول وقفه بهینه هر معیار با علامت * مشخص شده است
منبع: محاسبات تحقیق
با توجه به نتایج جدول (3)، انتخاب طول وقفه بهینه برای الگوها آن وقفه‌ای است که حداقل دو معیار آن وقفه را به عنوان وقفه بهینه مشخص کنند؛ بنابراین، برای الگوی اول، سوم و چهارم، طول وقفه بهینه یک و برای الگو دوم طول وقفه بهینه دو انتخاب می‌شود. پس از تعیین طول وقفه بهینه، با استفاده از الگوی خودهمبستگی‌برداری‌ساختاری سیستم معادلات (5) تا (9) را برآورد و نتایج ماتریس A و B و همچنین توابع واکنش آنی حاصل خواهد شد. نتایج ماتریس A و B با توجه به رابطه (7) برای چهار الگوی به صورت زیر است:
منبع: محاسبات تحقیق
توابع واکنش آنی رفتار پویای متغیرهای معادلات را در طول زمان به هنگام بروز یک تکانه نشان می‌دهند. ازآنجاکه هدف مطالعه حاضر بررسی تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر رشد و اشتغال است بنابراین تنها توابع ضربه و واکنش رشد اقتصادی و اشتغال به منابع و مصارف گزارش می‌شود. نمودار (2) واکنش رشد اقتصادی به تکانه منابع بیمه‌ای (SR) و بیمه بیکاری (UR) را نشان میدهد. با یک تکانه به منابع بیمه‌ای، رشد اقتصادی در ابتدا به اندازه 011 /0 کاهش می‌یابد و در ادامه روند افزایشی دارد. همان‌طور که نمودار نشان می-دهد افزایش منابع بیمه‌ای که حاصل افزایش حق بیمه است موجب کاهش رشد اقتصادی شده و بعد از گذشت سه سال به وضعیت اولیه می‌رسد. بعد از گذشت سه سال اثرگذاری منابع بیمه‌ای تأثیر مثبتی بر رشد اقتصادی خواهد داشت. واکنش رشد اقتصادی به تکانه منابع بیمه بیکاری در ابتدا افزایش 015 /0 درصدی است که در سال دوم به میزان 003 / 0 کاهش می‌یابد. مقایسه این دو تکانه بر رشد اقتصادی نشان میدهد که تأثیر تکانه منابع بیمه بیکاری بیشتر و ماندگاری بیشتری دارد.
نمودار (3) واکنش رشد اقتصادی به مصارف بیمه‌ای (SE) و مصارف بیمه بیکاری (UE) را نشان میدهد. رشد اقتصادی در ابتدا در واکنش به تکانه مصارف بیمه‌ای 011 /0 افزایش می‌یابد و با گذشت زمان کاهش و در دوره دوم 007 /0- خواهد شد. در ادامه روند افزایش این تکانه شروع و بعد از شش دوره به وضعیت اولیه خود می‌رسد. تکانه مصارف بیمه بیکاری نیز موجب افزایش اولیه رشد اقتصادی به اندازه 005 /0 رشد اقتصادی می‌شود. در ادامه این کاهش یافته و میرا خواهد شد. نمودار نشان میدهد که واکنش اولیه رشد به هر دو نوع مصارف افزایشی است.
نمودار (4) واکنش اشتغال به منابع بیمه‌ای (RS) و منابع بیمه بیکاری (US) را نشان میدهد. در واکنش به منابع بیمه‌ای اشتغال در ابتدا به میزان 017 /0 درصد کاهش می‌یابد در ادامه روند این واکنش افزایشی و با گذشت چهار دوره به 001 /0 می‌رسد. در ادامه روند کاهش این نمودار آغاز و بعد از ده دوره به 001 /0- می‌رسد. این نمودار نشان میدهد که افزایش منابع بیمه‌ای تأمین اجتماعی موجب کاهش اشتغال می‌شود. واکنش اشتغال به منابع بیمه بیکاری نیز در ابتدا به میزان 002 /0 کاهش می‌یابد ولی روند نزولی آن ادامه یافته و در دوره دوم به 005 /0- می‌رسد. در ادامه اشتغال در واکنش به منابع بیمه بیکاری روند افزایشی گرفته و در دوره چهارم به 001 /0 می‌رسد. مقایسه تکانه هر دو منابع نشان میدهد که تأثیر اولیه هر دو تکانه کاهشی است، اما اثرگذاری اولیه منابع بیمه‌ای بیشتر است.
نمودار (5) واکنش اشتغال به مصارف بیمه‌ای (SE) و مصارف بیمه بیکاری (UE) را نشان میدهد. اشتغال در واکنش به مصارف بیمه‌ای در ابتدا به میزان 014 /0 افزایش می‌یابد و به گذشت زمان کاهش و بعد از ده دوره به وضعیت اولیه خود می‌رسد. این نمودار نشان میدهد که افزایش مصارف بیمه‌ای سازمان تأمین اجتماعی موجب افزایش اشتغال می‌شود. در واکنش به مصارف بیمه بیکاری، اشتغال کاهش اولیه 005 /0- را نشان میدهد که به‌سرعت و در دوره دوم به وضعیت اولیه خود می‌رسد. مقایسه اثرگذاری دو تکانه نشان میدهد که اثرگذاری اولیه و ماندگاری تکانه مصارف بیمه‌ای بیشتر از مصارف بیمه بیکاری است.
در ادامه و در جداول (4) تا (7)، تجزیه واریانس رشد اقتصادی و اشتغال گزارش شده است. تجزیه واریانس، نشان‌دهنده سهم نسبی هر متغیر در تغییرات سایر متغیرها است. با استفاده از تجزیه واریانس می‌توان بررسی کرد که تغییرات یک متغیر تا چه اندازه‌ای ناشی از اجزای اخلال خود متغیر و تا چه حد، ناشی از تغییرات سایر متغیرهای الگو است. با توجه به موضوع مطالعه در این قسمت تنها تغییرات منابع و مصارف بیمه‌ای و منابع و مصارف بیمه بیکاری گزارش شده است.
جدول (4) نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی نسبت به تغییرات منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری را نشان میدهد. به‌طورکلی جدول (4) نشان میدهد که منابع بیمه بیکاری سهم بیشتری از منابع بیمه‌ای در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی رشد اقتصادی دارد. جدول (5) نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی نسبت به تغییرات مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری را نشان میدهد. با توجه به این جدول، مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی رشد اقتصادی دارد.
منبع: یافته‌های تحقیق
بحث
بحرانهای اقتصادی و اجتماعی همواره آثار ناگواری بر وضع اقتصادی افراد جامعه به‌ویژه قشر پایین جامعه داشته و زندگی آنها را سخت‌تر کرده است. یکی از بهترین روشها برای از میان برداشتن مشکلات برآمده از این بحرانها، گسترش دامنه تأمین اجتماعی در همه سطوح جامعه است. تأمین اجتماعی به مجموعه‌ای از کارهای همگانی و برنامه‌های دولت گفته می‌شود که هدفش از میان برداشتن تنگناهای اقتصادی و اجتماعی است. چون در مواقع تنگناهای اقتصادی، افراد می‌توانند از منابع درآمد پایدار مانند تأمین اجتماعی بهره‌مند شوند (مونل و همکاران، 2022؛ وتستین و همکاران، 2021).
تأمین اجتماعی در حقیقت کمک به رفاه اقتصادی جامعه است و امنیت انسان و نیروی کار را به عنوان محور توسعه مدنظر قرار داده و از این طریق رشد اقتصادی و به تبع آن سایر متغیرهای اقتصادی را تحت‌تأثیر قرار میدهد. یک نظام تأمین اجتماعی صحیح که باعث ثبات در قدرت خرید افراد می‌شود، می‌تواند منجر به رشد اقتصادی شود. همچنین با توجه به اینکه ذخایر تأمین اجتماعی به عنوان منابع قابل‌اطمینان پس‌انداز مطرح است، منجر به سرمایه‌گذاری بلندمدت شده و از این حیث نیز می‌تواند باعث رشد اقتصادی شود. از سوی دیگر، رشد اقتصادی پایدار منجر به افزایش درآمد سرانه و به دنبال آن افزایش در حق بیمه‌های وصولی خواهد شد که این امر باعث افزایش ذخایر تأمین اجتماعی می‌شود (التجائی و سلیمی، 2013).
نظام تأمین اجتماعی با عملکرد خود می‌تواند آثار متفاوتی بر جامعه داشته باشد. در مورد آثار اقتصادی این نظام می‌توان به اثر آن بر عرضه نیروی کار، رشد اقتصادی، توزیع درآمد و پس‌انداز اشاره کرد. گسترش پوششهای بیمه‌ای و حمایتی و نظام تأمین اجتماعی سبب افزایش امید به زندگی، بهبود وضعیت و کیفیت افراد، افزایش سطح فرهنگی و بهداشتی، کاهش فقر و متعادل‌کردن توزیع درآمد، کاهش ریسک و نااطمینانی نیروی کار در سالهای آتی (بازنشستگی) و تأثیر کلی آن عرصه‌های مختلف زندگی (اقتصادی- اجتماعی) می‌شود (امین‌رشتی و قربانی، 2013).
تأثیر تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصادی کلان و نقش آن به عنوان نیروی تثبیت‌کننده اقتصاد یکی از موضوعاتی است که در سالهای اخیر موردتوجه قرار گرفته است (گیلاردوسی و همکاران،2012؛ کونیگ و مایلز2، 2013). مطالعات نشان می‌دهند که اگر بسیاری از مردم از طریق درآمد پایدار تأمین اجتماعی از رکود و کسادی اقتصاد مصون بمانند، به تقاضای کالاها و خدمات ادامه می‌دهند که این امر موجب تقویت اشتغال و درآمد ملی خواهد شد (فیشبک و کاچانوفسکایا3، 2010؛ شواگ4، 2010؛ ناکامورا و استینسون5، 2014).
سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان بیمه‌گر اجتماعی است که مأموریت اصلی آن پوشش کارگران و مزد و حقوق‌بگیر (به صورت اجباری) و صاحبان حرف و مشاغل آزاد (به صورت اختیاری) است. بر اساس قانون، سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان عمومی غیردولتی که بخش عمده منابع مالی آن از محل حق بیمه‌ها (با مشارکت بیمه‌شده، کارفرما و دولت) تأمین می‌شود. اصول و مبانی بیمه‌گری این سازمان به نحوی تنظیم شده است که بین اهداف اصلی آن با اهداف کلان نظام اقتصادی کشور همسویی کامل وجود دارد.
از یک سو، رونق فعالیتهای تولیدی و صنعتی موجب افزایش جمعیت تحت پوشش بیمه و تقویت منابع مالی این سازمان می‌شود. از سوی دیگر، پوشش بیمه‌ای کارگران به افزایش اطمینان خاطر، ایجاد امنیت روحی و سلامت جسمی و درنهایت، ارتقا بهره‌وری نیروی کار منجر می‌شود. همچنین، همه عواملی که فعالیتهای اقتصادی و صنعتی را تحت‌تأثیر قرار می‌دهند بر منابع و مصارف سازمان تأمین اجتماعی نیز اثرگذار است (سازمان تأمین اجتماعی، 2011). اجزاء منابع و مصارف سازمان تأمین اجتماعی را می‌توان در جدول 1 خلاصه کرد.
جدول (1) منابع و مصارف تأمین اجتماعی
| منابع | مصارف |
| 1-منابع حاصل از حق بیمه | 1-مصارف کوتاه‌مدت |
| 2- منابع حاصل از کمک و هدایا | 2- مصارف بلندمدت |
| 3- منابع حاصل وجود و ذخایر اموال | 3- مصارف درمان |
| 4- منابع حاصل از خسارات و جرائم | 4- مصارف پرسنلی و اداری |
| 5- منابع حاصل از بیمه بیکاری | 5- مقرری بیمه بیکاری |
نمودار 1 درصد اجزاء منابع و مصارف تأمین اجتماعی در سال 1399 را نشان میدهد. با توجه به نمودار بیشترین درصد منابع شامل درآمد حاصل از حق بیمه با 88 درصد، درآمد حاصل از وجوه ذخایر و اموال با 8 درصد و منابع حاصل از بیمه بیکاری شامل 3 درصد است. در بخش مصارف نیز ریال مصارف بلندمدت 69 درصد، مصارف درمان 20 درصد، مقرری بیمه بیکاری 5 درصد و مصارف کوتاه‌مدت 3 درصد را تشکیل می‌دهند.
نمودار 1- درصد اجزا منابع و مصارف تأمین اجتماعی در سال 1399
این سازمان با پوشش جمعیتی بیش از 44 میلیون نفر که حدود نیمی از جمعیت کشور را در برمی‌گیرد و نیز با بودجه داخلی 170 هزار میلیارد تومان در سال 1399، دارای جایگاه، حجم و اهمیتی بزرگ در اقتصاد کشور است و به‌واسطه تعداد زیاد افراد تحت پوشش (اعم از مستقیم و غیرمستقیم) با متغیرهای کلان اقتصادی کشور ارتباط پیدا می‌کند (پرماه و همکاران، 2020).
در خصوص تأثیر تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصادی مطالعاتی بسیاری در داخل و خارج کشور انجام شده است. بیشتر این مطالعات رابطه بین رشد و توسعه اقتصادی را با مصارف تأمین اجتماعی موردبررسی قرار داده‌اند (مطالعاتی مانند ریاضی و اسدی،2001؛ زارع و اسدی، 2011؛ التجائی و سلیمی، 2013؛ نجفی‌نسب و همکاران، 2014؛ مانی، 1400؛ ژانگ و ژانگ، 2004 و دامون، 2016). این مطالعات تنها تأثیر مصارف تأمین اجتماعی را بررسی کرده‌اند. این در حالی است که تأمین اجتماعی از دو بخش منابع و مصارف تشکیل شده است که بررسی و مقایسه اثرگذاری هر دو بخش بر متغیرها باید موردتوجه قرار گیرد؛ بنابراین، در این مطالعه با استفاده از یک الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی و اشتغال با استفاده از داده‌های دوره 1367 تا 1399 بررسی شده است. همچنین با توجه به ساختار منابع و مصارف تأمین اجتماعی، اثرگذاری منابع و مصارف از دو ناحیه یعنی منابع و مصارف بیمه‌ای و همچنین منابع و مصارف بیمه بیکاری موردمطالعه قرار گرفته است.
ساختار مطالعه در ادامه به این صورت است که پس از بیان مقدمه در بخش دوم مبانی نظری و پیشینه تحقیق مرور می‌شود. در بخش سوم، روش‌شناسی داده‌ها تبیین می‌شوند. در بخش چهارم، برآورد تحلیل الگو بیان و در بخش پنجم جمع‌بندی و نتیجه‌گیری انجام می‌شود.
مبانی نظری
تأمین اجتماعی درواقع از دو کلمه «تأمین» و «اجتماعی» تشکیل شده است. کلمه تأمین به مفهوم حمایت در مقابل خطرات تعریف شده است و کلمه اجتماعی رابطه آن با جامعه را از ابعاد سنتی، تاریخی، فرهنگی و جغرافیایی نشان میدهد (پناهی، 1997). بر اساس تعریف مقاوله‌نامه شماره 102 دفتر بین‌المللی کار به عهده نهاد تأمین اجتماعی گذاشته می‌شود. در تعریف مقاوله‌نامه مذکور آمده است: «تأمین اجتماعی به‌منزله حمایتی است که جامعه در قبال پریشانیهای اجتماعی و اقتصادی پدید آمده به‌واسطه قطع یا کاهش شدید درآمد افراد ناشی از بیماری، بارداری، حوادث و بیماریهای ناشی از کار، بیکاری، ازکارافتادگی، سالمندی و فوت و همچنین ناشی از افزایش هزینه‌های درمان و نگهداری خانواده (عائله‌مندی) به اعضای خود ارائه میدهد».
سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان بیمه‌گر اجتماعی است که مأموریت اصلی آن پوشش کارگران و مزد و حقوق‌بگیر (به صورت اجباری) و صاحبان حرف و مشاغل آزاد (به صورت اختیاری) است. بر اساس قانون، سازمان تأمین اجتماعی یک سازمان عمومی غیردولتی که بخش عمده منابع مالی آن از محل حق بیمه‌ها (با مشارکت بیمه‌شده، کارفرما و دولت) تأمین می‌شود.
اصول و مبانی بیمه‌گری این سازمان به نحوی تنظیم شده است که بین اهداف اصلی آن با اهداف کلان نظام اقتصادی کشور همسویی کامل وجود دارد. از یک سو، رونق فعالیتهای تولیدی و صنعتی موجب افزایش جمعیت تحت پوشش بیمه و تقویت منابع مالی این سازمان می‌شود. از سوی دیگر، پوشش بیمه‌ای کارگران به افزایش اطمینان خاطر، ایجاد امنیت روحی و سلامت جسمی و درنهایت، ارتقا بهره‌وری نیروی کار منجر می‌شود. همچنین، همه عواملی که فعالیتهای اقتصادی و صنعتی را تحت‌تأثیر قرار می‌دهند بر منابع و مصارف سازمان تأمین اجتماعی نیز اثرگذار است (سازمان تأمین اجتماعی، 2012).
به گزارش سازمان تأمین اجتماعی (2021)، تحولات جمعیتی کشور منجر به تغییراتی در ساختار جمعیتی این سازمان شده است. از عوامل مؤثر در روند صعودی منابع و همچنین ضریب نفوذ سازمان در بین جمعیت ایران، به گسترش پوشش بیمه‌ای سازمان و افزایش سهم جمعیت فعال می‌توان اشاره کرد. در گزارشی، مرکز آمار ایران (2020) جمعیت شاغل ۱۵ ساله و بیشتر کل کشور را ۲۴٬۴۴۶٬۰۰۰ نفر اعلام کرده است. همچنین از سوی دیگر بر اساس گزارش سازمان، تعداد بیمه‌شدگان اصلی سازمان ۱۴٬۳۷۳٬۲۶۰ نفر است که نتیجتاً ۵۹ درصد از جمعیت شاغل کشور تحت پوشش سازمان تأمین اجتماعی قرار دارند.
تأثیرات تأمین اجتماعی بر اقتصاد از افراد و خانوارها شروع می‌شود. درواقع تأمین اجتماعی نوعی پس‌انداز است که ناشی از رفتار و تصمیمات افراد است. افرادی که برای دوره بازنشستگی خود سهم بازنشستگی می‌پردازند، بر این باورند که در دوره بازنشستگی از یک درآمد قطعی برخوردار می‌شوند. ازاین‌رو پرداختهای یادشده را مانند پس‌انداز برای آینده تلقی کرده و این امر باعث می‌شود تا افراد احساس نیاز کمتری برای انجام پس‌انداز شخصی کنند. این تأثیر که برای کاهش سرمایه‌گذاری یا انباشت سرمایه است، اثر جانشینی ثروت خوانده می‌شود.
از طرفی، چنانچه این سیستم باعث شود تا عامل کار، خود را زودتر از موعد بازنشسته سازد و دوران بیکاری و استفاده از پس‌انداز خود را افزایش دهد، شخص برای دوره بیکاری طولانی‌تر، به پس‌انداز بیشتری نیازمند خواهد بود. در این صورت در کنار حقوق بازنشستگی به منبع درآمد دیگری از پس‌انداز نیز احساس نیاز می‌کند. ثبات و امنیت درآمد خانوارها موجب تزریق پول به جوامع محلی را فراهم می‌کند. به‌این‌ترتیب، مزایای تأمین اجتماعی فراتر از تأثیرات بر افراد و خانوارها دریافت‌کننده این انتقال است، یعنی اثرات سرریز این مزایا در اقتصاد محلی، ذینفعان غیرمستقیم گسترده‌تری ایجاد می‌کند (وینسنت و کال، 2009).
با افزایش مصرف، تأمین اجتماعی می‌تواند محرکی برای کارآفرینی محلی و فرصتهای شغلی ایجاد کند و درنهایت موجب پویایی اقتصاد شود. فلدشتاین و پل‌چیو (1979) به این نتیجه رسیدند که تأمین اجتماعی به گونه مؤثری باعث کاهش انباشت سرمایه بخش خصوصی در آمریکا شده است. بارو (1978) بیان می‌کند که برنامه‌های تأمین اجتماعی بر پس‌انداز تأثیری نخواهد داشت؛ زیرا والدین به‌سادگی در پاسخ به تأمین اجتماعی، میراثی را که برای فرزندان خود به جا می‌گذارند را تعدیل می‌کنند.
صاحبنظران نظامهای تأمین اجتماعی بر این باورند که توسعه نظامهای تأمین اجتماعی همواره با رشد اقتصادی توأم بوده است. از یک سو رشد اقتصادی بر تأمین اجتماعی مؤثر است و از سوی دیگر سازمانهای تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی تأثیر دارند (اخوان بهبانی و مسعودی اصل، 2016).
رشد اقتصادی در هر کشور عملاً باعث گسترش امکانات دولتها در امر ارتقاء کمی و کیفی رفاه تأمین اجتماعی اقشار جامعه محسوب می‌شود. از این نظر بین رشد و توسعه اقتصادی از طریق افزایش توان تولید و سیاستهای تأمین اجتماعی هر کشور رابطه مستقیم وجود داشته، به‌طوری‌که بعضی از دانشمندان اقتصادی نیز عقیده دارند که رشد و توسعه اقتصادی بدون تعمیم و گسترش تأمین اجتماعی به کلیه اقشار جامعه به‌سختی تحقق‌پذیر است (پناهی، 1997).
رشد و توسعه اقتصادی بدون عدالت و تأمین اجتماعی ممکن نیست و ارتقای تأمین اجتماعی نیز بدون رشد اقتصادی ممکن نخواهد بود (نیکپور و ریاضی، 2013). ادبیات اولیه در مورد رابطه بین تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی بیشتر در مورد تأثیر تأمین اجتماعی بر پس‌انداز و سرمایه‌گذاری است. بارو (1990) با استفاده از الگوی نسلهای همپوش و مکانیسم انتقال بین نسلی به این نتیجه رسید که تأمین اجتماعی محدودیتهای بودجه خانوار را تغییر نمی‌دهد.
فلدشتاین2 (1974) استدلال کرد که تأمین اجتماعی یک اثر تقویتی3 و یک اثر محدودکننده4 بر سرمایه‌گذاری دارد. از یک سو، افزایش سطح پرداخت تأمین اجتماعی رفتار بازنشستگی پیش از موعد را تقویت می‌کند، برای بهبود سطح زندگی بازنشستگی، افراد پول بیشتری را در دوره کار پس‌انداز خواهند کرد. از سوی دیگر، تأمین اجتماعی اثر جانشینی5 دارایی دارد که باعث کاهش پس‌انداز می‌شود. فلدشتاین از داده‌های تجربی استفاده کرد و دریافت که اثر محدودکننده پس‌انداز بر تأمین اجتماعی بیشتر از اثر تقویتی آن است؛ بنابراین، تأمین اجتماعی برای پس‌انداز مناسب نیست.
کوتلیکوف6 (1996) دیدگاه مشابهی دارد مبنی بر اینکه اثر جانشینی و اثر درآمدی تأمین اجتماعی تأثیر منفی بر پس‌انداز و رشد اقتصادی دارد. جیا7 و همکاران (2011) استدلال می‌کنند که باورهای فرهنگی و سنتی از طریق تأثیر تأمین اجتماعی بر انباشت سرمایه فیزیکی بر رشد اقتصادی کوتاه‌مدت تأثیر می‌گذارد. گوو و گونگ8 (2012) دریافتند که تأمین اجتماعی با جایگزینی حمایت خانواده از سالمندان باعث رشد اقتصادی می‌شود. لو و لیو9 (2017) بیان کردند که گسترش تأمین اجتماعی منجر به افزایش مخارج دولت می‌شود. مداخله بیش‌ازحد دولت تأثیر نامطلوبی بر کارایی بازار دارد و مخارج دولت اثر محدودکننده بر سرمایه‌گذاری خصوصی داشته و مانع رشد اقتصادی می‌شود.
در سالهای اخیر، مطالعه رابطه بین تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی بر نظریه رشد درون‌زا متمرکز شده است (گلوم، 2003 و نلسون2، 1966). در نظریه رشد درون‌زا کلاسیک، سرمایه انسانی، نقش مهمی در پیشرفت فناوری و رشد اقتصادی دارد. به دلیل اهمیت سرمایه انسانی، تأثیر تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی از طریق سرمایه انسانی اهمیت یافته است. اعتقاد بر این است که الگوی تأمین اجتماعی pay-as-you-go، مستمری والدین را با درآمد فرزندان پیوند میدهد و باعث ارتقای سطح تحصیلات فرزندان به‌ویژه برای خانوارهای کم‌درآمد می‌شود. توزیع مجدد وجوه تأمین اجتماعی می‌تواند باعث ارتقای کیفیت فرهنگی و بهبود شرایط اولیه تحصیلی اعضای خانوار شود (پیترو3، 2003)؛ بنابراین، تأمین اجتماعی بهره‌وری نیروی کار را از طریق انباشت سرمایه انسانی افزایش میدهد و موجب افزایش رشد اقتصادی خواهد شد (سالای-مارتین4، 1996؛ فان و یانگ5، 2012).
درحالی‌که رشد اقتصادی هدف اصلی سیاست تأمین اجتماعی نیست، تأمین اجتماعی با ارائه سطح بالاتری از امنیت درآمد در طول چرخه زندگی، افراد و خانوارها را قادر می‌کند تا مصرف خود را هموار کنند، همچنین موانع مالی برای دسترسی به خدمات عمومی ضروری مانند مراقبتهای بهداشتی را برطرف کنند (باستالی6 و همکاران، 2016). از این طریق افراد و خانوارها به شوکهای درآمدی بوجود آمده واکنش بهتری نشان داده و از دست دادن درآمد را به حداقل می‌رسانند. این امر همچنین به آنها امکان سرمایه‌گذاری پایدارتر و مستمر در آموزش، بهداشت و تغذیه را میدهد و موجب افزایش رشد اقتصادی می‌شود.
تأمین اجتماعی با افزایش مصرف موجب تقویت فعالیتهای بازار شده و فرصتهای درآمدزایی را افزایش و افراد را قادر می‌کند تا در بازار نیروی کار مشارکت بهتر داشته باشند. به‌نوبه خود، از طریق سیاستهای توزیع مجدد، سطح بالاتر امنیت درآمد موجب کاهش نابرابری درآمد در جامعه شده و با افزایش ثبات فضای مطلوب‌تری برای سرمایه‌گذاری را فراهم می‌کند (مک‌کلاناهان و همکاران، 2018).
نیکپور و ریاضی (2013) در مطالعه‌ای با عنوان سازمان تأمین اجتماعی و توسعه اقتصادی به بررسی رابطه بین مصارف سرانه سازمان تأمین اجتماعی و درآمد سرانه در دوره 1380-1340 با استفاده روش هم‌جمعی (هم‌انباشتگی) جوهانسن - جوسلیوس پرداختند. نتایج نشان میدهد که در بلندمدت با افزایش 10 درصدی مصارف سرانه سازمان در حدود 08 /0 درصد درآمد سرانه افزایش می‌یابد و در کوتاه‌مدت با ده درصد افزایش مصارف سرانه سازمان، درآمد سرانه در حدود 2 /0 درصد افزایش خواهد یافت.
زارع و اسدی (2011) به بررسی رابطه بین کل هزینه‌های سازمان تأمین اجتماعی و توسعه اقتصادی در ایران با استفاده از مدل رگرسیون ساده پرداختند. نتایج حاصل از برآورد مدلهای مختلف رگرسیونی حاکی از آن بود که از یک سو هزینه‌های تأمین اجتماعی اثر مثبتی بر رشد اقتصادی داشته است ولی میزان اثربخشی آن از نیروی کار و سرمایه کمتر است. از سوی دیگر، توسعه تأمین اجتماعی با کاهش فقر همراه بوده اما به علت محدودیت بودجه و اثرات شدیدتر همچون تورم، تأثیر مطلوب آن در سطح معنی‌دار نبوده است.
التجایی و سلیمی(2013) در مطالعه‌ای رابطه میان مصارف بیمه‌ای و رشد اقتصادی در ایران بررسی کردند. یافته‌های پژوهش با استفاده از داده‌های دوره 1387-1352 و با استفاده از روش همگرایی انگل-گرنجر نشان میدهد که میان مقادیر حقیقی مصارف بیمه‌ای و تولید ناخالص داخلی همگرایی متقابل وجود دارد. روش VAR نیز نشان میدهد رشد مصارف بیمه‌های اجتماعی، درصد قابل‌ملاحظه‌ای را از تغییرات رشد GDP را توضیح میدهد.
نجفی‌نسب و همکاران (2014) رابطه بین مصارف سازمان تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی در ایران را برای دوره 1390-1340 موردمطالعه قرار دادند. نتیجه آزمون علیت هیسائو حاکی از وجود رابطه علیت یک طرفه از متغیر رشد اقتصادی به سمت مصارف سالانه تأمین اجتماعی در کوتاه‌مدت است. در کوتاه‌مدت هیچ رابطه علیتی از مصارف سازمان به رشد اقتصادی وجود ندارد. برای تعیین رابطه بلندمدت بین متغیرهای مذکور از آزمون هم‌انباشتگی جوهانسن-جوسلیوس استفاده و نتایج وجود رابطه بلندمدت بین مصارف سازمان و رشد اقتصادی را تأیید می‌کند.
شهبازی و سالکی (2018) در مطالعه‌ای با استفاده از مدل رگرسیون انتقال ملایم (STR) تأثیر بیمه‌های زندگی و غیرزندگی بر رشد اقتصادی در ایران را برای دوره 1393-1353 بررسی کردند. نتایج تأثیر غیرخطی متغیرهای ضریب نفوذ بیمه‌های زندگی و غیرزندگی بر رشد اقتصادی ایران را تأیید کرد.
مانی (2022) رابطه مصارف بیمه‌ای سازمان تأمین اجتماعی، صندوق بیکاری و رشد اقتصادی در ایران را برای دوره زمانی مطالعه 1370 تا 1398 با استفاده از الگوی VAR موردمطالعه قرار داده‌اند. یافته‌های مطالعه وجود رابطه بلندمدت بین مصارف بیمه‌ای سازمان تأمین اجتماعی و بیمه بیکاری با رشد اقتصادی را تأیید می‌کند، به‌طوری‌که واکنش مصارف بیمه‌ای تأمین اجتماعی به تغییرات و تکانه‌های GDP، گرچه نوسانی و هم‌جهت بوده اما پس از سه دوره به‌سوی نوسانات میرا حرکت می‌کند. واکنش رشد به تکانه‌های مصارف تأمین اجتماعی بسیار کم‌دامنه و میرا است.
بلتینی و کرونی (2000) با تأیید ارتباط تجربی بین مصارف تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی در تحلیلی تطبیقی در نمونه‌ای شامل 61 کشور دریافتند رابطه معنادار و مثبتی بین هزینه‌های تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی وجود دارد. در تحلیل تطبیقی آنها ضریب تأثیرگذاری هزینه تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی در کشورهای توسعه‌یافته بیشتر از کشورهای فقیر است. آنها نقش مثبت هزینه‌های تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی را از منظر سرمایه انسانی مورد تأکید قرار داده‌اند.
دکوی و پادیسون (2003) بر اساس قواعد سوددهی تأمین اجتماعی، رشد اقتصادی و نابرابری، تعادل بین تأثیرات رشد برنامه‌های درآمدی، نرخ رشد اقتصادی و توزیع درآمد را در یک اقتصاد بسته بررسی و نقش تصمیمهای فردی در تحصیلات و رشد اقتصادی را تحلیل کرده‌اند. نتایج این مطالعه نشان میدهد که تأمین اجتماعی نرخ رشد اقتصادی بلندمدت را افزایش و نابرابریها را کاهش میدهد.
ژانگ و ژانگ2 (2004) در مطالعه‌ای بین کشوری با عنوان «تأمین اجتماعی چه تأثیری بر رشد اقتصادی دارد؟» به بررسی رابطه بین تأمین اجتماعی با رشد اقتصادی و عوامل تعیین‌کننده رشد (پس‌انداز، سرمایه انسانی و باروری) در سالهای 1960 تا 2000 پرداختند. نتایج برآورد روی تأمین اجتماعی نشان میدهد که ضریب برآوردشده در رابطه باروری به‌طور معناداری منفی، در رابطه پس‌انداز بی‌معنی و در رابطه رشد و تحصیلات مثبت است، در رابطه پس‌انداز منفی و در رابطه رشد مثبت و معنادار است.
لی و چانگ3 (2006)، به بررسی رابطه علیت بین GDP و مصارف تأمین اجتماعی برای 12 کشور آسیایی در دوره 2000-1972 پرداختند. آزمون همبستگی پانل نشان‌دهنده رابطه همبستگی تعادلی بلندمدت بین GDP، موجودی سرمایه و مصارف تأمین اجتماعی است. همچنین بر اساس مدل تصحیح خطا و آزمون علیت گرنجری رابطه علیت بلندمدت دوسویه بین مصارف تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی وجود دارد.
کونز4 (2012) در مطالعه‌ای تأثیر منابع مالی تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی با استفاده از مدل نسلهای همپوش را برای کشور آلمان بررسی کرد. نتایج نشان داد که موجودی مالی تأمین اجتماعی رشد اقتصادی را دچار کاهش کند. بروس و ترنوسکی5 (2013) اثرات تأمین اجتماعی PYAG را در یک الگوی رشد متوازن از نسلهای همپوش بررسی کردند. آنها نشان دادند که رشد برنامه‌های تأمین اجتماعی PAYG در اقتصادهای با موقعیت پایدار بسیار آهسته‌تر از دیگر اقتصادهایی است که نظام تأمین اجتماعی باثبات دارند و مطلوبیت انتظارات دوره زندگی برای خانواده‌های امروزی و آتی بسیار کم است.
اتوربی و اورمایتکسی2 (2014) با طرح دو فرضیه شامل (الف) کارگران ارتباط بین مشارکتهای فعلی و مزایای آتی را درک می‌کنند و (ب) کارگران سهمهای کارفرما را کمتر از مشارکتهای خود ارزش می‌دهند، زیرا سهم کارفرما کمتر چشم‌گیر3 است؛ رابطه بین سهم تأمین اجتماعی و اشتغال را موردمطالعه قرار داد. با توجه به فرضیات، نتایج مطالعه نشان میدهد که مشارکتهای کارفرمایان تأثیر (منفی) بیشتری بر اشتغال نسبت به مشارکت کارگران دارد. همچنین، تغییر در نحوه تقسیم مشارکتها که باعث کاهش سهم کارفرمایان می‌شود، برای اشتغال مفید است. درنهایت آشکارشدن سهم کارفرمایان برای کارگران نیز تأثیر مثبتی بر اشتغال دارد.
براونینگر4 (2005) با استفاده از مدل نسلهای همپوشان5 تعاملات بین تأمین اجتماعی، بیکاری و رشد اقتصادی را موردمطالعه قرار داد. وی با در نظر گرفتن دو جزء نظام تأمین اجتماعی یعنی، مستمری سالمندان و بیمه بیکاری بیان می‌کند که مستمری سالمندان تأثیر مستقیمی بر رشد اقتصادی دارد. همچنین، هم مستمری بازنشستگی و هم مزایای بیکاری بر بیکاری تعادلی ناشی از چانه‌زنی دستمزد تأثیر می‌گذارد و ازآنجایی‌که بیکاری رشد را بدتر می‌کند، هر دو نوع جزء یعنی مستمری سالمندان و بیمه بیکاری تأثیر منفی غیرمستقیمی بر رشد اقتصادی دارند.
گیرای و سینار6 (2017) در مطالعه‌ای تأثیر سهم تأمین اجتماعی بر بیکاری ترکیه را موردبررسی قرار دادند. هدف مطالعه یافتن رابطه بین سهم تأمین اجتماعی و بیکاری در ترکیه و پاسخ به این پرسش بود که آیا سهم تأمین اجتماعی راهی برای کاهش بیکاری است یا خیر؟ با استفاده از روش آزمون کرانه ARDL و داده‌های سری زمانی در دوره 1965 تا 2015، شاخصهای مانند نرخ بیکاری، سهم تأمین اجتماعی به عنوان درصدی از GDP و درصدی از کل درآمدهای مالیاتی مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت. رابطه بلندمدت بین متغیرها نشان داد که یک همگرایی بلندمدت بین سهم تأمین اجتماعی (هم به عنوان درصدی از GDP و هم درصد مالیات) و نرخ بیکاری وجود دارد. پلسکین و همکاران (2019) در مطالعه‌ای رابطه میان بیمه و رشد اقتصادی را با استفاده از داده‌های دوره 2004 تا 2015 برای کشورهای عضو اتحادیه اروپا را بررسی کردند. نتایج مطالعه نشان داد که رابطه مثبت و معناداری میان ضریب نفوذ بیمه و رشد اقتصادی در لوکزامبورگ، دانمارک، هلند و فنلاند و یک رابطه منفی در اتریش، بلژیک، مالت، استونی و اسلواکی وجود دارد.
ژانگ و همکاران (2019) در مطالعه‌ای با عنوان تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی پایدار چین را موردبررسی قرار دادند. با استفاده از داده‌های استانی چین برای دوره 2007 تا 2016 و رویکرد مدل آستانه‌ای نشان دادند که تأثیر تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی بستگی به وضعیت سرمایه انسانی دارد. وقتی سطح سرمایه انسانی پایین یا بالا باشد، تأمین اجتماعی برای رشد اقتصادی پایدار مطلوب است؛ اما اگر سطح سرمایه انسانی متوسط باشد، کارکرد تأمین اجتماعی روی رشد اقتصادی ضعیف است.
لو (2022) با استفاده از مدل خودرگرسیون برداری، تأثیر مخارج اجتماعی بر عملکرد اقتصادی آمریکا را در دوره 1949 تا 2019 موردمطالعه قرار داد. به‌طورکلی، نتایج این مطالعه نشان میدهد که در کوتاه‌مدت مخارج اجتماعی پس‌انداز خصوصی و نرخ بیکاری را افزایش میدهد. مخارج اجتماعی به دلیل اثرات نامطلوب بر بازار کار، GDP را کاهش میدهد. همچنین، اثرات اقتصادی برنامه‌های مخارج اجتماعی مختلف بر اقتصاد از نظر جهت مشابه اما از نظر بزرگی متفاوت است. به‌طور که تأثیر تأمین اجتماعی و مراقبتهای پزشکی بر GDP قابل‌توجه نیست، اما تأثیر مخارج بیمه بیکاری بر GDP نامطلوب است.
به‌طورکلی، نتایج مطالعات تجربی نشان میدهد که تأثیر تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصاد کلان به‌ویژه رشد اقتصادی در دوره‌های زمانی و کشورهای مختلف، متفاوت است. در برخی از مطالعات، تأمین اجتماعی تأثیر مثبتی، در برخی دیگر از مطالعات تأثیر منفی و درنهایت در مطالعات دیگری تأمین اجتماعی تأثیری بر رشد اقتصادی ندارد. از سوی دیگر بیشتر این مطالعات تأثیر مصارف تأمین اجتماعی بر متغیرهای اقتصاد کلان و در نظر گرفتن یک جز از مصارف تأمین اجتماعی را بررسی کرده‌اند؛ بنابراین، مطالعه حاضر علاوه بر در نظر گرفتن منابع و مصارف، آنها را در دو جز بیمه‌ای و بیمه بیکاری موردمطالعه قرار داده است.
مدل نظری و روش تجزیه‌وتحلیل داده‌ها
در این مطالعه به‌منظور بررسی تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر رشد اقتصادی و اشتغال از الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری استفاده می‌شود. برخلاف الگوی VAR که در آن شناسایی تکانه‌های ساختاری به‌طور سلیقه‌ای صورت می‌گیرد، الگو خودهمبستگی برداری ساختاری دارای یک منطق اقتصادی برای اعمال قیود است. هدف اصلی الگو خودهمبستگی برداری ساختاری به‌کارگیری نظریات اقتصادی به‌جای تجزیه چولسکی است تا بدین ترتیب امکان بازیابی تکانه‌های ساختاری از تکانه‌های فرم حل‌شده بوجود آید. شکل کلی یک الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری برای شناسایی تکانه‌های ساختاری به صورت زیر است:
(1)
رابطه (1) فرم ساختاری است که در آن A نشان‌دهنده ماتریس خودهمبستگی هم‌زمان میان متغیرهای الگو، yt نشان‌دهنده بردار متغیرهای درون‌زای سیستم شامل، مخارج دولتی، تولید ناخالص داخلی، منابع بیمه‌ای تأمین اجتماعی، مصارف بیمه‌ای تأمین اجتماعی، منابع بیمه بیکاری تأمین اجتماعی و مصارف بیمه بیکاری تأمین اجتماعی، Γ0 نشان‌دهنده پارامترهای فرم ساختاری الگو و Γ نشان‌دهنده ماتریس ضرایب خودبازگشت هستند. ut نیز تکانه‌های ساختاری الگو را نشان میدهد که دارای میانگین صفر، واریانس σ2it و کوواریانس صفر است. همچنین uit همبستگی ندارند و جز خطای یک معادله با معادله دیگر همبستگی ندارد. ماتریس واریانس-کوواریانس ut را با نشان داده و عبارت است از:
(2)
اگر طرفین رابطه (1)، در ماتریس معکوس θ (θ-1) ضرب شود، رابطه زیر حاصل خواهد شد:
(3)
با در نظر گرفتن A-1 Γ0=A0، A-1 Γi=Ai و A-1 ut=et می‌توان فرم خلاصه‌شده رابطه (1) را به صورت زیر نوشت.
(4)
جز اخلال فرم خلاصه‌شده (e_t) ترکیب خطی از جملات خطای ساختاری (ut) است. بن؛ راین درحالی‌که uitها با یکدیگر همبستگی ندارند، ولی eitها همبستگی دارند. ماتریس واریانس و کوواریانس et عبارت است از:
(5)
با توجه به A-1 ut=et و ازآنجاکه ماتریس ut برابر ∑ است، خواهیم داشت:
(6)
برای برآورد پارامترهای فرم ساختاری و شناسایی الگو خودهمبستگی برداری ساختاری بایستی قیودی بر ماتریسهای ∑ و A اعمال تا از این طریق بتوان ضرایب ساختاری را به دست آورد و سپس بر اساس آن نتایج را تحلیل کرد. با توجه به اجزای اخلال، چهار الگو برای برآورد پارامترها و شناسایی خودهمبستگی برداری ساختاری بیان شده است که شامل تجزیه چولسکی (الگوی A)؛ تجزیه سیمز و برنانکی (الگوی B)؛ تجزیه پسران و شین (الگوی AB) و تجزیه بلانچارد-کوآ هستند. تجزیه چولسکی (الگوی A)، برای برآورد پارامترهای فرم ساختاری و شناسایی الگو از رابطه ut=Aet استفاده کرده و تعداد (K(K-1)) /2 قید (K تعداد متغیرها) روی ماتریس A اعمال و عناصر بالای قطر اصلی ماتریس A را صفر در نظر می‌گیرد. تجزیه سیمز و برنانکی (الگوی B) رابطه et=But را با اعمال تعداد (K(K-1)) /2 قید روی ماتریس B در نظر می‌گیرد. تجزیه پسران - شین (الگوی AB) به‌گونه‌ای است که ترتیب قرار گرفتن متغیرها، اهمیتی ندارد. این الگو رابطه Aet=But برای برآورد پارامترهای فرم ساختاری در نظر می‌گیرد. در این الگو اگر عناصر قطر اصلی ماتریس A یک باشند، تعداد 2K2-K-(K(K+1)) /2 قید و درصورتی‌که عناصر قطر اصلی ماتریس A یک نباشند، تعداد 2K2-(K(K+1)) /2 قید برای شناسایی الگو باید اعمال شود. درنهایت الگوی بلانچارد-کوآ که رابطه Ψet=Fut (Ψ ضرایب فزاینده بلندمدت و F=A-1 B ) را برای تصریح بلندمدت قیدهای ساختاری در نظر می‌گیرد. در این الگو برای شناسایی لازم است تعداد (K(K-1)) /2 قید روی ماتریس F اعمال شود. در این مطالعه برای برآورد پارامترهای ساختاری از الگو AB (تجزیه پسران و شین) استفاده می‌شود.
به پیروی از مطالعه گچرت و همکاران (2021) متغیرهای الگو شامل، تولید ناخالص داخلی، مصارف دولت، منابع تأمین و مصارف تأمین اجتماعی است. همچنین به پیروی از مطالعه مانی (1400) منابع تأمین اجتماعی به دو بخش: الف) منابع درآمد حاصل از حق بیمه (منابع حق بیمه) و ب) منابع حاصل از بیمه بیکاری (منابع بیمه بیکاری) و مصارف به دو بخش: الف) مصارف بیمه‌ای و ب) مصارف بیمه بیکاری در الگو منظور می‌شود؛ بنابراین، متغیرهای مورداستفاده در این مطالعه شامل، G: لگاریتم مصارف دولتی به قیمت ثابت 1390، Y: لگاریتم تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت 1390، E: لگاریتم تعداد افراد شاغل، SR: لگاریتم منابع بیمه‌ای تأمین اجتماعی، SE: لگاریتم مصارف بیمه‌ای تأمین اجتماعی، UR: لگاریتم منابع بیمه بیکاری تأمین اجتماعی و UE: لگاریتم مصارف بیمه بیکاری تأمین اجتماعی است. داده‌ها از بانک سری زمانی بانک مرکزی و گزارشهای تأمین اجتماعی اخذ شده‌اند. نمودار زیر روند متغیرهای منابع و مصارف تأمین اجتماعی را نشان میدهد.
نمودار 1. منابع و مصارف تأمین اجتماعی
منبع: سازمان تأمین اجتماعی
با توجه به موضوع مطالعه الگوی Aet=But به صورت زیر تصریح می‌شود. با توجه متغیرها در هر الگو تعداد قیدها حداقل باید برابر 18 باشد. بناب؛ ین تعداد 6 قید روی ماتریس A و 12 قید روی ماتریس B لحاظ شده است.
(7)
فرم ماتریسی (7) ارتباط میان جز اخلال فرم حل‌شده (et) و فرم ساختاری (ut) را نشان میدهد. شکل گسترده ماتریس بالا به صورت زیر خواهد بود:
(8)
با توجه به ساختار بالا و جایگذاری UR و UE به‌جای i، SR و SE به‌جای j و Y و E به‌جای q چهار الگوی خودهمبستگی برداری ساختاری به دست می‌آید. به عنوان نمونه، اگر i=UR، j=SR و q=Y در سیستم معادلات (8) جایگذاری شود، الگوی اول به صورت زیر حاصل خواهد شد که رابطه بین منابع و مصارف تأمین اجتماعی با رشد اقتصادی را نشان میدهد. سایر الگوها نیز به همین ترتیب به دست می‌آیند.
برآورد و تحلیل الگو
با توجه به متغیرهای الگو که در بخش قبلی بیان شدند، آمار توصیفی این متغیرها در دوره زمانی 1399-1367 در جدول (1) نشان داده شده است.
جدول (2) آماره‌های توصیفی متغیرهای تحقیق
| متغیر | میانگین | حداکثر | حداقل | کشیدگی | چولگی | آماره جارک-برا | احتمال جارک- برا |
| Y | 03 /18 | 265 /18 | 627 /17 | 176 /2 | 492 /0- | 267 /2 | 321 /0 |
| G | 949 /15 | 128 /16 | 815 /15 | 548 /2 | 418 /0 | 242 /1 | 537 /0 |
| E | 689 /16 | 01 /17 | 268 /16 | 817 /1 | 397 /0- | 792 /2 | 247 /0 |
| SR | 088 /13 | 144 /17 | 802 /8 | 825 /1 | 119 /0- | 975 /1 | 372 /0 |
| SE | 753 /12 | 674 /16 | 368 /8 | 865 /1 | 198 /0- | 984 /1 | 370 /0 |
| UR | 177 /10 | 936 /13 | 984 /5 | 929 /1 | 195 /0- | 786 /1 | 409 /0 |
| UE | 049 /10 | 778 /13 | 204 /4 | 332 /2 | 497 /0- | 971 /1 | 373 /0 |
منبع: محاسبات تحقیق
قبل از برآورد الگوها ابتدا مانایی متغیرهای مطالعه باید موردبررسی قرار گیرند. برای بررسی مانایی متغیرها از آزمونهای دیکی فولر تعمیم‌یافته (ADF) و فیلیپس-پرون (PP) استفاده شده است. جدول (2) نتایج این دو آزمون را نشان میدهد.
جدول (2) آزمون ریشه واحد متغیرها
| متغیر | آزمون ADF | آزمون PP | ||
| آماره t سطح | آماره t تفاضل | آماره t سطح | آماره t تفاضل | |
| G | 951/1- | *322/4- | 887/1- | *358/4- |
| Y | 562/2- | *111/4- | 250/2- | *974/3- |
| E | ***742/2- | - | 398/2- | *805/3- |
| SR | 211/2- | *786/7- | 096/2- | *488/8- |
| SE | 365/2- | **791/3- | 482/0- | *892/4- |
| UR | ***369/3- | - | 962/1- | **417/3- |
| UE | *699/5- | - | *365/18- | - |
*، ** و *** به ترتیب معناداری در سطح 1%، 5% و 10%
منبع: محاسبات تحقیق
نتایج جدول (2) نشان میدهد که با توجه به آزمون ADF، متغیرهای اشتغال، منابع و مصارف بیمه بیکاری در سطح مانا و سایر متغیرهای با تفاضل‌گیری مانا می‌شوند. نتایج آزمون PP نشان میدهد که تمام متغیرها به‌جز مصارف بیمه بیکاری نامانا هستند؛ بنابراین برای ماناکردن متغیرها از تفاضل‌گیری متغیرها استفاده می‌شود. بعد از بررسی مانایی متغیرهای باید تعداد وقفه بهینه هر الگو مشخص شود. جدول (3) نتایج تعیین وقفه الگوها را بر اساس سه معیار حنان-کوئین (HQ)، شوارتز (SC) و آکائیک (AIC) نشان میدهد.
جدول (3) تعیین وقفه بهینه
| وقفه | الگو اول | الگو دوم | ||||
| HQ | SC | AIC | HQ | SC | AIC | |
| 0 | 606/9- | 479/9- | 666/9- | 218/10- | *091/10- | 278/10- |
| 1 | *741/10- | *106/10- | *040/11- | 057/10- | 422/9- | 356/10- |
| 2 | 209/10- | 066/9- | 747/10- | *376/10- | 232/9- | *913/10- |
| وقفه | الگو سوم | الگو چهارم | ||||
| 0 | 651/10- | 524/10- | 711/10- | 476/7- | 349/7- | 536/7- |
| 1 | *301/12- | *665/11- | *599/12- | *614/11- | *979/11- | 913/11- |
| 2 | 586/11- | 443/10- | 124/12- | 566/11- | 422/10- | *104/12- |
طول وقفه بهینه هر معیار با علامت * مشخص شده است
منبع: محاسبات تحقیق
با توجه به نتایج جدول (3)، انتخاب طول وقفه بهینه برای الگوها آن وقفه‌ای است که حداقل دو معیار آن وقفه را به عنوان وقفه بهینه مشخص کنند؛ بنابراین، برای الگوی اول، سوم و چهارم، طول وقفه بهینه یک و برای الگو دوم طول وقفه بهینه دو انتخاب می‌شود. پس از تعیین طول وقفه بهینه، با استفاده از الگوی خودهمبستگی‌برداری‌ساختاری سیستم معادلات (5) تا (9) را برآورد و نتایج ماتریس A و B و همچنین توابع واکنش آنی حاصل خواهد شد. نتایج ماتریس A و B با توجه به رابطه (7) برای چهار الگوی به صورت زیر است:
نتایج تخمین الگوی اول
نتایج تخمین الگوی دوم
نتایج تخمین الگوی سوم
نتایج تخمین الگوی چهارم
منبع: محاسبات تحقیق
توابع واکنش آنی رفتار پویای متغیرهای معادلات را در طول زمان به هنگام بروز یک تکانه نشان می‌دهند. ازآنجاکه هدف مطالعه حاضر بررسی تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر رشد و اشتغال است بنابراین تنها توابع ضربه و واکنش رشد اقتصادی و اشتغال به منابع و مصارف گزارش می‌شود. نمودار (2) واکنش رشد اقتصادی به تکانه منابع بیمه‌ای (SR) و بیمه بیکاری (UR) را نشان میدهد. با یک تکانه به منابع بیمه‌ای، رشد اقتصادی در ابتدا به اندازه 011 /0 کاهش می‌یابد و در ادامه روند افزایشی دارد. همان‌طور که نمودار نشان می-دهد افزایش منابع بیمه‌ای که حاصل افزایش حق بیمه است موجب کاهش رشد اقتصادی شده و بعد از گذشت سه سال به وضعیت اولیه می‌رسد. بعد از گذشت سه سال اثرگذاری منابع بیمه‌ای تأثیر مثبتی بر رشد اقتصادی خواهد داشت. واکنش رشد اقتصادی به تکانه منابع بیمه بیکاری در ابتدا افزایش 015 /0 درصدی است که در سال دوم به میزان 003 / 0 کاهش می‌یابد. مقایسه این دو تکانه بر رشد اقتصادی نشان میدهد که تأثیر تکانه منابع بیمه بیکاری بیشتر و ماندگاری بیشتری دارد.
نمودار (2): واکنش رشد اقتصادی به منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری
نمودار (3) واکنش رشد اقتصادی به مصارف بیمه‌ای (SE) و مصارف بیمه بیکاری (UE) را نشان میدهد. رشد اقتصادی در ابتدا در واکنش به تکانه مصارف بیمه‌ای 011 /0 افزایش می‌یابد و با گذشت زمان کاهش و در دوره دوم 007 /0- خواهد شد. در ادامه روند افزایش این تکانه شروع و بعد از شش دوره به وضعیت اولیه خود می‌رسد. تکانه مصارف بیمه بیکاری نیز موجب افزایش اولیه رشد اقتصادی به اندازه 005 /0 رشد اقتصادی می‌شود. در ادامه این کاهش یافته و میرا خواهد شد. نمودار نشان میدهد که واکنش اولیه رشد به هر دو نوع مصارف افزایشی است.
نمودار (3): واکنش رشد اقتصادی به مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری
نمودار (4): واکنش اشتغال به منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری
نمودار (5): واکنش اشتغال به مصارف بیمه‌ای و بیمه بیکاری
در ادامه و در جداول (4) تا (7)، تجزیه واریانس رشد اقتصادی و اشتغال گزارش شده است. تجزیه واریانس، نشان‌دهنده سهم نسبی هر متغیر در تغییرات سایر متغیرها است. با استفاده از تجزیه واریانس می‌توان بررسی کرد که تغییرات یک متغیر تا چه اندازه‌ای ناشی از اجزای اخلال خود متغیر و تا چه حد، ناشی از تغییرات سایر متغیرهای الگو است. با توجه به موضوع مطالعه در این قسمت تنها تغییرات منابع و مصارف بیمه‌ای و منابع و مصارف بیمه بیکاری گزارش شده است.
جدول (4) نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی نسبت به تغییرات منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری را نشان میدهد. به‌طورکلی جدول (4) نشان میدهد که منابع بیمه بیکاری سهم بیشتری از منابع بیمه‌ای در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی رشد اقتصادی دارد. جدول (5) نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی نسبت به تغییرات مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری را نشان میدهد. با توجه به این جدول، مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی رشد اقتصادی دارد.
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
جدول (6) نتایج تجزیه واریانس اشتغال نسبت به تغییرات منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری را نشان میدهد. جدول (6) نشان میدهد که منابع بیمه‌ای سهم بسیار زیادی در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی اشتغال دارد. این سهم با گذشت زمان کاهش و در دوره دهم به 71 درصد رسیده است. سهم منابع بیمه بیکاری در ابتدا کم و به‌مرور افزایش یافته است. جدول (7) نتایج تجزیه واریانس اشتغال نسبت به تغییرات مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری را نشان میدهد. با توجه به این جدول، مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی اشتغال دارد.
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
منبع: یافته‌های تحقیق
بحث
نظام تأمین اجتماعی به عنوان یکی از نهادهای مهم در رشد و توسعه اقتصادی کشورها نقش مهمی ایفا می‌کند. تأمین اجتماعی از طریق آثاری که بر متغیرهای اقتصادی و اجتماعی دارد، رشد اقتصادی و سایر متغیرها را تحت تأثیر قرار میدهد. نظامهای تأمین اجتماعی از طریق توزیع مجدد درآمد و کاهش شکاف درآمدی تأثیر مهمی بر متغیرهای اقتصادی دارد. بیشتر مطالعه انجام‌شده در این خصوص روی مصارف تأمین اجتماعی متمرکز شده‌اند. این در حالی است که تأمین اجتماعی از دو بخش منابع و مصارف تشکیل شده است و اثرگذاری هر بخش بر متغیرهای اقتصادی متفاوت است؛ بنابراین، مطالعه حاضر با استفاده از یک الگوی خودهمبستگی‌برداری‌ساختاری و داده‌های دوره زمانی 1367 تا 1399 تأثیر منابع (بیمه‌ای و بیکاری) و مصارف (بیمه‌ای و بیکاری) تأمین اجتماعی را بر رشد اقتصادی و اشتغال بررسی کرد.
نتایج مطالعه نشان داد که اثرگذاری منابع و مصارف چه از ناحیه منابع و مصارف بیمه‌ای و چه از ناحیه منابع و مصارف بیمه بیکاری بر رشد اقتصادی و اشتغال متفاوت است. همچنین نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی و اشتغال نشان داد که اثرگذاری منابع بر رشد اقتصادی بیشتر از اشتغال است. نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی نشان میدهد که منابع بیمه بیکاری سهم بیشتری از منابع بیمه‌ای در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی رشد اقتصادی دارد. این در حالی است که مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری دارد.
جدول (5) نتایج تجزیه واریانس اشتغال نسبت به تغییرات منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری را نشان میدهد. تجزیه واریانس اشتغال نشان داد که منابع بیمه‌ای سهم زیادی در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی اشتغال دارد. نتایج تجزیه واریانس اشتغال نسبت به تغییرات مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری نشان داد که مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی اشتغال دارد. این نتایج همچنین نشان می‌دهند که تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر اشتغال بیشتر از رشد اقتصادی است.
مطالعات انجام شده در این حوزه بیشتر روی یک بخش (یعنی مصارف) تأمین اجتماعی متمرکز شده‌اند. در این مطالعات با استفاده از روشها و دوره‌های زمانی مختلف نتایج متفاوتی حاصل شده است. مطالعاتی مانند التجایی و سلیمی(2013) و مانی (2022) رابطه بین مصارف تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی را تأیید می‌کنند. این مطالعات نشان می‌دهند که افزایش مصارف تأمین اجتماعی می‌تواند تأثیر مثبتی بر رشد اقتصادی را داشته باشند.
مطالعه مانی (2022) علاوه بر در نظر گرفتن مصارف تأمین اجتماعی، مصارف بیمه بیکاری را موردمطالعه قرار داده است و نتایج نشان میدهد که مصارف بیمه بیکاری نیز موجب رشد اقتصادی خواهد شد. نتایج مطالعه حاضر نیز نشان داد که رشد اقتصادی در واکنش به مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری افزایشی است که با نتایج مطالعه التجایی و سلیمی همخوانی دارد. با توجه به نتایج مطالعه و تفاوت اثرگذاری منابع و مصارف تأمین اجتماعی می‌توان بیان کرد که افزایش منابع تأمین اجتماعی از ناحیه افزایش درآمد حاصل از حق بیمه (منابع بیمه‌ای) تأثیر منفی بر رشد اقتصادی و اشتغال دارد (به‌ویژه اشتغال)؛ بنابراین، افزایش منابع تأمین اجتماعی از طریق حق بیمه باید با حساسیت بالای انجام شود تا آثار نامطلوبی به‌خصوص در کوتاه‌مدت بر رشد و اشتغال نداشته باشد. البته تأثیر بلندمدت آن روی رشد اقتصادی و اشتغال، آثار بهتری نسبت به کوتاه‌مدت دارد.
برای افزایش منابع تأمین اجتماعی، توجه به منابع بیمه بیکاری می‌تواند تأثیر به‌مراتب بهتری داشته باشد. افزایش منابع بیمه بیکاری موجب افزایش رشد اقتصادی در کوتاه‌مدت و همچنین تأثیر مثبت بر اشتغال در بلندمدت دارد. از سوی دیگر، افزایش مصارف تأمین اجتماعی هم از بعد مصارف بیمه‌ای و هم از بعد مصارف بیمه بیکاری نیز آثار مطلوبی را بر رشد اقتصادی و اشتغال به همراه دارد. آنچه مشخص است توجه به منابع تأمین اجتماعی برای پوشش مصارف حائز اهمیت است. هماهنگی نظام تأمین اجتماعی با سیاستهای کلان اقتصادی در شرایط مختلف اقتصادی می‌تواند موجب افزایش کارایی این نظام در اقتصاد شود.
نتایج مطالعه نشان داد که اثرگذاری منابع و مصارف چه از ناحیه منابع و مصارف بیمه‌ای و چه از ناحیه منابع و مصارف بیمه بیکاری بر رشد اقتصادی و اشتغال متفاوت است. همچنین نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی و اشتغال نشان داد که اثرگذاری منابع بر رشد اقتصادی بیشتر از اشتغال است. نتایج تجزیه واریانس رشد اقتصادی نشان میدهد که منابع بیمه بیکاری سهم بیشتری از منابع بیمه‌ای در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی رشد اقتصادی دارد. این در حالی است که مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری دارد.
جدول (5) نتایج تجزیه واریانس اشتغال نسبت به تغییرات منابع بیمه‌ای و منابع بیمه بیکاری را نشان میدهد. تجزیه واریانس اشتغال نشان داد که منابع بیمه‌ای سهم زیادی در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی اشتغال دارد. نتایج تجزیه واریانس اشتغال نسبت به تغییرات مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری نشان داد که مصارف بیمه‌ای سهم بیشتری از مصارف بیمه بیکاری در توضیح خطای واریانس پیش‌بینی اشتغال دارد. این نتایج همچنین نشان می‌دهند که تأثیر منابع و مصارف تأمین اجتماعی بر اشتغال بیشتر از رشد اقتصادی است.
مطالعات انجام شده در این حوزه بیشتر روی یک بخش (یعنی مصارف) تأمین اجتماعی متمرکز شده‌اند. در این مطالعات با استفاده از روشها و دوره‌های زمانی مختلف نتایج متفاوتی حاصل شده است. مطالعاتی مانند التجایی و سلیمی(2013) و مانی (2022) رابطه بین مصارف تأمین اجتماعی و رشد اقتصادی را تأیید می‌کنند. این مطالعات نشان می‌دهند که افزایش مصارف تأمین اجتماعی می‌تواند تأثیر مثبتی بر رشد اقتصادی را داشته باشند.
مطالعه مانی (2022) علاوه بر در نظر گرفتن مصارف تأمین اجتماعی، مصارف بیمه بیکاری را موردمطالعه قرار داده است و نتایج نشان میدهد که مصارف بیمه بیکاری نیز موجب رشد اقتصادی خواهد شد. نتایج مطالعه حاضر نیز نشان داد که رشد اقتصادی در واکنش به مصارف بیمه‌ای و مصارف بیمه بیکاری افزایشی است که با نتایج مطالعه التجایی و سلیمی همخوانی دارد. با توجه به نتایج مطالعه و تفاوت اثرگذاری منابع و مصارف تأمین اجتماعی می‌توان بیان کرد که افزایش منابع تأمین اجتماعی از ناحیه افزایش درآمد حاصل از حق بیمه (منابع بیمه‌ای) تأثیر منفی بر رشد اقتصادی و اشتغال دارد (به‌ویژه اشتغال)؛ بنابراین، افزایش منابع تأمین اجتماعی از طریق حق بیمه باید با حساسیت بالای انجام شود تا آثار نامطلوبی به‌خصوص در کوتاه‌مدت بر رشد و اشتغال نداشته باشد. البته تأثیر بلندمدت آن روی رشد اقتصادی و اشتغال، آثار بهتری نسبت به کوتاه‌مدت دارد.
برای افزایش منابع تأمین اجتماعی، توجه به منابع بیمه بیکاری می‌تواند تأثیر به‌مراتب بهتری داشته باشد. افزایش منابع بیمه بیکاری موجب افزایش رشد اقتصادی در کوتاه‌مدت و همچنین تأثیر مثبت بر اشتغال در بلندمدت دارد. از سوی دیگر، افزایش مصارف تأمین اجتماعی هم از بعد مصارف بیمه‌ای و هم از بعد مصارف بیمه بیکاری نیز آثار مطلوبی را بر رشد اقتصادی و اشتغال به همراه دارد. آنچه مشخص است توجه به منابع تأمین اجتماعی برای پوشش مصارف حائز اهمیت است. هماهنگی نظام تأمین اجتماعی با سیاستهای کلان اقتصادی در شرایط مختلف اقتصادی می‌تواند موجب افزایش کارایی این نظام در اقتصاد شود.
Akhavan Behbahani, A., &. M. A., Yerevan (2016). Principles and basics of social security. Tehran: Higher Institute of Social Security Research, (in Persian).
Aminrashti, n., & Ghorbani, v. A. (2013). The social security system of the human development in iran. Economic Sciences Quarterly, 28, 81-110, (in Persian).
Barro, R. J. (1990). Government spending in a simple model of endogeneous growth. Journal of political economy, 98(5, Part 2), S103-S125.
Bastagli, F., Hagen-Zanker, J., Harman, L., Barca, V., Sturge, G., Schmidt, T., & Pellerano, L. (2016). Cash transfers: what does the evidence say. A rigorous review of programme impact and the role of design and implementation features. London: ODI, 1(7).
Bräuninger, M. (2005). Social security, unemployment, and growth. International tax and public finance, 12, 423-434.
Bruce, N., & Turnovsky, S. J. (2013). Social security, growth, and welfare in overlapping generations economies with or without annuities. Journal of Public Economics, 101, 12-24.
Center, I. C. R. (2014). Social security in the development programs of the Islamic Republic of Iran. Retrieved from Tehran, (in Persian).
Damon, J. (2016). The socio-economic impact of social security. International Social Security Association, Geneva.
Development Pathways, I. (2021). Investments in social protection and their impacts on economic growth (A New Social Contract for Recovery and Resilience).
Aminrashti, n., & Ghorbani, v. A. (2013). The social security system of the human development in iran. Economic Sciences Quarterly, 28, 81-110, (in Persian).
Barro, R. J. (1990). Government spending in a simple model of endogeneous growth. Journal of political economy, 98(5, Part 2), S103-S125.
Bastagli, F., Hagen-Zanker, J., Harman, L., Barca, V., Sturge, G., Schmidt, T., & Pellerano, L. (2016). Cash transfers: what does the evidence say. A rigorous review of programme impact and the role of design and implementation features. London: ODI, 1(7).
Bräuninger, M. (2005). Social security, unemployment, and growth. International tax and public finance, 12, 423-434.
Bruce, N., & Turnovsky, S. J. (2013). Social security, growth, and welfare in overlapping generations economies with or without annuities. Journal of Public Economics, 101, 12-24.
Center, I. C. R. (2014). Social security in the development programs of the Islamic Republic of Iran. Retrieved from Tehran, (in Persian).
Damon, J. (2016). The socio-economic impact of social security. International Social Security Association, Geneva.
Development Pathways, I. (2021). Investments in social protection and their impacts on economic growth (A New Social Contract for Recovery and Resilience).
Di Pietro, G. (2003). Equality of opportunity in Italian university education: is there any role for social welfare spending? International Journal of Educational Development, 23(1), 5-15.
Docquier, F., & Paddison, O. (2003). Social security benefit rules, growth and inequality. Journal of Macroeconomics, 25(1), 47-71.
Eltejaei, E., & Salimi, M. (2013). Social security costs and economic growth in Iran. Iranian Journal of Insurance Research, 2(3), 147-170, (in Persian).
Fan, J., & Yang, W. (2015). Study on e-government services quality: The integration of online and offline services. Journal of Industrial Engineering and Management, 8(3), 693-718.
Feldstein, M. (1974). Social security, induced retirement, and aggregate capital accumulation. Journal of political economy, 82(5), 905-926.
Fishback, P. V., & Kachanovskaya, V. (2010). In search of the multiplier for federal spending in the states during the Great Depression.
Gechert, S., Paetz, C., & Villanueva, P. (2021). The macroeconomic effects of social security contributions and benefits. Journal of Monetary Economics, 117, 571-584.
Giray, F., & Çınar, M. (2017). The impact on unemployment of social security contributions: The empiricial analysis in Turkey. European Journal of Multidisciplinary Studies, 2(6), 142-150.
Ghilarducci, T., Joelle Saad-Lessler, and Eloy Fisher. (2012). The Macroeconomic Stabilization Effects of Social Security and 401(k) Plans. Cambridge Journal of Economics, 36(1), 237-251.
Glomm, G., & Kaganovich, M. (2003). Distributional effects of public education in an economy with public pensions. International Economic Review, 44(3), 917-937.
Guo, K., & Gong, L. (2012). Social security, family pension and economic growth. J. Financ. Res, 55, 78-90.
ILO. (2014). Building economic recovery, inclusive development and social justice.
Iturbe-Ormaetxe, I. (2015). Salience of social security contributions and employment. International Tax and Public Finance, 22, 741-759.
Jia, J., Guo, Q., & Ning, J. (2011). Traditional cultural beliefs, social security and economic growth. J World Econ, 8, P3-18.
Kotlikoff, L. J. (1996). Privatization of social security: how it works and why it matters. Tax policy and the economy, 10, 1-32.
Kunze, L. (2012). Funded social security and economic growth. Economics Letters, 115(2), 180-183.
Lee, C.-C., & Chang, C.-P. (2006). Social security expenditure and GDP in OECD countries: A cointegrated panel analysis. International Economic Journal, 20(3), 303-320.
Lu, J. (2022). On the Impact of Social Spending on Long-term Economic Performance in the USA.
Lu, C., & Liu, H. (2017). Does social security promote regional economic growth? A dynamic spatial panel model analysis based on time and space effect and decomposition. J. Huazhong Univ. Sci. Technol.(Soc. Sci. Ed.), 2, 55-66.
Mani, K. (2022). Relationship between Social Security Organization Insurance Expenditures, Unemployment Insurance Fund and Economic Growth in Iran. Journal of Iranian Economic Issues, 8(2), 277-304, (in Persian).
McClanahan, S., Tran, A., Bailey-Athias, D., Kidd, S., & Langhan, S. (2018). Social protection at the centre of national development in Uganda: How social protection enhances other investments. National Planning Authority.
Munnell, A. H., Wettstein, G., & Hou, W. (2022). How best to annuitize defined contribution assets? Journal of Risk and Insurance, 89(1), 211-235.
Najafi nasab, m. (2014). Investigating the Relationship between Expenditures of Social Security Organization and Economic Growth in Iran. Social Security Journal, 13(1), 39-56, (in Persian).
Nakamura, E., & Steinsson, J. (2014). Fiscal stimulus in a monetary :union:: Evidence from US regions. American Economic Review, 104(3), 753-792.
Nikpour, H. a. R., Mohsen. (2013). Organization of Social Security and Economic Growth and Development. Social Security Quarterly, 4, 197-208, (in Persian).
Panahi, B. (1997). Principles and basics of social security system. Tehran: Higher Institute of Social Security Research, (in Persian).
Parmah, S., mardomdar, s., & Heidari, A. (2020). Macroeconomic Variables and Demand for Self-employment Insurance in the Social Security Organization. Social Security Journal, 16(1), 41-59, (in Persian).
Peleckienė, V., Peleckis, K., Dudzevičiūtė, G., & K Peleckis, K. (2019). The relationship between insurance and economic growth: evidence from the European :union: countries. Economic research-Ekonomska istraživanja, 32(1), 1138-1151.
Sala-i-Martin, X. X. (1996). A positive theory of social security. Journal of Economic Growth, 1, 277-304.
Shahbazi, K., & saleki, z. (2018). Non-Linear Effects of Life and Non-Life Insurance Penetration Rates on Economic Growth in Iran. The Economic Research (Sustainable Growth and Development), 18(4), 31-64 (in Persian).
Shoag, D. (2010). The impact of government spending shocks: Evidence on the multiplier from state pension plan returns. unpublished paper, Harvard University.
Suri, A. (2015). Advanced Econometrics (Vol. 2). Tehran: Farhangshenasi, (in Persian).
Taleb, M. (2001). Social Security. Mashhad: Astan Quds Razavi Publications, (in Persian).
Vincent, K., & Cull, T. (2009). Impacts of social cash transfers: case study evidence from across southern Africa. Instituto de Estudos Sociais e Económicos.
Wettstein, G., Munnell, A. H., Hou, W., & Gok, N. (2021). The value of annuities. CRR WP, 5.
Zareh, B., &. Asadi. Z. (2011). The Analysis of Socio-Economic Development Relationship with Social Security Development in Iran. Social Welfare, 11(42), 67-106, (in Persian).
Zhang, J., & Zhang, J. (2004). How does social security affect economic growth? Evidence from cross-country data. Journal of population Economics, 17, 473-500.
Zhang, M., Zou, X., & Sha, L. (2019). Social security and sustainable economic growth: Based on the perspective of human capital. Sustainability, 11(3), 662.
Docquier, F., & Paddison, O. (2003). Social security benefit rules, growth and inequality. Journal of Macroeconomics, 25(1), 47-71.
Eltejaei, E., & Salimi, M. (2013). Social security costs and economic growth in Iran. Iranian Journal of Insurance Research, 2(3), 147-170, (in Persian).
Fan, J., & Yang, W. (2015). Study on e-government services quality: The integration of online and offline services. Journal of Industrial Engineering and Management, 8(3), 693-718.
Feldstein, M. (1974). Social security, induced retirement, and aggregate capital accumulation. Journal of political economy, 82(5), 905-926.
Fishback, P. V., & Kachanovskaya, V. (2010). In search of the multiplier for federal spending in the states during the Great Depression.
Gechert, S., Paetz, C., & Villanueva, P. (2021). The macroeconomic effects of social security contributions and benefits. Journal of Monetary Economics, 117, 571-584.
Giray, F., & Çınar, M. (2017). The impact on unemployment of social security contributions: The empiricial analysis in Turkey. European Journal of Multidisciplinary Studies, 2(6), 142-150.
Ghilarducci, T., Joelle Saad-Lessler, and Eloy Fisher. (2012). The Macroeconomic Stabilization Effects of Social Security and 401(k) Plans. Cambridge Journal of Economics, 36(1), 237-251.
Glomm, G., & Kaganovich, M. (2003). Distributional effects of public education in an economy with public pensions. International Economic Review, 44(3), 917-937.
Guo, K., & Gong, L. (2012). Social security, family pension and economic growth. J. Financ. Res, 55, 78-90.
ILO. (2014). Building economic recovery, inclusive development and social justice.
Iturbe-Ormaetxe, I. (2015). Salience of social security contributions and employment. International Tax and Public Finance, 22, 741-759.
Jia, J., Guo, Q., & Ning, J. (2011). Traditional cultural beliefs, social security and economic growth. J World Econ, 8, P3-18.
Kotlikoff, L. J. (1996). Privatization of social security: how it works and why it matters. Tax policy and the economy, 10, 1-32.
Kunze, L. (2012). Funded social security and economic growth. Economics Letters, 115(2), 180-183.
Lee, C.-C., & Chang, C.-P. (2006). Social security expenditure and GDP in OECD countries: A cointegrated panel analysis. International Economic Journal, 20(3), 303-320.
Lu, J. (2022). On the Impact of Social Spending on Long-term Economic Performance in the USA.
Lu, C., & Liu, H. (2017). Does social security promote regional economic growth? A dynamic spatial panel model analysis based on time and space effect and decomposition. J. Huazhong Univ. Sci. Technol.(Soc. Sci. Ed.), 2, 55-66.
Mani, K. (2022). Relationship between Social Security Organization Insurance Expenditures, Unemployment Insurance Fund and Economic Growth in Iran. Journal of Iranian Economic Issues, 8(2), 277-304, (in Persian).
McClanahan, S., Tran, A., Bailey-Athias, D., Kidd, S., & Langhan, S. (2018). Social protection at the centre of national development in Uganda: How social protection enhances other investments. National Planning Authority.
Munnell, A. H., Wettstein, G., & Hou, W. (2022). How best to annuitize defined contribution assets? Journal of Risk and Insurance, 89(1), 211-235.
Najafi nasab, m. (2014). Investigating the Relationship between Expenditures of Social Security Organization and Economic Growth in Iran. Social Security Journal, 13(1), 39-56, (in Persian).
Nakamura, E., & Steinsson, J. (2014). Fiscal stimulus in a monetary :union:: Evidence from US regions. American Economic Review, 104(3), 753-792.
Nikpour, H. a. R., Mohsen. (2013). Organization of Social Security and Economic Growth and Development. Social Security Quarterly, 4, 197-208, (in Persian).
Panahi, B. (1997). Principles and basics of social security system. Tehran: Higher Institute of Social Security Research, (in Persian).
Parmah, S., mardomdar, s., & Heidari, A. (2020). Macroeconomic Variables and Demand for Self-employment Insurance in the Social Security Organization. Social Security Journal, 16(1), 41-59, (in Persian).
Peleckienė, V., Peleckis, K., Dudzevičiūtė, G., & K Peleckis, K. (2019). The relationship between insurance and economic growth: evidence from the European :union: countries. Economic research-Ekonomska istraživanja, 32(1), 1138-1151.
Sala-i-Martin, X. X. (1996). A positive theory of social security. Journal of Economic Growth, 1, 277-304.
Shahbazi, K., & saleki, z. (2018). Non-Linear Effects of Life and Non-Life Insurance Penetration Rates on Economic Growth in Iran. The Economic Research (Sustainable Growth and Development), 18(4), 31-64 (in Persian).
Shoag, D. (2010). The impact of government spending shocks: Evidence on the multiplier from state pension plan returns. unpublished paper, Harvard University.
Suri, A. (2015). Advanced Econometrics (Vol. 2). Tehran: Farhangshenasi, (in Persian).
Taleb, M. (2001). Social Security. Mashhad: Astan Quds Razavi Publications, (in Persian).
Vincent, K., & Cull, T. (2009). Impacts of social cash transfers: case study evidence from across southern Africa. Instituto de Estudos Sociais e Económicos.
Wettstein, G., Munnell, A. H., Hou, W., & Gok, N. (2021). The value of annuities. CRR WP, 5.
Zareh, B., &. Asadi. Z. (2011). The Analysis of Socio-Economic Development Relationship with Social Security Development in Iran. Social Welfare, 11(42), 67-106, (in Persian).
Zhang, J., & Zhang, J. (2004). How does social security affect economic growth? Evidence from cross-country data. Journal of population Economics, 17, 473-500.
Zhang, M., Zou, X., & Sha, L. (2019). Social security and sustainable economic growth: Based on the perspective of human capital. Sustainability, 11(3), 662.
نوع مطالعه: اصیل |
موضوع مقاله:
نظام بیمه و تامین اجتماعی
دریافت: 1402/2/23 | پذیرش: 1402/7/12 | انتشار: 1402/11/25
دریافت: 1402/2/23 | پذیرش: 1402/7/12 | انتشار: 1402/11/25
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
