دوره 26، شماره 1 - ( 2-1405 )
جلد 26 شماره 1 صفحات 310-283 |
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:
Hashemi S A, Hafezi B, Sharifi Renani H. (2026). The Role of Income Inequality in the Effect of Good Governance on Women Economic Inclusion in Iran. Social Welfare Quarterly. 26(1), 283-310. doi:10.32598/refahj.26.100.4
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-4491-fa.html
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-4491-fa.html
هاشمی شکوه السادات، حافظی بهار، شریفی رنانی حسین.(1405). نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان در ایران رفاه اجتماعی 26 (1) :310-283 10.32598/refahj.26.100.4
متن کامل [PDF 720 kb]
(344 دریافت)
| چکیده (HTML) (1586 مشاهده)
Aslanidis, N., Xepapadeas, A., (2004). Smooth transition pollution–income paths. Ecological Economics, 57(2):182-189. https://wwwdocs.fce.unsw.edu.au/economics/news/VisitorSeminar/aslanidis.pdf
Asongu, S. A., Agyemang-Mintah, P., Nnanna, J., & Ngoungou, Y. E. (2024). Mobile money innovations, income inequality and gender inclusion in sub-Saharan Africa. Financial Innovation, 10(1), 11. https://jfin-swufe.springeropen.com/articles/10.1186/s40854-023-00553-8
Asongu, S., & Odhiambo, N. (2021). Thresholds of income inequality that mitigate the role of gender inclusive education in promoting gender economic inclusion in sub-Saharan Africa. Social Responsibility Journal, 17(1), 106-126. https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=3496346
Asongu, S. A., & Odhiambo, N. M. (2020). Inequality thresholds, governance and gender economic inclusion in sub-Saharan Africa. International Review of Applied Economics, 34(1), 94-114. https://ideas.repec.org/a/taf/irapec/v34y2020i1p94-114.html
Cooke, L. P. (2011). Gender-class equality in political economies. Routledge.
DiFonzo, T, (1994), “Temporal disaggregation of a system of time series when the aggregate is known. Optimal vs. adjustment methods”, INSEE-Eurostat Quarterly.
Hajili Davaji, M. and Elmi, Z. (2024). The Effects of Good Governance on Income Inequality with an Emphasis on Political Instability. Iranian Economic Development Analyses, 10(1), 227-250. doi: https://doi.org/10.22051/ieda.2024.46408.1406 (In Persian)
Hamidi N, Azarbayejani K, Sameti M. (2023) The Key to Solve the Corruption problem: Gender, Government, Religionsand Their Impact on Each Other. QJER; 23 (2): 6(In Persian) https://ecor.modares.ac.ir/browse.php?a_id=63395&sid=18&slc_lang=en
Hamidi, N., Azarbayjani, K. and sameti, M. (2020). Estimating Relationship Between Corruption and Gender Indicators: A Case Study from Selected Countries of the World. Journal of Economic Research (Tahghighat- E- Eghtesadi), 55(3), 537-556. doi: 10.22059/jte.2021.81002(In Persian) https://jte.ut.ac.ir/article_81002.html?lang=en
Khouya, M., & Benabdelhadi, A. (2020). Good governance and its impact on economic development: A systematic literature review. International Journal of Accounting, Finance, Auditing, Management and Economics, 1(1), 47-67. https://www.researchgate.net/publication/342863911_good_governance_and_its_impact_on_economic_development_a_systematic_literature_review
Khoshkalam,M. and Farahati,M. (2025). Income Inequality and Women’s Economic Participation across Iran’s Provinces. Journal of Population Association of Iran, 19(38), 413-448. doi: https://doi.org/10.22034/jpai.2024.2035399.1363
Mandel, H. (2012). Occupational mobility of American women: Compositional and structural changes, 1980–2007. Research in Social Stratification and Mobility, 30(1), 5-16.
Munir, K., & Kanwal, A. (2020). Impact of educational and gender inequality on income and income inequality in South Asian countries. International journal of social economics, 47(8), 1043-1062. https://ideas.repec.org/a/eme/ijsepp/ijse-04-2020-0226.html
Rahmatifar, S. (2021). Good Governance: a Model for Recognition and Exercising Gender Equality Indicators. Legal Research Quarterly, 24(93), 325-346. doi: 10.22034/jlr.2020.110288.1038 (In Persian) https://lawresearchmagazine.sbu.ac.ir/article_87625.html?lang=en
Rasekhi S, Montazeri M. (2015).The Impact of Macroeconomic Instability on Exchange Rate Pass Through: Some Evidence from Smooth Transition Regression (STR) Model. jemr 2015; 6 (22):7-31(In Persian) https://system.khu.ac.ir/jemr/article-1-822-fa.html
Salehi, M. J., Rouhani, S. and Entezari, Y. (2012). A Calculation of Gender Inequality in Human Capital in Iran and Other Regions of the World. Higher Education Letter, 5(19), 27-51. (In Persian) https://journal.sanjesh.org/article_15114_en.html
Samadi, S., Vaez, M. and Ghasemi, M. R. (2012). Qurterizing Time-series (A Case Study, Government Oil Revenues, Consumer Price Index and liquidity). Monetary & Financial Economics, 18(2), -. doi: https://doi.org/10.22067/pm.v18i2.27600 (In Persian)
Shalchi,S. And Azimi,M. (2019). The feminization of poverty in Iran In the last three decades. Women Studies, 10(28), 113-142. doi: https://doi.org/10.30465/ws.2019.4363 (In Persian)
Shokouhifard, S., Aleemran, R., Mehrgan, N. and Rahimzadeh, F. (2022). The Effect of Corruption on Female Labor Force Participation Rates: Simultaneous Equations System Approach. Quarterly Journal of Quantitative Economics (JQE), 19(2), 151-185. doi: https://doi.org/10.22055/jqe.2020.32884.2228 (In Persian)
Terasvirta, T. (2004) Smooth Transition Regression Modelling. In: Lütkepoh, H. and Kratzig, M., Eds., Applied Time Series Econometrics, Cambridge University Press, Cambridge, 222-242.
https://doi.org/10.1017/CBO9780511606885.007
متن کامل: (5 مشاهده)
مقدمه
شمول اقتصادی زنان و مشارکت فعال آنان در بخش رسمی اقتصاد، نه‌تنها ابزاری برای تحقق عدالت جنسیتی، بلکه محرکی کلیدی برای کاهش فقر، بهبود رفاه خانوار و تسریع تحولات ساختاری در بازار کار است (آسونقو و اودهیامبو[1]، 2020). بااین‌حال، شواهد آماری در ایران حاکی از آن است که علیرغم رشد تحصیلات عالی زنان، نرخ مشارکت رسمی آنان همچنان در سطوح پایینی قرار دارد، به‌طوری‌که میانگین شمول اقتصادی زنان در ایران طی دو دهه اخیر حدود 57/12 درصد برآورد شده است. این شکاف عمیق میان توانمندیهای آموزشی و حضور واقعی در بازار کار، ضرورت واکاوی عوامل نهادی و ساختاری مؤثر بر این پدیده را دوچندان می‌کند (شالچی و عظیمی، 2019).
یکی از متغیرهای کلیدی در این مسیر، «حکمرانی خوب» است که از طریق شفافیت، حاکمیت قانون و پاسخگویی، بستر لازم را برای توزیع عادلانه فرصتهای شغلی فراهم می‌کند (رحمتی‌فر، 2021). به‌طورمثال حاجیلی و علمی (2024) نشان دادند که بی‌ثباتی سیاسی به‌عنوان یکی از مهم‌ترین مؤلفه‌های حکمرانی، نابرابری درآمد را در کشورهای منطقه منا افزایش می‌دهد. این در حالی است که نابرابری درآمدی می‌تواند به‌عنوان یک مانع برای رشد اقتصادی عمل کند و باعث کاهش کارایی منابع و ایجاد ناپایداریهای اقتصادی شود و درنتیجه سبب کاهش نرخ مشارکت اقتصادی زنان شود. این موضوع در گزارش بانک جهانی سال 2023 نشان داده شد. اما مطالعه خوش‌کلام و فراهتی (2024) نشان داد که نابرابری درآمدی به‌طور معناداری بر مشارکت اقتصادی زنان در استانهای ایران تأثیر مثبت و معناداری داشته است. به عبارتی به دلیل بدشدن اوضاع اقتصادی، زنان نیز برای تأمین مالی خانواده وارد بازار کار شده‌اند. بنابراین اثرات متفاوتی از نابرابری درآمدی بر مشارکت زنان می‌تواند وجود داشته باشد.
از طرفی بر اساس نظریات نوین توسعه، تأثیر حکمرانی بر شمول اقتصادی لزوماً خطی نیست و به طبقه اجتماعی-اقتصادی و میزان نابرابری در جامعه بستگی دارد (کووک[2]، 2011 و مندل[3]، 2012). نابرابری درآمدی با محدودکردن دسترسی گروههای محروم به آموزش، مانعی بزرگ در مسیر توسعه سرمایه انسانی ایجاد کرده و اثربخشی سیاستهای حکمرانی را در حمایت از اشتغال زنان کاهش می‌دهد (مونیر و کانوال[4]، 2020).
در ادبیات تجربی، پژوهشگرانی همچون آسونقو و اودهیامبو به وجود یک «حد آستانه‌ای» در نابرابری درآمدی اشاره کرده‌اند که پس از عبور از آن، تأثیر مثبت حکمرانی بر شمول اقتصادی زنان تضعیف شده و یا حتی معکوس می‌شود (آسونقو و اودهیامبو، 2020).
در فضای پژوهشی ایران نیز، اگرچه مطالعاتی به بررسی اثر فساد (شکوهی‌فرد و همکاران، 2022) یا نابرابری استانی (خوش‌کلام و فراهتی، 2025) بر مشارکت زنان پرداخته‌اند، اما تاکنون به تحلیلهای غیرخطی و آستانه‌ای در این حوزه پرداخته نشده است.
نوآوری این مقاله در واکاوی غیرخطی نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان است. دغدغه اساسی این است که آیا نابرابری درآمدی در ایران به حدی رسیده که مانع از اثرگذاری مثبت شاخصهای حکمرانی بر اشتغال زنان شود؟ بدین منظور، با استفاده از روش رگرسیون انتقال ملایم (STR)، حد آستانه‌ای نابرابری درآمد (ضریب جینی) تعیین شده و رفتار متغیرها در رژیمهای مختلف نابرابری تحلیل می‌شود تا راهکارهای سیاستی عینی‌تری برای بهبود نظام حکمرانی و کاهش نابرابری در راستای توانمندسازی اقتصادی زنان ارائه شود.
با توجه به ادبیات مطرح شده، این مطالعه به بررسی اثرات آستانه‌ای نابرابری و حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان در ایران می‌پردازد. مرور مطالعات پیشین حاکی از آن است که چنین مطالعه‌ای تاکنون برای ایران انجام نشده است. بدین ترتیب مقاله حاضر در پی آزمون این فرضیه‌هاست که نابرابری درآمدی و حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان اثر آستانه‌ای دارند.
دیگر فرضیه این مقاله این است که نابرابری درآمدی در نحوه اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان تأثیر دارد. برای تحقق هدف مطالعه و آزمون فرضیه‌های مطرح شده، مقاله حاضر در پنج بخش تدوین شده است. پس از مقدمه و در بخش دوم مبانی نظری ارتباط بین متغیرهای پژوهش موردبررسی قرار می‌گیرد. بخش سوم به روش تحقیق و بخش چهارم به ارائه نتایج برآوردها و آزمونهای آماری می‌پردازد. بخش پنجم نیز به نتیجه‌گیری و پیشنهادهای سیاستی اختصاص دارد.
2-ادبیات و مبانی نظری
1-2- شمول اقتصادی زنان: از قابلیت تا مشارکت رسمی
شمول اقتصادی زنان فراتر از مفاهیم کلی نابرابری جنسیتی، بر ادغام فعال آنان در مشاغل بخش رسمی تمرکز دارد. سن[5] در تبیین انواع نابرابری، «نابرابری حرفه‌ای» را یکی از ابعاد کلیدی محرومیت زنان می‌داند که به معنای محدودیت در فرصتهای استخدامی و ارتقای شغلی است. از این منظر، تحقق شمول اقتصادی به معنای گذار از شاخصهای پایه (مانند سواد) به سمت مشارکت در سطوح مدیریتی و حرفه‌ای اقتصاد است که باعث تحکیم رفاه و بهبود توانمندیهای تصمیم‌گیری زنان می‌شود (صالحی و همکاران[6]، 2012).
2-2-اثر نابرابری درآمدی بر شمول اقتصادی زنان
توزیع درآمد، توزیع فراوانی درآمد به‌دست‌آمده توسط افراد به‌منظور اخذ مالیات و توزیع آن در گروههای مختلف درآمدی است. هدف از توزیع عادلانه درآمد این است که تمام افراد به‌صورت عادلانه از منافع بهبود اقتصادی و توسعه بهره‌مند شوند و اختلاف طبقاتی از بین برود و تعادل اجتماعی برقرار شود (منیر و کانوال، 2020). نابرابری درآمدی، تفاوت موجود در معیارهای مختلف ازنظر رفاه اقتصادی در میان افراد یک گروه، در میان گروههای موجود در یک جمعیت، یا در میان مردمان کشورها است.
معضل نابرابری درآمدی سبب عدم دسترسی به آموزش و بهداشت مناسب می‌شود و از این طریق در بلندمدت مانعی برای توسعه سرمایه انسانی، بهره‌وری و نوآوری خواهد شد. یکی از مسائل تأثیرگذار بر اشتغال، آموزش است. نابرابری درآمدی معمولاً باعث ایجاد نابرابری آموزشی می‌شود و نابرابری آموزشی باعث می‌شود که فرصتهای آموزشی و تحصیلات کمتری برای زنان نسبت به مردان فراهم شود و درنتیجه زنان امکان دستیابی به مشاغل سطح بالا و دارای دستمزد بالاتر را از دست بدهند. این امر باعث افزایش نابرابری درآمدی می‌شود. می‌توان گفت که بدون درنظرگرفتن نابرابری درآمدی، آموزش بر مشارکت نیروی کار زنان اثر مثبت دارد، درحالی‌که با وجود نابرابری درآمدی، تأثیر مثبت آموزش بر مشارکت و شمول اقتصادی زنان در جامعه کاهش خواهد یافت (آسونقو و اودهیامو، 2020).
از مطالعاتی که به تأثیر نابرابری درآمدی بر شمول اقتصادی زنان پرداخته‌اند می‌توان به مطالعه خوش‌کلام و فراهتی (2025) اشاره کرد که نشان دادند نابرابری درآمد اثر مثبت بر مشارکت اقتصادی زنان در استانهای ایران دارد. همچنین آسونقو و همکاران (2024) نشان دادند که نابرابری درآمدی اثر منفی و نوآوری اثر مثبت بر شمول اقتصادی دارد. آسونقو و آدهیومبو (2021) نشان دادند که مؤلفه‌های حکمرانی خوب باعث افزایش شمول اقتصادی زنان شده است. آسونقو و آدهیومبو (2020) نشان دادند که افزایش نابرابری درآمدی از حد آستانه‌ای مشخص‌شده سبب خنثی‌شدن تأثیر مثبت آموزش عالی فراگیر بر مشارکت اقتصاد رسمی جنسیتی شده است.
2-3- اثر حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان
نظریه حکمرانی خوب از دهه 80 میلادی و توسط بانک جهانی و صندوق بین‌المللی پول معرفی شد. حکمرانی خوب از مفاهیم مرتبط با علوم اقتصادی و سیاسی ریشه گرفته و در مورد نحوه مدیریت بخش عمومی به‌منظور ارتقای توسعه اقتصادی استفاده می‌شود (خویا و بن‌عبدالهادی[7]، 2020). حکمرانی خوب متشکل از مؤلفه‌های شفافیت، مبارزه با فساد، حاکمیت قانون، مشارکت‌پذیری، پاسخگویی و مسئولیت‌پذیری، کارایی و اثربخشی و تضمین و رعایت حقوق بشر است و موضوع اساسی آن توانمندسازی دولت و بهبود کیفیت در رابطه دولت و جامعه مدنی با بخش خصوصی است (رحمتی‌فر، 2021).
مشارکت‌پذیری به مفهوم تسهیل حضور فعال و مؤثر افراد در ابعاد مختلف سیاسی، اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی است که از طریق آگاهی‌رساندن به جامعه و سازمان‌دهی به امور ملت و با ایجاد آزادی بیان، آزادی تشکلها و جامعه محقق می‌شود. با توجه به اینکه مشارکت در حوزه اقتصاد و سیاست باعث فراهم‌آمدن زمینه مادی و حقوقی لازم برای مشارکت در عرصه‌ها دیگر نیز می‌شود، مشارکت زنان در اقتصاد را نیز محقق می‌کند. تحقق مشارکت زنان در اقتصاد مستلزم دسترسی به منابعی همچون عوامل تولید، علم و فناوری، آموزش فنی و حرفه‌ای، اطلاعات و ارتباطات است. همچنین لازم است که زنان به‌جای تأثیرپذیری از فرآیندهای سیاست‌گذاری اقتصادی، در این امر حضور مؤثر داشته باشند (رحمتی‌فر، 2021).
حاکمیت قانون یکی از مؤلفه‌های حکمرانی خوب است که مطابق با تعریف سازمان ملل متحد از لزوم پاسخگویی تمام مردم، نهادها و مؤسسات عمومی و خصوصی و ازجمله خود دولت، در برابر قوانین حاکم بر جامعه حکایت دارد. از طرفی رعایت انصاف از دیگر مؤلفه‌های حکمرانی خوب است که با حاکمیت قانون نیز ارتباط نزدیکی دارد. برقراری انصاف و عدالت مستلزم آن است که تمامی اعضای جامعه اعم از زن و مرد، احساس کنند سهمی در جامعه دارند و تبعیضی بین آنها وجود ندارد (مندل، 2012).
برابری در برخورداری از فرصتها مستلزم آن است که حدود نیمی از اعضای نهادهایی مانند پارلمان را زنان تشکیل دهند، زیرا از چنین پارلمانی قوانینی می‌گذرد که در آن حقوق و مصلحت زنان نیز در نظر گرفته می‌شود (رحمتی‌فر، 2021). اصل پاسخگویی نیز ابزاری است که حقوق زنان را از روی کاغذ به عالم واقع منتقل می‌کند. به‌عبارت‌دیگر تحقق عینی حقوق زنان درگرو پاسخگویی دولت است و ابزاری برای ایجاد برابری جنسیتی و افزایش شمول اقتصادی زنان تلقی می‌شود.
2-4-نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان
بر اساس مطالعات تجربی اخیر (کوک[8]، 2011؛ آسونقو و آدهیومبو، 2020) طبقه اجتماعی-اقتصادی و توزیع درآمد در نحوه اثرگذاری کیفیت نهادی بر شمول اقتصادی زنان نقش ایفاء می‌کند. کوک (2011) با بررسی نقش فاصله طبقاتی و شمول اقتصادی زنان، نشان داد که گاهی برابری طبقاتی باعث نابرابری جنسیتی و کاهش شمول اقتصادی زنان می‌شود. بر اساس مطالعه آسونقو و اودهیامبو (2020) در شرایطی که نابرابری درآمدی زیاد نباشد، بهبود حکمرانی خوب می‌تواند سبب افزایش شمول اقتصادی زنان شود.
این در حالی است با افزایش یافتن نابرابری درآمدی و گذر آن از یک حد آستانه مشخص، تأثیر مثبتی که حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان برجای می‌گذارد، تغییر جهت می‌دهد؛ به‌طوری‌که حتی می‌تواند به کاهش شمول اقتصادی زنان منتهی شود.
انتظار می‌رود که بعد از گذشتن از حد آستانه نابرابری درآمدی، حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی جنسیتی تأثیر منفی داشته باشد. به‌طور مثال حمیدی و همکاران (2023) بیان می‌کنند که بین شاخص مشارکت زنان در بخش عمومی و فساد رابطه علی وجود دارد. مطالعه شکوهی‌فرد و همکاران (2022) نیز مؤید رابطه علی دوطرفه بین نرخ مشارکت نیروی کار زنان و متغیر فساد است. حمیدی و همکاران (2020) نیز نشان دادند که فساد بر حضور زنان در دولت تأثیرگذار بوده و نهاد دولت می‌تواند با ایجاد امکان حضور زنان در دولت، نابرابری جنسیتی را کاهش دهد.
ملاحظه می‌شود که بیشتر مطالعات داخلی اثر متغیرهایی همچون نابرابری درآمدی و حکمرانی خوب را به‌صورت مجزا و روی برابری جنسیتی بررسی کرده‌اند. مقاله حاضر برای اولین بار در ایران اثر متغیرهای مذکور را به‌صورت هم‌زمان و بر شمول اقتصادی زنان بررسی می‌کند. از طرفی روش آستانه‌ای برای برآورد الگوی پژوهش به دلیل بررسی اثرات متغیرهای مستقل بر شمول اقتصادی زنان در رژیمهای مختلف، امکان ارائه راهکارهای مناسب‌تری را به‌منظور افزایش شمول اقتصادی زنان فراهم می‌کند.
روش
1-تصریح الگو
در این پژوهش از الگوی رگرسیون انتقال ملایم (STR) استفاده شده است. اگرچه بیشتر مطالعات تجربی از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) بهره می‌برند، اما GMM بیشتر برای داده‌های تابلویی و بررسی روابط خطی یا شبه خطی مناسب است. ازآنجاکه هدف این پژوهش شناسایی رژیمهای رفتاری متفاوت و بررسی اثر آستانه‌ای نابرابری درآمدی در یک سری زمانی ملی است، روش STR انتخاب شده است (تراسورتا[9]، 2004). بنابراین الگوی موردنظر برای تحلیل اثر نابرابری درآمدی، حکمرانی خوب، فناوری اطلاعات‌وارتباطات و رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان در ایران طی دوره زمانی فصل چهارم سال 1384 تا فصل چهارم سال 1402، به‌صورت رابطه (1) در نظر گرفته می‌شود که مبتنی بر الگوی موردمطالعه آسونقو و همکاران (2021) است:
(1) GIt=f(GINIt,GOGt,ITt,GDPt)
در رابطه (1)GI شاخص شمول اقتصادی زنان که برابر با درصد زنان شاغل به مشاغل رسمی نسبت به کل جمعیت است. GINI نابرابری درآمدی است که برای آن از شاخص ضریب جینی استفاده می‌شود. GOG شاخص حکمرانی خوب است که از میانگین 6 شاخص کنترل فساد، اثربخشی دولت، برقراری قانون، کیفیت مقررات، پاسخگویی دولت، مقابله با خشونت حاصل می‌شود. IT شاخص فناوری ارتباطات و اطلاعات است که برای آن از شاخص میزان دسترسی به اینترنت استفاده می‌شود. DPt بیانگر رشد اقتصادی است. همه داده‌ها از سایت بانک جهانی استخراج می‌شود.
با توجه به هدف این مقاله از روش STR که روشی غیرخطی برای تعیین حد آستانه و رژیمهای حدی مختلف برای اثرگذاری متغیرهای توضیحی بر متغیر وابسته است، استفاده شد. در روش STR متغیر انتقال با رسیدن به حد آستانه سبب انتقال متغیر وابسته از رژیمی به رژیم دیگر می‌شود. این روش به دلیل برآورد ضرایب متغیرها در رژیمهای مختلف امکان ارائه توصیه‌های سیاستی مناسب‌تری را در مقادیر مختلف متغیرها ایجاد می‌کند و برخلاف مدلهای آستانه‌ای که تغییر بین رژیمها ناگهانی و گسسته است، اجازه می‌دهد تغییر پارامترها به‌صورت پیوسته و ملایم رخ دهد. این ویژگی واقعی‌تر است، زیرا در پدیده‌های اقتصادی و اجتماعی، تغییرات اغلب تدریجی هستند. بر اساس الگوی پیشنهادی تراسورتا (2004) الگوی (1) برای بررسی غیرخطی بودن اثرات در فرم STR به الگوی زیر تبدیل می‌شود:
(2)GIt=[α0+α1 GINIt+α2 GOGt+α3 ITt+α4 GDPt]+[β0+β1 GINIt+β2 GOGt+β3 ITt+β4 GDPt].Q(γ,C,St )+ϵt
در معادله (2)، αi ها ضرایب برآوردی بخش خطی و βi ها ضرایب بخش غیرخطی الگو است. ها تابع انتقال، γ سرعت انتقال، C ها سط هااآستانه، st متغیر انتقال، ϵt جز خطا و tزمان است.
در روش STR انتقال بین رژیمهای مختلف در دو حالت انتقال به وسیله تابع لاجستیک[10] (LSTR) و یا انتقال به وسیله تابع‌نمایی[11] (ESTR) به‌صورت روابط (3) و (4) است:
(3) Q1 (γ,c,st )=1/(1+e-γ(st-c))
(4) Q2 (γ,c,st )=1-e-γ(st-c)2
در رابطه (3) Q1 تابعی یکنواخت از متغیر انتقال st است و در بازه 0 و 1 قرار می‌گیرد. C نقطه آستانه‌ای را مشخص می‌کند که بین دو رژیم حدی قرار می‌گیرد. γ نشان می‌دهد که انتقال تابع Q1 از صفر به یک با چه سرعتی انجام می‌شود. با فرض وجود یک حد آستانه، تابع انتقال با عنوان STR1 دارای دو رژیم خطی است (آسلاندیس و خپاپادیس[12]، 2004).
ابتدا لازم است یک الگوی خطی AR تعیین شود و وقفه بهینه متغیرهای وابسته و مستقل با توجه به معنی‌داری آماری بالاترین وقفه متغیرها در آن الگو موردمحاسبه قرار بگیرند. سپس با انجام آزمون از غیرخطی‌بودن رابطه بین متغیرها اطمینان حاصل می‌شود و بر اساس نتایج آزمون غیرخطی‌بودن مدل می‌توان متغیر انتقال مناسب و تعداد دفعات تغییر رژیم را انتخاب کرد. فرضیه صفر خطی‌بودن مدل به‌صورت H0: β1=β2=β3=0 و آماره آزمون آن F است. برای تشخیص نوع مدل باید آزمونهای زیر انجام شود:
(5) H04: β3=0,H03: β2=0 | β3=0, H02: β1=0 | β2=β3=0
آماره آزمونهای مربوط به فرضیه‌های صفر مذکور با F4،F3 و F2 نشان داده می‌شود. در صورت رد فرضیه H03 مدل LSTR2 یا مدل ESTR تأیید می‌شود، که با فرضیه آزمون صفر c1=c2 می‌توان یکی از این دو مدل را انتخاب کرد. در صورت رد فرضیه‌های H02 و H04، مدل LSTR1 انتخاب می‌شود (راسخی و منتظری، 2015).
در این پژوهش برای جلوگیری از کاهش درجه آزادی و بروز اثرات نامطلوب آن بر برآوردها، داده‌های سالانه به روش چاو و لین[13] به داده‌های فصلی تبدیل می‌شوند. بدین منظور مقدار مشاهده‌شده از یک متغیر با دوره تواتر پایین (سالانه یا LF) با Ytنشان داده می‌شود. مقدار مشاهده‌شده از متغیر با دوره تواتر بالا (فصلی یا HF) است. Yt,uمقدار مشاهده‌شده از متغیر Y در زیر دوره یا فصل U است (دی فونزو، 1994). فرض می‌شود که یک دوره (t) دارای S زیر دوره است. برای مثال زمانی که t سالانه بوده و هدف استحصال داده فصلی است، 4=S است. هدف در اینجا برآورد Yt,u از Yt به ازاء T...1=t و S ...1= U است. بردار مقادیر LF با Y1و مقادیر HF باYh به‌صورت رابطه (6) نشان داده می‌شود:
Y1=(y1…yt…yT )’ و Yh=(y11…yts…yTs )’ (6)
به‌طور مشابه هر ماتریس از داده‌های LF(T×k) با X1 و ماتریسHF(n×k) با Xh نشان داده می‌شود. ستون ماتریس LF، X1، با X1k و برای ماتریس Xh با Xhk نشان داده شده است (هر دو ماتریس LFو HF دارای k ستون هستند) و k=1…K. در اینجا k علامت یک متغیر به‌خصوص در ماتریس LF و به‌طور متناظر در HF است. همچنین فرض شده که ارتباط بین دو ماتریس LF و HF ثابت و مستقل از زمان است؛ بنابراین بین مشاهدات سالانه Yt و Yt,uفصلی در حالت کلی رابطه زیر برقرار است:
yt=∑su=1cu yt,u t=1,….,T (7)
وزن‌های {cu }s u=1می‌توانند هر عددی بین صفر و یک باشند. اگر همگی 1 در نظر گرفته شوند داده‌های LF به‌طور ساده، تجمیعی از داده‌های HF است و اگر 1/s باشند داده‌های HF میانگین داده‌های LF هستند. برای بیان ماتریسی معادله بالا، ماتریس C(T×k) به‌عنوان ماتریس ارتباط‌دهنده بردار LF مشاهده‌شده،y1 ، با عناصر متناظر خود در ماتریسyh (ماتریس داده‌های مشاهده نشده) تعریف می‌شود. اگر n=sT در نظر گرفته شود ماتریس C=IT⊗ c› ماتریس تجمیع[14] نامیده می‌شود که دارای ساختار بلوکی است. در این رابطه c=(c1…cu…cs)› بوده و ⊗ حاصل‌ضرب گرونک ماتریسی است. معادله (6) را می‌توان به‌صورت زیر نوشت:
(8) Y1=Cyh
با محاسبه yh از رابطه (8)، رابطه (9) حاصل می‌شود:
(9) Yh=Hy1
در مسئله تجزیه داده‌ها باید ماتریس H که ماتریس تفکیک یا تجزیه است محاسبه شود. بعد این ماتریس sT× T است (دی‌فونزو، 1994). در روش چاو و لین فرض می‌شود که مدل رگرسیون HF به‌صورت زیر است:
(10) Yh=Xh β+Uh ,E(Uh│Xh )=0 ,E(Uh Uh’│Xh )=Vh
با ضرب معادله (10) در C (ضرب از سمت چپ) مدل رگرسیون LF به‌دست می‌آید:
(11) Y1=X1 β+U1 ,E(U1│X1 )=0 ,E(U1 U1’│X1 )=CVh C’=V1
𝛽 با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS4) برآورد می‌شود. با توجه به اینکه مشاهده‌شده نیست، رگرسیون HF را با ضرب C در آن به رگرسیون LF تبدیل کرده و با استفاده از داده‌های مشاهده‌شده LF، رگرسیون LF با روش GLS تخمین زده می‌شود. پس از محاسبه 𝛽 از رابطه (1) این پارامتر در معادله HF (9) جایگذاری شده و Yh محاسبه می‌شود (صمدی و همکاران، 2012).
در این پژوهش داده‌های مربوط به همه متغیرها در سطح در نظر گرفته شده و به‌صورت زیر بین صفر و یک استاندارد می‌شود:
(12)
در رابطه (12) X1normal متغیر استاندارد یا نرمال شده، X1 مقدار اصلی متغیر، minXi کمترین مقدار متغیر در دوره موردبررسی، maxXi بیشترین مقدار متغیر در دوره موردبررسی است.
در این پژوهش برآوردها با استفاده از نرم‌افزار ایویوز 12[15] انجام می‌شود.
یافته‌ها
آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش در جدول (1) ارائه شده است.
جدول (1)- آمار توصیفی طی دوره زمانی 1402:4-1384:4
شمول اقتصادی زنان که به‌صورت درصد اشتغال زنان بالای 15 سال نسبت به کل جمعیت اندازه‌گیری می‌شود، برای ایران در طول دوره موردمطالعه به‌طور میانگین برابر با 57/12 درصد بوده که میزان پایینی است. ضریب جینی که بیانگر نابرابری درآمدی است و بین 0 تا 1 طبقه‌بندی شده، دارای میانگینی برابر با 502/0 است و در طول زمان روند کاهشی داشته است. حکمرانی خوب که بین عدد 5/2- تا 5/2 طبقه‌بندی شده است دارای میانگینی برابر با 96/0- است و روند آن در طول زمان موردبررسی تا سال 1389 افزایشی بوده، اما پس‌ازآن روند کاهشی را در پیش گرفته و وضعیت آن بدتر شده است. فناوری اطلاعات‌وارتباطات که به‌صورت درصد افرادی که از اینترنت استفاده می‌کنند در نظر گرفته شده، دارای میانگینی برابر با 64/44 درصد است و روند زمانی آن افزایشی بوده است. تولید ناخالص داخلی نیز دارای میانگینی برابر با 1011 ×12/4 دلار است و در طول زمان روند افزایشی داشته است.
با توجه به استفاده از داده‌های فصلی در این مقاله، برای اطمینان از مانابودن متغیرها از آزمون هگی[16](HEGY) استفاده شده و نتایج آن در جدول (2) ارائه شده است.
جدول (2)- نتایج آزمون مانایی هگی در سطح متغیرها
مطابق با جدول (2) فرضیه صفر آزمون مبنی بر نامانابودن برای تمامی متغیرها رد می‌شود و متغیرها در سطح مانا هستند. بدین ترتیب می‌توان بدون نگرانی از رگرسیون کاذب الگو را برآورد کرد.
اولین مرحله در تخمین الگو تعیین تعداد وقفه بهینه برای متغیرها است که می‌تواند بر اساس معیارهای آکاییک، شوارتز و حنان کوییک انجام شود. برای جلوگیری از کاهش درجه آزادی از معیار شوارتز که در تعیین تعداد وقفه که در تعیین تعداد وقفه‌های بهینه صرفه‌جویی می‌کند استفاده شد. ابتدا 4 وقفه برای همه متغیرها در نظر گرفته و وقفه بهینه بر اساس معناداری وقفه‌ها لحاظ می‌شود. در الگوی (1) وقفه بهینه برای متغیر وابسته برابر با 2 و برای ضریب جینی و فناوری اطلاعات‌وارتباطات برابر با 3، برای حکمرانی خوب و رشد اقتصادی برابر با 2 و 4 است. نتایج آزمون رابطه غیرخطی و تعیین نوع الگو در جدول (3) ارائه شده است.
جدول (3)- آزمون غیرخطی‌بودن و تعیین نوع مدل
بر اساس نتایج جدول (3) فرضیه صفر آزمون F مبنی بر خطی بودن مدل برای همه متغیرها به‌جز وقفه اول شمول اقتصادی زنان، وقفه سوم ضریب جینی، حکمرانی خوب و وقفه دوم، سوم و چهارم رشد اقتصادی، رد می‌شود و رابطه غیرخطی پذیرفته می‌شود. هر یک از متغیرها که مدل غیرخطی برای آن تأیید شود، قابلیت انتخاب به‌عنوان متغیر انتقال را دارند. نتایج جدول (3) نشان می‌دهد که مناسب‌ترین متغیر انتقال، متغیر ضریب جینی با دو وقفه (GINIt-2) است که احتمال آماره F آن صفر به دست آمده و فرضیه خطی‌بودن برای آن به‌طور قوی‌تری رد شده است. با توجه به کوچک‌تربودن ارزش احتمال آماره از برای متغیر انتقال، الگوی پیشنهادی مناسب LSTR1 (مدل لاجستیک با یک نقطه آستانه‌ای) و دو رژیم حدی است. اکنون می‌توان الگو را برآورد کرد و آزمون فروض کلاسیک در مورد جز خطای الگوی برآوردی را انجام داد.
جدول (4)- نتایج آزمونهای فروض کلاسیک
مطابق با جدول (4) شرط نرمال‌بودن و همسان‌بودن واریانس اجزای خطا برقرار است، اما خودهمبستگی اجزای خطا در سطح خطای 10 درصد وجود دارد. برای برآورد الگو لازم است مشکل خودهمبستگی برطرف شود. نتایج حاصل از برآورد الگو پس از برطرف‌کردن خودهمبستگی در جدول (5) گزارش شده است.
جدول (5)- نتیجه برآورد الگوی (1) به روش STR
مطابق با نتایج جدول (5) آزمونهای تشخیص مبتنی بر باقی‌نماندن رابطه غیرخطی در پسماندها و ثابت بودن پارامترهاست؛ بنابراین الگو به‌درستی برآورد شده و نتایج آن قابل‌اعتماد است.
حد آستانه متغیر انتقال () بر اساس داده‌های استانداردشده برابر با 71/0 درصد (معادل با رتبه 512/0 ضریب جینی) حاصل شد. این حد نقطه انتقال تابع شمول اقتصادی زنان و شروع رژیم حدی دوم را نشان می‌دهد. شیب که سرعت انتقال از رژیم اول به رژیم دوم است برابر با 45/13 است. در رژیم اول (قبل از رسیدن به حد آستانه)، برآیند اثر وقفه‌های شمول اقتصادی زنان برابر با 68/0 بوده و در رژیم دوم (پس از گذر از حد آستانه) برابر با 46/0 است. بنا؛ این شمول اقتصادی زنان دوره‌های گذشته بر دوره جاری در هر دو رژیم اثر مثبت دارد، هرچند این اثر در رژیم دوم کاهش یافته است. در رژیم اول برآیند اثر ضریب جینی برابر با 22/0- و در رژیم دوم برابر با 56/0- است. برآیند ضرایب برآوردی حکمرانی خوب در رژیم اول برابر با 47/0 بوده و در رژیم دوم برابر با 06/0- است که حاکی از اثری به شکل U معکوس است.
برآیند اثر رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان در رژیم اول و دوم به ترتیب برابر با 74/0 و 94/1- است که نشان می‌دهد رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان اثری به شکل U معکوس دارد. برآیند اثر فناوری اطلاعات‌وارتباطات بر شمول اقتصادی زنان در رژیم اول و دوم به ترتیب برابر با 079/0 و 011/0 است که نشان می‌دهد فناوری اطلاعات‌وارتباطات در هر دو رژیم بر شمول اقتصادی زنان اثری مثبت دارد، اما اثر در رژیم دوم تضعیف شده است.
شکل تابع انتقال لاجستیک به‌صورت زیر است:
نمودار (1)- تابع انتقال الگوی (1)
نتیجه‌گیری و پیشنهادها
در این پژوهش که با هدف تحلیل نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان درآمدی در ایران در دوره زمانی فصلی 1400-1384 و به روش STR انجام شد نتایج زیر حاصل شده است:
- وقفه دوم ضریب جینی متغیر انتقال تابع شمول اقتصادی زنان است و دارای حد آستانه‌ای برابر با 71/0 درصد (معادل رتبه 512/0 ضریب جینی) است. پارامتر شیب نیز نشان می‌دهد که تابع شمول اقتصادی زنان با سرعتی برابر با 45/13 از رژیم اول به دوم منتقل شده است.
- نابرابری درآمدی در هر دو رژیم بر شمول اقتصادی زنان اثر منفی داشته، اما این اثر در رژیم دوم تشدید شده است. این امر به دلایلی همچون محرومیت زنان از فرصتهای آموزشی و تحصیلی، باعث عدم دستیابی به شغل مناسب و کاهش مشارکت نیروی کار زنان در اقتصاد شده است. آسونقو و همکاران (2021) و آسونقو و آدهیومبو (2020) نیز به نتایج مشابهی دست یافته‌اند.
- حکمرانی خوب در رژیم اول اثر مثبت و در رژیم دوم اثر منفی بر شمول اقتصادی زنان داشته که مؤید وجود رابطه‌ای به شکل U معکوس است. بدین ترتیب نقش نابرابری درآمدی یا به عبارتی تفاوت طبقه اجتماعی-اقتصادی افراد در تغییر نحوه اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان تأیید می‌شود. این یافته با نتایج مطالعه آسونقو و اودهیامبو (2020) همسو است.
- رشد اقتصادی در رژیم اول اثر مثبت و در رژیم دوم اثر منفی بر شمول اقتصادی زنان داشته که مؤید وجود رابطه‌ای به شکل U معکوس است. به عبارتی وقتی نابرابری درآمدی پایین است (رژیم اول)، رشد اقتصادی فرصتهای شغلی بیشتری برای زنان ایجاد می‌کند و مشارکت آنها را افزایش می‌دهد، اما با عبور نابرابری از آستانه (رژیم دوم)، مزایای رشد اقتصادی بیشتر به گروههای مرفه‌تر می‌رسد و زنان (به‌ویژه از طبقات پایین) از آن محروم می‌مانند، درنتیجه مشارکت زنان کاهش می‌یابد. این موضوع تأیید می‌کند که رشد اقتصادی بدون کنترل نابرابری، نمی‌تواند فراگیر باشد و حتی ممکن است نابرابری جنسیتی در بازار کار را تشدید کند.
- فناوری اطلاعات‌وارتباطات در هر دو رژیم اثر مثبت بر شمول اقتصادی زنان داشته اما این اثر در رژیم دوم تضعیف شده که نشان می‌دهد زنان از طبقات پایین‌تر دسترسی کمتری به ابزارهای دیجیتال، آموزش مرتبط یا زیرساختهای لازم دارند. بنابراین، گسترش فناوری اطلاعات و ارتباطات به‌تنهایی کافی نیست و باید با سیاستهای کاهش نابرابری همراه باشد.
با توجه به یافته‌های این پژوهش توصیه‌های سیاستی زیر ارائه می‌شود:
اثر منفی نابرابری درآمدی بر شمول اقتصادی زنان که در رژیم دوم تقویت شده است و تأیید نقش نابرابری درآمدی در تغییر نحوه اثرگذاری حکمرانی خوب و رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان از اثر مثبت به منفی و تضعیف اثر مثبت فناوری اطلاعات و ارتباطات در رژیم دوم، لزوم اقدام برای کاهش نابرابری درآمدی را نشان می‌دهد.
با توجه به اثر آستانه‌ای نابرابری درآمدی و اثر U معکوس حکمرانی خوب و رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان، توصیه می‌شود که به‌منظور کاهش نابرابری درآمدی سیاستهای مالیاتی مناسب همچون اتخاذ مالیات تصاعدی بر درآمدهای بالا و ثروتمندان در دستور کار قرار گیرد. به‌گونه‌ای که افزایش مالیات بر درآمد برای افراد با درآمدهای بالاتر از 500 میلیون تومان ماهانه اتخاذ شود. همچنین مالیات ثروت بر داراییهای غیرمسکونی و سرمایه‌های مالی در دستور کار قرار گیرد. البته با توجه به شرایط اقتصادی کشور و بالابردن میزان مالیاتها باید توجه شود که نرخ مالیات بهینه اتخاذ شود تا مانع دلسردشدن کارفرمایان شود و بر نرخ بیکاری و مشارکت زنان تأثیر منفی نگذارد. حمایت هدفمند از زنان سرپرست خانوار می‌تواند از طریق تخصیص یارانه‌های نقدی و غیرنقدی مشروط به تحصیل و مهارت‌آموزی برای دختران در خانوارهای کم‌درآمد برای جلوگیری از بازتولید فقر اتخاذ شود. همچنین ایجاد تسهیلات بانکی و مالی مناسب برای راه‌اندازی کسب‌وکار برای زنان می‌تواند به مشارکت زنان در فعالیتهای اقتصادی کمک کند. معافیت از هزینه‌های تحصیلی فرزندان زیر 18 سال نیز می‌تواند به افزایش سطح سواد کمک کند.
ازآنجاکه اثر حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان به شکل U معکوس است، سیاستها باید به سمت پایداری اثرات مثبت سوق یابد. توصیه می‌شود از طریق تدوین قوانین برای اختصاص سهمیه مشخص به زنان در پستهای مدیریتی و پارلمانی به افزایش سهم زنان به تغییر جهت‌گیریهای سیاستی به نفع طبقات اجتماعی پایین‌تر کمک شود. همچنین ظرفیت‌سازی در نهادهای قانون‌گذار و قضایی از طریق اصلاح قوانین کار و تأمین اجتماعی برای تضمین امنیت شغلی زنان و حذف تبعیضهای جنسیتی در استخدامهای دولتی و خصوصی در دستور کار قرار گیرد. حکمرانی خوب باید به‌صورت تعاملی با سایر سیاستها عمل کند تا اطمینان حاصل شود که ثمرات رشد اقتصادی به‌طور مساوات‌طلبانه بین هر دو جنس توزیع می‌شود.
با توجه به تأثیر مثبت رشد اقتصادی در رژیم اول و منفی‌شدن آن در رژیم دوم، لازم است سیاستهای رشد اقتصادی با کاهش نابرابری همراه باشد. سرمایه‌گذاری در آموزش و مهارت‌آموزی زنان ازجمله گسترش برنامه‌های آموزشی رایگان برای زنان در زمینه‌های علوم، فناوری، مهندسی و ریاضیات و مشاغل دیجیتال، با هدف افزایش نرخ اشتغال زنان می‌تواند اثر منفی نابرابری بر فرصتهای شغلی را خنثی کند.
ازآنجاکه فناوری اطلاعات و ارتباطات در هر دو رژیم اثر مثبت داشته اما در رژیم دوم تضعیف شده، لازم است سیاستها در راستای افزایش دسترسی دیجیتال برای زنان برنامه‌ریزی شوند. در این راستا گسترش زیرساختهای اینترنت پرسرعت در مناطق روستایی و کم‌درآمد، همراه با آموزش دیجیتال رایگان برای زنان (مانند اپلیکیشنهای آموزشی و پلتفرمهای کاریابی آنلاین) می‌تواند اثر تضعیف‌شده در رژیم دوم را جبران کند.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاقی
این پژوهش با رعایت اصول اخلاق پژوهش انجام شده و تمامی منابع مورداستفاده به‌طور کامل استناد شده‌اند.
مشارکت نویسندگان
همه نویسندگان سهم یکسان در این مطالعه داشته‌اند.
تأمین مالی
این مطالعه تأمین مالی نشده است.
تعارض منافع
هیچ تضاد منافعی بین نویسندگان در این مقاله وجود نداشت.
منابع
شمول اقتصادی زنان و مشارکت فعال آنان در بخش رسمی اقتصاد، نه‌تنها ابزاری برای تحقق عدالت جنسیتی، بلکه محرکی کلیدی برای کاهش فقر، بهبود رفاه خانوار و تسریع تحولات ساختاری در بازار کار است (آسونقو و اودهیامبو[1]، 2020). بااین‌حال، شواهد آماری در ایران حاکی از آن است که علیرغم رشد تحصیلات عالی زنان، نرخ مشارکت رسمی آنان همچنان در سطوح پایینی قرار دارد، به‌طوری‌که میانگین شمول اقتصادی زنان در ایران طی دو دهه اخیر حدود 57/12 درصد برآورد شده است. این شکاف عمیق میان توانمندیهای آموزشی و حضور واقعی در بازار کار، ضرورت واکاوی عوامل نهادی و ساختاری مؤثر بر این پدیده را دوچندان می‌کند (شالچی و عظیمی، 2019).
یکی از متغیرهای کلیدی در این مسیر، «حکمرانی خوب» است که از طریق شفافیت، حاکمیت قانون و پاسخگویی، بستر لازم را برای توزیع عادلانه فرصتهای شغلی فراهم می‌کند (رحمتی‌فر، 2021). به‌طورمثال حاجیلی و علمی (2024) نشان دادند که بی‌ثباتی سیاسی به‌عنوان یکی از مهم‌ترین مؤلفه‌های حکمرانی، نابرابری درآمد را در کشورهای منطقه منا افزایش می‌دهد. این در حالی است که نابرابری درآمدی می‌تواند به‌عنوان یک مانع برای رشد اقتصادی عمل کند و باعث کاهش کارایی منابع و ایجاد ناپایداریهای اقتصادی شود و درنتیجه سبب کاهش نرخ مشارکت اقتصادی زنان شود. این موضوع در گزارش بانک جهانی سال 2023 نشان داده شد. اما مطالعه خوش‌کلام و فراهتی (2024) نشان داد که نابرابری درآمدی به‌طور معناداری بر مشارکت اقتصادی زنان در استانهای ایران تأثیر مثبت و معناداری داشته است. به عبارتی به دلیل بدشدن اوضاع اقتصادی، زنان نیز برای تأمین مالی خانواده وارد بازار کار شده‌اند. بنابراین اثرات متفاوتی از نابرابری درآمدی بر مشارکت زنان می‌تواند وجود داشته باشد.
از طرفی بر اساس نظریات نوین توسعه، تأثیر حکمرانی بر شمول اقتصادی لزوماً خطی نیست و به طبقه اجتماعی-اقتصادی و میزان نابرابری در جامعه بستگی دارد (کووک[2]، 2011 و مندل[3]، 2012). نابرابری درآمدی با محدودکردن دسترسی گروههای محروم به آموزش، مانعی بزرگ در مسیر توسعه سرمایه انسانی ایجاد کرده و اثربخشی سیاستهای حکمرانی را در حمایت از اشتغال زنان کاهش می‌دهد (مونیر و کانوال[4]، 2020).
در ادبیات تجربی، پژوهشگرانی همچون آسونقو و اودهیامبو به وجود یک «حد آستانه‌ای» در نابرابری درآمدی اشاره کرده‌اند که پس از عبور از آن، تأثیر مثبت حکمرانی بر شمول اقتصادی زنان تضعیف شده و یا حتی معکوس می‌شود (آسونقو و اودهیامبو، 2020).
در فضای پژوهشی ایران نیز، اگرچه مطالعاتی به بررسی اثر فساد (شکوهی‌فرد و همکاران، 2022) یا نابرابری استانی (خوش‌کلام و فراهتی، 2025) بر مشارکت زنان پرداخته‌اند، اما تاکنون به تحلیلهای غیرخطی و آستانه‌ای در این حوزه پرداخته نشده است.
نوآوری این مقاله در واکاوی غیرخطی نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان است. دغدغه اساسی این است که آیا نابرابری درآمدی در ایران به حدی رسیده که مانع از اثرگذاری مثبت شاخصهای حکمرانی بر اشتغال زنان شود؟ بدین منظور، با استفاده از روش رگرسیون انتقال ملایم (STR)، حد آستانه‌ای نابرابری درآمد (ضریب جینی) تعیین شده و رفتار متغیرها در رژیمهای مختلف نابرابری تحلیل می‌شود تا راهکارهای سیاستی عینی‌تری برای بهبود نظام حکمرانی و کاهش نابرابری در راستای توانمندسازی اقتصادی زنان ارائه شود.
با توجه به ادبیات مطرح شده، این مطالعه به بررسی اثرات آستانه‌ای نابرابری و حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان در ایران می‌پردازد. مرور مطالعات پیشین حاکی از آن است که چنین مطالعه‌ای تاکنون برای ایران انجام نشده است. بدین ترتیب مقاله حاضر در پی آزمون این فرضیه‌هاست که نابرابری درآمدی و حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان اثر آستانه‌ای دارند.
دیگر فرضیه این مقاله این است که نابرابری درآمدی در نحوه اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان تأثیر دارد. برای تحقق هدف مطالعه و آزمون فرضیه‌های مطرح شده، مقاله حاضر در پنج بخش تدوین شده است. پس از مقدمه و در بخش دوم مبانی نظری ارتباط بین متغیرهای پژوهش موردبررسی قرار می‌گیرد. بخش سوم به روش تحقیق و بخش چهارم به ارائه نتایج برآوردها و آزمونهای آماری می‌پردازد. بخش پنجم نیز به نتیجه‌گیری و پیشنهادهای سیاستی اختصاص دارد.
2-ادبیات و مبانی نظری
1-2- شمول اقتصادی زنان: از قابلیت تا مشارکت رسمی
شمول اقتصادی زنان فراتر از مفاهیم کلی نابرابری جنسیتی، بر ادغام فعال آنان در مشاغل بخش رسمی تمرکز دارد. سن[5] در تبیین انواع نابرابری، «نابرابری حرفه‌ای» را یکی از ابعاد کلیدی محرومیت زنان می‌داند که به معنای محدودیت در فرصتهای استخدامی و ارتقای شغلی است. از این منظر، تحقق شمول اقتصادی به معنای گذار از شاخصهای پایه (مانند سواد) به سمت مشارکت در سطوح مدیریتی و حرفه‌ای اقتصاد است که باعث تحکیم رفاه و بهبود توانمندیهای تصمیم‌گیری زنان می‌شود (صالحی و همکاران[6]، 2012).
2-2-اثر نابرابری درآمدی بر شمول اقتصادی زنان
توزیع درآمد، توزیع فراوانی درآمد به‌دست‌آمده توسط افراد به‌منظور اخذ مالیات و توزیع آن در گروههای مختلف درآمدی است. هدف از توزیع عادلانه درآمد این است که تمام افراد به‌صورت عادلانه از منافع بهبود اقتصادی و توسعه بهره‌مند شوند و اختلاف طبقاتی از بین برود و تعادل اجتماعی برقرار شود (منیر و کانوال، 2020). نابرابری درآمدی، تفاوت موجود در معیارهای مختلف ازنظر رفاه اقتصادی در میان افراد یک گروه، در میان گروههای موجود در یک جمعیت، یا در میان مردمان کشورها است.
معضل نابرابری درآمدی سبب عدم دسترسی به آموزش و بهداشت مناسب می‌شود و از این طریق در بلندمدت مانعی برای توسعه سرمایه انسانی، بهره‌وری و نوآوری خواهد شد. یکی از مسائل تأثیرگذار بر اشتغال، آموزش است. نابرابری درآمدی معمولاً باعث ایجاد نابرابری آموزشی می‌شود و نابرابری آموزشی باعث می‌شود که فرصتهای آموزشی و تحصیلات کمتری برای زنان نسبت به مردان فراهم شود و درنتیجه زنان امکان دستیابی به مشاغل سطح بالا و دارای دستمزد بالاتر را از دست بدهند. این امر باعث افزایش نابرابری درآمدی می‌شود. می‌توان گفت که بدون درنظرگرفتن نابرابری درآمدی، آموزش بر مشارکت نیروی کار زنان اثر مثبت دارد، درحالی‌که با وجود نابرابری درآمدی، تأثیر مثبت آموزش بر مشارکت و شمول اقتصادی زنان در جامعه کاهش خواهد یافت (آسونقو و اودهیامو، 2020).
از مطالعاتی که به تأثیر نابرابری درآمدی بر شمول اقتصادی زنان پرداخته‌اند می‌توان به مطالعه خوش‌کلام و فراهتی (2025) اشاره کرد که نشان دادند نابرابری درآمد اثر مثبت بر مشارکت اقتصادی زنان در استانهای ایران دارد. همچنین آسونقو و همکاران (2024) نشان دادند که نابرابری درآمدی اثر منفی و نوآوری اثر مثبت بر شمول اقتصادی دارد. آسونقو و آدهیومبو (2021) نشان دادند که مؤلفه‌های حکمرانی خوب باعث افزایش شمول اقتصادی زنان شده است. آسونقو و آدهیومبو (2020) نشان دادند که افزایش نابرابری درآمدی از حد آستانه‌ای مشخص‌شده سبب خنثی‌شدن تأثیر مثبت آموزش عالی فراگیر بر مشارکت اقتصاد رسمی جنسیتی شده است.
2-3- اثر حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان
نظریه حکمرانی خوب از دهه 80 میلادی و توسط بانک جهانی و صندوق بین‌المللی پول معرفی شد. حکمرانی خوب از مفاهیم مرتبط با علوم اقتصادی و سیاسی ریشه گرفته و در مورد نحوه مدیریت بخش عمومی به‌منظور ارتقای توسعه اقتصادی استفاده می‌شود (خویا و بن‌عبدالهادی[7]، 2020). حکمرانی خوب متشکل از مؤلفه‌های شفافیت، مبارزه با فساد، حاکمیت قانون، مشارکت‌پذیری، پاسخگویی و مسئولیت‌پذیری، کارایی و اثربخشی و تضمین و رعایت حقوق بشر است و موضوع اساسی آن توانمندسازی دولت و بهبود کیفیت در رابطه دولت و جامعه مدنی با بخش خصوصی است (رحمتی‌فر، 2021).
مشارکت‌پذیری به مفهوم تسهیل حضور فعال و مؤثر افراد در ابعاد مختلف سیاسی، اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی است که از طریق آگاهی‌رساندن به جامعه و سازمان‌دهی به امور ملت و با ایجاد آزادی بیان، آزادی تشکلها و جامعه محقق می‌شود. با توجه به اینکه مشارکت در حوزه اقتصاد و سیاست باعث فراهم‌آمدن زمینه مادی و حقوقی لازم برای مشارکت در عرصه‌ها دیگر نیز می‌شود، مشارکت زنان در اقتصاد را نیز محقق می‌کند. تحقق مشارکت زنان در اقتصاد مستلزم دسترسی به منابعی همچون عوامل تولید، علم و فناوری، آموزش فنی و حرفه‌ای، اطلاعات و ارتباطات است. همچنین لازم است که زنان به‌جای تأثیرپذیری از فرآیندهای سیاست‌گذاری اقتصادی، در این امر حضور مؤثر داشته باشند (رحمتی‌فر، 2021).
حاکمیت قانون یکی از مؤلفه‌های حکمرانی خوب است که مطابق با تعریف سازمان ملل متحد از لزوم پاسخگویی تمام مردم، نهادها و مؤسسات عمومی و خصوصی و ازجمله خود دولت، در برابر قوانین حاکم بر جامعه حکایت دارد. از طرفی رعایت انصاف از دیگر مؤلفه‌های حکمرانی خوب است که با حاکمیت قانون نیز ارتباط نزدیکی دارد. برقراری انصاف و عدالت مستلزم آن است که تمامی اعضای جامعه اعم از زن و مرد، احساس کنند سهمی در جامعه دارند و تبعیضی بین آنها وجود ندارد (مندل، 2012).
برابری در برخورداری از فرصتها مستلزم آن است که حدود نیمی از اعضای نهادهایی مانند پارلمان را زنان تشکیل دهند، زیرا از چنین پارلمانی قوانینی می‌گذرد که در آن حقوق و مصلحت زنان نیز در نظر گرفته می‌شود (رحمتی‌فر، 2021). اصل پاسخگویی نیز ابزاری است که حقوق زنان را از روی کاغذ به عالم واقع منتقل می‌کند. به‌عبارت‌دیگر تحقق عینی حقوق زنان درگرو پاسخگویی دولت است و ابزاری برای ایجاد برابری جنسیتی و افزایش شمول اقتصادی زنان تلقی می‌شود.
2-4-نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان
بر اساس مطالعات تجربی اخیر (کوک[8]، 2011؛ آسونقو و آدهیومبو، 2020) طبقه اجتماعی-اقتصادی و توزیع درآمد در نحوه اثرگذاری کیفیت نهادی بر شمول اقتصادی زنان نقش ایفاء می‌کند. کوک (2011) با بررسی نقش فاصله طبقاتی و شمول اقتصادی زنان، نشان داد که گاهی برابری طبقاتی باعث نابرابری جنسیتی و کاهش شمول اقتصادی زنان می‌شود. بر اساس مطالعه آسونقو و اودهیامبو (2020) در شرایطی که نابرابری درآمدی زیاد نباشد، بهبود حکمرانی خوب می‌تواند سبب افزایش شمول اقتصادی زنان شود.
این در حالی است با افزایش یافتن نابرابری درآمدی و گذر آن از یک حد آستانه مشخص، تأثیر مثبتی که حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان برجای می‌گذارد، تغییر جهت می‌دهد؛ به‌طوری‌که حتی می‌تواند به کاهش شمول اقتصادی زنان منتهی شود.
انتظار می‌رود که بعد از گذشتن از حد آستانه نابرابری درآمدی، حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی جنسیتی تأثیر منفی داشته باشد. به‌طور مثال حمیدی و همکاران (2023) بیان می‌کنند که بین شاخص مشارکت زنان در بخش عمومی و فساد رابطه علی وجود دارد. مطالعه شکوهی‌فرد و همکاران (2022) نیز مؤید رابطه علی دوطرفه بین نرخ مشارکت نیروی کار زنان و متغیر فساد است. حمیدی و همکاران (2020) نیز نشان دادند که فساد بر حضور زنان در دولت تأثیرگذار بوده و نهاد دولت می‌تواند با ایجاد امکان حضور زنان در دولت، نابرابری جنسیتی را کاهش دهد.
ملاحظه می‌شود که بیشتر مطالعات داخلی اثر متغیرهایی همچون نابرابری درآمدی و حکمرانی خوب را به‌صورت مجزا و روی برابری جنسیتی بررسی کرده‌اند. مقاله حاضر برای اولین بار در ایران اثر متغیرهای مذکور را به‌صورت هم‌زمان و بر شمول اقتصادی زنان بررسی می‌کند. از طرفی روش آستانه‌ای برای برآورد الگوی پژوهش به دلیل بررسی اثرات متغیرهای مستقل بر شمول اقتصادی زنان در رژیمهای مختلف، امکان ارائه راهکارهای مناسب‌تری را به‌منظور افزایش شمول اقتصادی زنان فراهم می‌کند.
روش
1-تصریح الگو
در این پژوهش از الگوی رگرسیون انتقال ملایم (STR) استفاده شده است. اگرچه بیشتر مطالعات تجربی از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) بهره می‌برند، اما GMM بیشتر برای داده‌های تابلویی و بررسی روابط خطی یا شبه خطی مناسب است. ازآنجاکه هدف این پژوهش شناسایی رژیمهای رفتاری متفاوت و بررسی اثر آستانه‌ای نابرابری درآمدی در یک سری زمانی ملی است، روش STR انتخاب شده است (تراسورتا[9]، 2004). بنابراین الگوی موردنظر برای تحلیل اثر نابرابری درآمدی، حکمرانی خوب، فناوری اطلاعات‌وارتباطات و رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان در ایران طی دوره زمانی فصل چهارم سال 1384 تا فصل چهارم سال 1402، به‌صورت رابطه (1) در نظر گرفته می‌شود که مبتنی بر الگوی موردمطالعه آسونقو و همکاران (2021) است:
(1) GIt=f(GINIt,GOGt,ITt,GDPt)
در رابطه (1)GI شاخص شمول اقتصادی زنان که برابر با درصد زنان شاغل به مشاغل رسمی نسبت به کل جمعیت است. GINI نابرابری درآمدی است که برای آن از شاخص ضریب جینی استفاده می‌شود. GOG شاخص حکمرانی خوب است که از میانگین 6 شاخص کنترل فساد، اثربخشی دولت، برقراری قانون، کیفیت مقررات، پاسخگویی دولت، مقابله با خشونت حاصل می‌شود. IT شاخص فناوری ارتباطات و اطلاعات است که برای آن از شاخص میزان دسترسی به اینترنت استفاده می‌شود. DPt بیانگر رشد اقتصادی است. همه داده‌ها از سایت بانک جهانی استخراج می‌شود.
با توجه به هدف این مقاله از روش STR که روشی غیرخطی برای تعیین حد آستانه و رژیمهای حدی مختلف برای اثرگذاری متغیرهای توضیحی بر متغیر وابسته است، استفاده شد. در روش STR متغیر انتقال با رسیدن به حد آستانه سبب انتقال متغیر وابسته از رژیمی به رژیم دیگر می‌شود. این روش به دلیل برآورد ضرایب متغیرها در رژیمهای مختلف امکان ارائه توصیه‌های سیاستی مناسب‌تری را در مقادیر مختلف متغیرها ایجاد می‌کند و برخلاف مدلهای آستانه‌ای که تغییر بین رژیمها ناگهانی و گسسته است، اجازه می‌دهد تغییر پارامترها به‌صورت پیوسته و ملایم رخ دهد. این ویژگی واقعی‌تر است، زیرا در پدیده‌های اقتصادی و اجتماعی، تغییرات اغلب تدریجی هستند. بر اساس الگوی پیشنهادی تراسورتا (2004) الگوی (1) برای بررسی غیرخطی بودن اثرات در فرم STR به الگوی زیر تبدیل می‌شود:
(2)GIt=[α0+α1 GINIt+α2 GOGt+α3 ITt+α4 GDPt]+[β0+β1 GINIt+β2 GOGt+β3 ITt+β4 GDPt].Q(γ,C,St )+ϵt
در معادله (2)، αi ها ضرایب برآوردی بخش خطی و βi ها ضرایب بخش غیرخطی الگو است. ها تابع انتقال، γ سرعت انتقال، C ها سط هااآستانه، st متغیر انتقال، ϵt جز خطا و tزمان است.
در روش STR انتقال بین رژیمهای مختلف در دو حالت انتقال به وسیله تابع لاجستیک[10] (LSTR) و یا انتقال به وسیله تابع‌نمایی[11] (ESTR) به‌صورت روابط (3) و (4) است:
(3) Q1 (γ,c,st )=1/(1+e-γ(st-c))
(4) Q2 (γ,c,st )=1-e-γ(st-c)2
در رابطه (3) Q1 تابعی یکنواخت از متغیر انتقال st است و در بازه 0 و 1 قرار می‌گیرد. C نقطه آستانه‌ای را مشخص می‌کند که بین دو رژیم حدی قرار می‌گیرد. γ نشان می‌دهد که انتقال تابع Q1 از صفر به یک با چه سرعتی انجام می‌شود. با فرض وجود یک حد آستانه، تابع انتقال با عنوان STR1 دارای دو رژیم خطی است (آسلاندیس و خپاپادیس[12]، 2004).
ابتدا لازم است یک الگوی خطی AR تعیین شود و وقفه بهینه متغیرهای وابسته و مستقل با توجه به معنی‌داری آماری بالاترین وقفه متغیرها در آن الگو موردمحاسبه قرار بگیرند. سپس با انجام آزمون از غیرخطی‌بودن رابطه بین متغیرها اطمینان حاصل می‌شود و بر اساس نتایج آزمون غیرخطی‌بودن مدل می‌توان متغیر انتقال مناسب و تعداد دفعات تغییر رژیم را انتخاب کرد. فرضیه صفر خطی‌بودن مدل به‌صورت H0: β1=β2=β3=0 و آماره آزمون آن F است. برای تشخیص نوع مدل باید آزمونهای زیر انجام شود:
(5) H04: β3=0,H03: β2=0 | β3=0, H02: β1=0 | β2=β3=0
آماره آزمونهای مربوط به فرضیه‌های صفر مذکور با F4،F3 و F2 نشان داده می‌شود. در صورت رد فرضیه H03 مدل LSTR2 یا مدل ESTR تأیید می‌شود، که با فرضیه آزمون صفر c1=c2 می‌توان یکی از این دو مدل را انتخاب کرد. در صورت رد فرضیه‌های H02 و H04، مدل LSTR1 انتخاب می‌شود (راسخی و منتظری، 2015).
در این پژوهش برای جلوگیری از کاهش درجه آزادی و بروز اثرات نامطلوب آن بر برآوردها، داده‌های سالانه به روش چاو و لین[13] به داده‌های فصلی تبدیل می‌شوند. بدین منظور مقدار مشاهده‌شده از یک متغیر با دوره تواتر پایین (سالانه یا LF) با Ytنشان داده می‌شود. مقدار مشاهده‌شده از متغیر با دوره تواتر بالا (فصلی یا HF) است. Yt,uمقدار مشاهده‌شده از متغیر Y در زیر دوره یا فصل U است (دی فونزو، 1994). فرض می‌شود که یک دوره (t) دارای S زیر دوره است. برای مثال زمانی که t سالانه بوده و هدف استحصال داده فصلی است، 4=S است. هدف در اینجا برآورد Yt,u از Yt به ازاء T...1=t و S ...1= U است. بردار مقادیر LF با Y1و مقادیر HF باYh به‌صورت رابطه (6) نشان داده می‌شود:
Y1=(y1…yt…yT )’ و Yh=(y11…yts…yTs )’ (6)
به‌طور مشابه هر ماتریس از داده‌های LF(T×k) با X1 و ماتریسHF(n×k) با Xh نشان داده می‌شود. ستون ماتریس LF، X1، با X1k و برای ماتریس Xh با Xhk نشان داده شده است (هر دو ماتریس LFو HF دارای k ستون هستند) و k=1…K. در اینجا k علامت یک متغیر به‌خصوص در ماتریس LF و به‌طور متناظر در HF است. همچنین فرض شده که ارتباط بین دو ماتریس LF و HF ثابت و مستقل از زمان است؛ بنابراین بین مشاهدات سالانه Yt و Yt,uفصلی در حالت کلی رابطه زیر برقرار است:
yt=∑su=1cu yt,u t=1,….,T (7)
وزن‌های {cu }s u=1می‌توانند هر عددی بین صفر و یک باشند. اگر همگی 1 در نظر گرفته شوند داده‌های LF به‌طور ساده، تجمیعی از داده‌های HF است و اگر 1/s باشند داده‌های HF میانگین داده‌های LF هستند. برای بیان ماتریسی معادله بالا، ماتریس C(T×k) به‌عنوان ماتریس ارتباط‌دهنده بردار LF مشاهده‌شده،y1 ، با عناصر متناظر خود در ماتریسyh (ماتریس داده‌های مشاهده نشده) تعریف می‌شود. اگر n=sT در نظر گرفته شود ماتریس C=IT⊗ c› ماتریس تجمیع[14] نامیده می‌شود که دارای ساختار بلوکی است. در این رابطه c=(c1…cu…cs)› بوده و ⊗ حاصل‌ضرب گرونک ماتریسی است. معادله (6) را می‌توان به‌صورت زیر نوشت:
(8) Y1=Cyh
با محاسبه yh از رابطه (8)، رابطه (9) حاصل می‌شود:
(9) Yh=Hy1
در مسئله تجزیه داده‌ها باید ماتریس H که ماتریس تفکیک یا تجزیه است محاسبه شود. بعد این ماتریس sT× T است (دی‌فونزو، 1994). در روش چاو و لین فرض می‌شود که مدل رگرسیون HF به‌صورت زیر است:
(10) Yh=Xh β+Uh ,E(Uh│Xh )=0 ,E(Uh Uh’│Xh )=Vh
با ضرب معادله (10) در C (ضرب از سمت چپ) مدل رگرسیون LF به‌دست می‌آید:
(11) Y1=X1 β+U1 ,E(U1│X1 )=0 ,E(U1 U1’│X1 )=CVh C’=V1
𝛽 با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS4) برآورد می‌شود. با توجه به اینکه مشاهده‌شده نیست، رگرسیون HF را با ضرب C در آن به رگرسیون LF تبدیل کرده و با استفاده از داده‌های مشاهده‌شده LF، رگرسیون LF با روش GLS تخمین زده می‌شود. پس از محاسبه 𝛽 از رابطه (1) این پارامتر در معادله HF (9) جایگذاری شده و Yh محاسبه می‌شود (صمدی و همکاران، 2012).
در این پژوهش داده‌های مربوط به همه متغیرها در سطح در نظر گرفته شده و به‌صورت زیر بین صفر و یک استاندارد می‌شود:
(12)
در رابطه (12) X1normal متغیر استاندارد یا نرمال شده، X1 مقدار اصلی متغیر، minXi کمترین مقدار متغیر در دوره موردبررسی، maxXi بیشترین مقدار متغیر در دوره موردبررسی است.
در این پژوهش برآوردها با استفاده از نرم‌افزار ایویوز 12[15] انجام می‌شود.
یافته‌ها
آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش در جدول (1) ارائه شده است.
جدول (1)- آمار توصیفی طی دوره زمانی 1402:4-1384:4
شمول اقتصادی زنان که به‌صورت درصد اشتغال زنان بالای 15 سال نسبت به کل جمعیت اندازه‌گیری می‌شود، برای ایران در طول دوره موردمطالعه به‌طور میانگین برابر با 57/12 درصد بوده که میزان پایینی است. ضریب جینی که بیانگر نابرابری درآمدی است و بین 0 تا 1 طبقه‌بندی شده، دارای میانگینی برابر با 502/0 است و در طول زمان روند کاهشی داشته است. حکمرانی خوب که بین عدد 5/2- تا 5/2 طبقه‌بندی شده است دارای میانگینی برابر با 96/0- است و روند آن در طول زمان موردبررسی تا سال 1389 افزایشی بوده، اما پس‌ازآن روند کاهشی را در پیش گرفته و وضعیت آن بدتر شده است. فناوری اطلاعات‌وارتباطات که به‌صورت درصد افرادی که از اینترنت استفاده می‌کنند در نظر گرفته شده، دارای میانگینی برابر با 64/44 درصد است و روند زمانی آن افزایشی بوده است. تولید ناخالص داخلی نیز دارای میانگینی برابر با 1011 ×12/4 دلار است و در طول زمان روند افزایشی داشته است.
با توجه به استفاده از داده‌های فصلی در این مقاله، برای اطمینان از مانابودن متغیرها از آزمون هگی[16](HEGY) استفاده شده و نتایج آن در جدول (2) ارائه شده است.
جدول (2)- نتایج آزمون مانایی هگی در سطح متغیرها
مطابق با جدول (2) فرضیه صفر آزمون مبنی بر نامانابودن برای تمامی متغیرها رد می‌شود و متغیرها در سطح مانا هستند. بدین ترتیب می‌توان بدون نگرانی از رگرسیون کاذب الگو را برآورد کرد.
اولین مرحله در تخمین الگو تعیین تعداد وقفه بهینه برای متغیرها است که می‌تواند بر اساس معیارهای آکاییک، شوارتز و حنان کوییک انجام شود. برای جلوگیری از کاهش درجه آزادی از معیار شوارتز که در تعیین تعداد وقفه که در تعیین تعداد وقفه‌های بهینه صرفه‌جویی می‌کند استفاده شد. ابتدا 4 وقفه برای همه متغیرها در نظر گرفته و وقفه بهینه بر اساس معناداری وقفه‌ها لحاظ می‌شود. در الگوی (1) وقفه بهینه برای متغیر وابسته برابر با 2 و برای ضریب جینی و فناوری اطلاعات‌وارتباطات برابر با 3، برای حکمرانی خوب و رشد اقتصادی برابر با 2 و 4 است. نتایج آزمون رابطه غیرخطی و تعیین نوع الگو در جدول (3) ارائه شده است.
جدول (3)- آزمون غیرخطی‌بودن و تعیین نوع مدل
بر اساس نتایج جدول (3) فرضیه صفر آزمون F مبنی بر خطی بودن مدل برای همه متغیرها به‌جز وقفه اول شمول اقتصادی زنان، وقفه سوم ضریب جینی، حکمرانی خوب و وقفه دوم، سوم و چهارم رشد اقتصادی، رد می‌شود و رابطه غیرخطی پذیرفته می‌شود. هر یک از متغیرها که مدل غیرخطی برای آن تأیید شود، قابلیت انتخاب به‌عنوان متغیر انتقال را دارند. نتایج جدول (3) نشان می‌دهد که مناسب‌ترین متغیر انتقال، متغیر ضریب جینی با دو وقفه (GINIt-2) است که احتمال آماره F آن صفر به دست آمده و فرضیه خطی‌بودن برای آن به‌طور قوی‌تری رد شده است. با توجه به کوچک‌تربودن ارزش احتمال آماره از برای متغیر انتقال، الگوی پیشنهادی مناسب LSTR1 (مدل لاجستیک با یک نقطه آستانه‌ای) و دو رژیم حدی است. اکنون می‌توان الگو را برآورد کرد و آزمون فروض کلاسیک در مورد جز خطای الگوی برآوردی را انجام داد.
جدول (4)- نتایج آزمونهای فروض کلاسیک
مطابق با جدول (4) شرط نرمال‌بودن و همسان‌بودن واریانس اجزای خطا برقرار است، اما خودهمبستگی اجزای خطا در سطح خطای 10 درصد وجود دارد. برای برآورد الگو لازم است مشکل خودهمبستگی برطرف شود. نتایج حاصل از برآورد الگو پس از برطرف‌کردن خودهمبستگی در جدول (5) گزارش شده است.
جدول (5)- نتیجه برآورد الگوی (1) به روش STR
مطابق با نتایج جدول (5) آزمونهای تشخیص مبتنی بر باقی‌نماندن رابطه غیرخطی در پسماندها و ثابت بودن پارامترهاست؛ بنابراین الگو به‌درستی برآورد شده و نتایج آن قابل‌اعتماد است.
حد آستانه متغیر انتقال () بر اساس داده‌های استانداردشده برابر با 71/0 درصد (معادل با رتبه 512/0 ضریب جینی) حاصل شد. این حد نقطه انتقال تابع شمول اقتصادی زنان و شروع رژیم حدی دوم را نشان می‌دهد. شیب که سرعت انتقال از رژیم اول به رژیم دوم است برابر با 45/13 است. در رژیم اول (قبل از رسیدن به حد آستانه)، برآیند اثر وقفه‌های شمول اقتصادی زنان برابر با 68/0 بوده و در رژیم دوم (پس از گذر از حد آستانه) برابر با 46/0 است. بنا؛ این شمول اقتصادی زنان دوره‌های گذشته بر دوره جاری در هر دو رژیم اثر مثبت دارد، هرچند این اثر در رژیم دوم کاهش یافته است. در رژیم اول برآیند اثر ضریب جینی برابر با 22/0- و در رژیم دوم برابر با 56/0- است. برآیند ضرایب برآوردی حکمرانی خوب در رژیم اول برابر با 47/0 بوده و در رژیم دوم برابر با 06/0- است که حاکی از اثری به شکل U معکوس است.
برآیند اثر رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان در رژیم اول و دوم به ترتیب برابر با 74/0 و 94/1- است که نشان می‌دهد رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان اثری به شکل U معکوس دارد. برآیند اثر فناوری اطلاعات‌وارتباطات بر شمول اقتصادی زنان در رژیم اول و دوم به ترتیب برابر با 079/0 و 011/0 است که نشان می‌دهد فناوری اطلاعات‌وارتباطات در هر دو رژیم بر شمول اقتصادی زنان اثری مثبت دارد، اما اثر در رژیم دوم تضعیف شده است.
شکل تابع انتقال لاجستیک به‌صورت زیر است:
نمودار (1)- تابع انتقال الگوی (1)
نتیجه‌گیری و پیشنهادها
در این پژوهش که با هدف تحلیل نقش نابرابری درآمدی در اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان درآمدی در ایران در دوره زمانی فصلی 1400-1384 و به روش STR انجام شد نتایج زیر حاصل شده است:
- وقفه دوم ضریب جینی متغیر انتقال تابع شمول اقتصادی زنان است و دارای حد آستانه‌ای برابر با 71/0 درصد (معادل رتبه 512/0 ضریب جینی) است. پارامتر شیب نیز نشان می‌دهد که تابع شمول اقتصادی زنان با سرعتی برابر با 45/13 از رژیم اول به دوم منتقل شده است.
- نابرابری درآمدی در هر دو رژیم بر شمول اقتصادی زنان اثر منفی داشته، اما این اثر در رژیم دوم تشدید شده است. این امر به دلایلی همچون محرومیت زنان از فرصتهای آموزشی و تحصیلی، باعث عدم دستیابی به شغل مناسب و کاهش مشارکت نیروی کار زنان در اقتصاد شده است. آسونقو و همکاران (2021) و آسونقو و آدهیومبو (2020) نیز به نتایج مشابهی دست یافته‌اند.
- حکمرانی خوب در رژیم اول اثر مثبت و در رژیم دوم اثر منفی بر شمول اقتصادی زنان داشته که مؤید وجود رابطه‌ای به شکل U معکوس است. بدین ترتیب نقش نابرابری درآمدی یا به عبارتی تفاوت طبقه اجتماعی-اقتصادی افراد در تغییر نحوه اثرگذاری حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان تأیید می‌شود. این یافته با نتایج مطالعه آسونقو و اودهیامبو (2020) همسو است.
- رشد اقتصادی در رژیم اول اثر مثبت و در رژیم دوم اثر منفی بر شمول اقتصادی زنان داشته که مؤید وجود رابطه‌ای به شکل U معکوس است. به عبارتی وقتی نابرابری درآمدی پایین است (رژیم اول)، رشد اقتصادی فرصتهای شغلی بیشتری برای زنان ایجاد می‌کند و مشارکت آنها را افزایش می‌دهد، اما با عبور نابرابری از آستانه (رژیم دوم)، مزایای رشد اقتصادی بیشتر به گروههای مرفه‌تر می‌رسد و زنان (به‌ویژه از طبقات پایین) از آن محروم می‌مانند، درنتیجه مشارکت زنان کاهش می‌یابد. این موضوع تأیید می‌کند که رشد اقتصادی بدون کنترل نابرابری، نمی‌تواند فراگیر باشد و حتی ممکن است نابرابری جنسیتی در بازار کار را تشدید کند.
- فناوری اطلاعات‌وارتباطات در هر دو رژیم اثر مثبت بر شمول اقتصادی زنان داشته اما این اثر در رژیم دوم تضعیف شده که نشان می‌دهد زنان از طبقات پایین‌تر دسترسی کمتری به ابزارهای دیجیتال، آموزش مرتبط یا زیرساختهای لازم دارند. بنابراین، گسترش فناوری اطلاعات و ارتباطات به‌تنهایی کافی نیست و باید با سیاستهای کاهش نابرابری همراه باشد.
با توجه به یافته‌های این پژوهش توصیه‌های سیاستی زیر ارائه می‌شود:
اثر منفی نابرابری درآمدی بر شمول اقتصادی زنان که در رژیم دوم تقویت شده است و تأیید نقش نابرابری درآمدی در تغییر نحوه اثرگذاری حکمرانی خوب و رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان از اثر مثبت به منفی و تضعیف اثر مثبت فناوری اطلاعات و ارتباطات در رژیم دوم، لزوم اقدام برای کاهش نابرابری درآمدی را نشان می‌دهد.
با توجه به اثر آستانه‌ای نابرابری درآمدی و اثر U معکوس حکمرانی خوب و رشد اقتصادی بر شمول اقتصادی زنان، توصیه می‌شود که به‌منظور کاهش نابرابری درآمدی سیاستهای مالیاتی مناسب همچون اتخاذ مالیات تصاعدی بر درآمدهای بالا و ثروتمندان در دستور کار قرار گیرد. به‌گونه‌ای که افزایش مالیات بر درآمد برای افراد با درآمدهای بالاتر از 500 میلیون تومان ماهانه اتخاذ شود. همچنین مالیات ثروت بر داراییهای غیرمسکونی و سرمایه‌های مالی در دستور کار قرار گیرد. البته با توجه به شرایط اقتصادی کشور و بالابردن میزان مالیاتها باید توجه شود که نرخ مالیات بهینه اتخاذ شود تا مانع دلسردشدن کارفرمایان شود و بر نرخ بیکاری و مشارکت زنان تأثیر منفی نگذارد. حمایت هدفمند از زنان سرپرست خانوار می‌تواند از طریق تخصیص یارانه‌های نقدی و غیرنقدی مشروط به تحصیل و مهارت‌آموزی برای دختران در خانوارهای کم‌درآمد برای جلوگیری از بازتولید فقر اتخاذ شود. همچنین ایجاد تسهیلات بانکی و مالی مناسب برای راه‌اندازی کسب‌وکار برای زنان می‌تواند به مشارکت زنان در فعالیتهای اقتصادی کمک کند. معافیت از هزینه‌های تحصیلی فرزندان زیر 18 سال نیز می‌تواند به افزایش سطح سواد کمک کند.
ازآنجاکه اثر حکمرانی خوب بر شمول اقتصادی زنان به شکل U معکوس است، سیاستها باید به سمت پایداری اثرات مثبت سوق یابد. توصیه می‌شود از طریق تدوین قوانین برای اختصاص سهمیه مشخص به زنان در پستهای مدیریتی و پارلمانی به افزایش سهم زنان به تغییر جهت‌گیریهای سیاستی به نفع طبقات اجتماعی پایین‌تر کمک شود. همچنین ظرفیت‌سازی در نهادهای قانون‌گذار و قضایی از طریق اصلاح قوانین کار و تأمین اجتماعی برای تضمین امنیت شغلی زنان و حذف تبعیضهای جنسیتی در استخدامهای دولتی و خصوصی در دستور کار قرار گیرد. حکمرانی خوب باید به‌صورت تعاملی با سایر سیاستها عمل کند تا اطمینان حاصل شود که ثمرات رشد اقتصادی به‌طور مساوات‌طلبانه بین هر دو جنس توزیع می‌شود.
با توجه به تأثیر مثبت رشد اقتصادی در رژیم اول و منفی‌شدن آن در رژیم دوم، لازم است سیاستهای رشد اقتصادی با کاهش نابرابری همراه باشد. سرمایه‌گذاری در آموزش و مهارت‌آموزی زنان ازجمله گسترش برنامه‌های آموزشی رایگان برای زنان در زمینه‌های علوم، فناوری، مهندسی و ریاضیات و مشاغل دیجیتال، با هدف افزایش نرخ اشتغال زنان می‌تواند اثر منفی نابرابری بر فرصتهای شغلی را خنثی کند.
ازآنجاکه فناوری اطلاعات و ارتباطات در هر دو رژیم اثر مثبت داشته اما در رژیم دوم تضعیف شده، لازم است سیاستها در راستای افزایش دسترسی دیجیتال برای زنان برنامه‌ریزی شوند. در این راستا گسترش زیرساختهای اینترنت پرسرعت در مناطق روستایی و کم‌درآمد، همراه با آموزش دیجیتال رایگان برای زنان (مانند اپلیکیشنهای آموزشی و پلتفرمهای کاریابی آنلاین) می‌تواند اثر تضعیف‌شده در رژیم دوم را جبران کند.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاقی
این پژوهش با رعایت اصول اخلاق پژوهش انجام شده و تمامی منابع مورداستفاده به‌طور کامل استناد شده‌اند.
مشارکت نویسندگان
همه نویسندگان سهم یکسان در این مطالعه داشته‌اند.
تأمین مالی
این مطالعه تأمین مالی نشده است.
تعارض منافع
هیچ تضاد منافعی بین نویسندگان در این مقاله وجود نداشت.
منابع
Aslanidis, N., Xepapadeas, A., (2004). Smooth transition pollution–income paths. Ecological Economics, 57(2):182-189. https://wwwdocs.fce.unsw.edu.au/economics/news/VisitorSeminar/aslanidis.pdf
Asongu, S. A., Agyemang-Mintah, P., Nnanna, J., & Ngoungou, Y. E. (2024). Mobile money innovations, income inequality and gender inclusion in sub-Saharan Africa. Financial Innovation, 10(1), 11. https://jfin-swufe.springeropen.com/articles/10.1186/s40854-023-00553-8
Asongu, S., & Odhiambo, N. (2021). Thresholds of income inequality that mitigate the role of gender inclusive education in promoting gender economic inclusion in sub-Saharan Africa. Social Responsibility Journal, 17(1), 106-126. https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=3496346
Asongu, S. A., & Odhiambo, N. M. (2020). Inequality thresholds, governance and gender economic inclusion in sub-Saharan Africa. International Review of Applied Economics, 34(1), 94-114. https://ideas.repec.org/a/taf/irapec/v34y2020i1p94-114.html
Cooke, L. P. (2011). Gender-class equality in political economies. Routledge.
DiFonzo, T, (1994), “Temporal disaggregation of a system of time series when the aggregate is known. Optimal vs. adjustment methods”, INSEE-Eurostat Quarterly.
Hajili Davaji, M. and Elmi, Z. (2024). The Effects of Good Governance on Income Inequality with an Emphasis on Political Instability. Iranian Economic Development Analyses, 10(1), 227-250. doi: https://doi.org/10.22051/ieda.2024.46408.1406 (In Persian)
Hamidi N, Azarbayejani K, Sameti M. (2023) The Key to Solve the Corruption problem: Gender, Government, Religionsand Their Impact on Each Other. QJER; 23 (2): 6(In Persian) https://ecor.modares.ac.ir/browse.php?a_id=63395&sid=18&slc_lang=en
Hamidi, N., Azarbayjani, K. and sameti, M. (2020). Estimating Relationship Between Corruption and Gender Indicators: A Case Study from Selected Countries of the World. Journal of Economic Research (Tahghighat- E- Eghtesadi), 55(3), 537-556. doi: 10.22059/jte.2021.81002(In Persian) https://jte.ut.ac.ir/article_81002.html?lang=en
Khouya, M., & Benabdelhadi, A. (2020). Good governance and its impact on economic development: A systematic literature review. International Journal of Accounting, Finance, Auditing, Management and Economics, 1(1), 47-67. https://www.researchgate.net/publication/342863911_good_governance_and_its_impact_on_economic_development_a_systematic_literature_review
Khoshkalam,M. and Farahati,M. (2025). Income Inequality and Women’s Economic Participation across Iran’s Provinces. Journal of Population Association of Iran, 19(38), 413-448. doi: https://doi.org/10.22034/jpai.2024.2035399.1363
Mandel, H. (2012). Occupational mobility of American women: Compositional and structural changes, 1980–2007. Research in Social Stratification and Mobility, 30(1), 5-16.
Munir, K., & Kanwal, A. (2020). Impact of educational and gender inequality on income and income inequality in South Asian countries. International journal of social economics, 47(8), 1043-1062. https://ideas.repec.org/a/eme/ijsepp/ijse-04-2020-0226.html
Rahmatifar, S. (2021). Good Governance: a Model for Recognition and Exercising Gender Equality Indicators. Legal Research Quarterly, 24(93), 325-346. doi: 10.22034/jlr.2020.110288.1038 (In Persian) https://lawresearchmagazine.sbu.ac.ir/article_87625.html?lang=en
Rasekhi S, Montazeri M. (2015).The Impact of Macroeconomic Instability on Exchange Rate Pass Through: Some Evidence from Smooth Transition Regression (STR) Model. jemr 2015; 6 (22):7-31(In Persian) https://system.khu.ac.ir/jemr/article-1-822-fa.html
Salehi, M. J., Rouhani, S. and Entezari, Y. (2012). A Calculation of Gender Inequality in Human Capital in Iran and Other Regions of the World. Higher Education Letter, 5(19), 27-51. (In Persian) https://journal.sanjesh.org/article_15114_en.html
Samadi, S., Vaez, M. and Ghasemi, M. R. (2012). Qurterizing Time-series (A Case Study, Government Oil Revenues, Consumer Price Index and liquidity). Monetary & Financial Economics, 18(2), -. doi: https://doi.org/10.22067/pm.v18i2.27600 (In Persian)
Shalchi,S. And Azimi,M. (2019). The feminization of poverty in Iran In the last three decades. Women Studies, 10(28), 113-142. doi: https://doi.org/10.30465/ws.2019.4363 (In Persian)
Shokouhifard, S., Aleemran, R., Mehrgan, N. and Rahimzadeh, F. (2022). The Effect of Corruption on Female Labor Force Participation Rates: Simultaneous Equations System Approach. Quarterly Journal of Quantitative Economics (JQE), 19(2), 151-185. doi: https://doi.org/10.22055/jqe.2020.32884.2228 (In Persian)
Terasvirta, T. (2004) Smooth Transition Regression Modelling. In: Lütkepoh, H. and Kratzig, M., Eds., Applied Time Series Econometrics, Cambridge University Press, Cambridge, 222-242.
https://doi.org/10.1017/CBO9780511606885.007
[1]. Asongu and Odhiambo
[2]. Cooke
[3]. Mandel
[4]. Munir and Kanwal
[5]. Sen
[6]. Salehi
[7]. Khouya and Benabdelhadi
[8]. Cooke
[9]. Teräsvirta
[10]. Logestic function
[11]. Exponential function
[12]. Aslanidis and Xepapadeas
[13]. Chow and Lin
[14]. Aggregation matrix
[15]. Eviews
[16]. Hylleberge
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 توانبخشی و سلامت اجتماعی، ساختمان فارابی
تلفن دفتر نشریه: 02171732851
وب سایت: http://refahj.uswr.ac.ir
ایمیل: refahj@uswr.ac.ir
