نویسندگان
1 دانشجوی دکتری گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
2 دانشیار گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
3 استاد گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Urbanization has proved to be an inevitable feature of the development of humankind, and an indispensable part of national modernization, closely connected to economic development. In recent decades, Iran has been experiencing rapid urbanization, represented by significant changes in its demographic composition and large-scale expansion of its urban landscape. When it comes to urban policies, investigating the factors affecting urbanization is an important issue. So, the purpose of this study is to investigate the effect of added value of agricultural, service and industry sectors on urbanization in Iranian provinces during the period of 2004-2016 using quantile regression method. The results, indicate that the added value of agriculture, service and industry have a positive and significant effect on the rate of urbanization in Iran. Moreover, the inflation rate in urban areas and the urban households’ total expenditure had a negative effect on the urbanization rate. Based on the other results of this study, the effect of agriculture sector and industrialization on high urbanization rates, has been strengthened in high urbanization quantiles. Similar results were obtained for inflation rate and urban household expenditures, although the effects of these two variables were negative.
JEL Classification: Q10, O13, R10.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
شاید اگر تحول جامعة بشری از انقلاب صنعتی تاکنون در بیش از سه کلمه خلاصه شود، جایگزینی بهتر از صنعتیشدن،[1] شهرنشینی[2] و جهانی‌شدن[3] وجود نخواهد داشت. این سه بُعد، روابط نزدیک با یکدیگر دارند. صنعتیشدن به خروجی مستقیم رشد اقتصادی منجر می‌شود که به روند روبه‌رشد شهرنشینی در کشورهای درحال توسعه ازطریق تخصص کار و توسعة بخش‌های غیرکشاورزی منجر می‌شود. آمارهای تاریخی نشان می‌دهند بیشتر کشورهای توسعه‌یافته دارای سطح بالایی از تولید ناخالص داخلی سرانه و همچنین سطح بالایی از شهرنشینی‌اند. شهرنشینی در جهان به سرعت درحال تغییر است و سرعت تغییر در سه دهه گذشته سریع‌تر از قبل بوده است؛ در این دوره جهانی‌شدن افزایش یافته است. امروزه نرخ شهرنشینی در جهان به حدود50% در کشورهای درحال توسعه رسیده است (چن و همکاران[4]، 2013: 224). در قرن 21 بیش از هر دورة دیگری به قرن زندگی شهری اشاره می‌شود. انتظار می‌رود جمعیت شهری جهان از 8/2 میلیارد نفر در سال 2000 به 25/6 میلیارد نفر در سال 2050 برسد. و پیش‌بینی می‌شود بیشتر این رشد در آسیا و آفریقا رخ دهد (بخش جمعیت سازمان ملل متحد[5]، 2012؛ بانک جهانی[6]، 2017).
همچنین، یکی از نیروهای اصلی و به جلو رانندة توسعه در کشورهای مختلف دنیا شهرنشینی بوده است (فانگ و همکاران[7]، 2015: 154) و این روند طبق برآورد سازمان ملل[8] (2013) ادامه خواهد داشت. شهرنشینی یک موتور متحرک مدرنیزه‌شدن و رشد اقتصادی است و یک روند اجتناب‌ناپذیر توسعة انسانی محسوب می‌شود (بای و همکاران[9]، 2014: 1541).
ماهیت شهرنشینی، توسعة ساختار اقتصادی، اجتماعی و فضایی یک منطقه یا یک کشور است. از لحاظ ساختار اقتصادی، شهرنشینی شامل فرایند انتقال فعالیت‌های کشاورزی به فعالیت‌های غیرکشاورزی و ارتقای ساختار صنعتی است. در ساختار اجتماعی، شهرنشینی شامل فرایند مهاجرت روستاییان به شهر و گسترش فرهنگ شهری، شیوة زندگی و گسترش ارزش های شهری به حومة شهرها می‌شود. در ساختار فضایی، شهرنشینی شامل فرایندهای گوناگون فاکتورها و فعالیت‌های صنعتی جمع‌آوری‌شده در مناطق شهری و توزیع مجدد است (ژو و همکاران[10]، 2012: 850). شهرنشینی عمدتاً مبتنی بر بهرهوری بالاتر است که ناشی از فعالیت‌های بخش صنعت، کشاورزی و خدمات است. فاکتور جذب[11]، مانند شغل بهتر یا فرصت درآمدی بالاتر، سبب می‌شود افراد از مناطق روستایی به مناطق شهری منتقل شوند (تولی و کریپالانی[12]، 1974: 68). به‌تازگی مطالعات متعدد نشان داده است سطح شهرنشینی با سطح تولید ناخالص داخلی، به‌ویژه اجزای آن، ارتباط نزدیکی دارد (هندرسون[13]، 2003: 49؛ فریدمن[14]، 2006: 447). مناطق شهری در کنترل اقتصاد ملی و افزایش در مقیاس و قدرت اقتصادی نقش تعیین‌کننده‌ای دارند (لین و یی[15]، 2011: 54؛ ژائو و همکاران[16]، 2003: 849). تمامی پدیده‌های اقتصادی در محدودة یک فضای جغرافیایی شکل می‌گیرند. مسائل اقتصادی دربردارندة سؤالات مربوط به اختصاص مکان برای یک فعالیت خاص و همچنین سؤالات جایگزین مربوط به غلبه بر فاصله‌های فضایی و جغرافیایی‌اند؛ برای مثال، تمامی کالاها و خدمات تولیدشده در مکان‌های بازاری مختلف داد و ستد می‌شوند. البته برای دست‌یابی به مکان مناسب برای بازار کالاها باید ازطریق فضا انتقال و تحویل داده شوند. به‌طور مشابه، فعالیت‌های خدماتی نیز در مکان‌های مشخصی انجام می‌شوند و اطلاعات لازم برای انجام این فعالیت‌ها باید ازطریق فضایابی جغرافیایی به دست آورده شود. در هریک از این موارد، هزینه‌های تحمیل‌شده در این مبادلات فضایی به‌خودی‌خود شرایط مربوط به قیمت و هزینه را در هریک از بازارها تعیین می‌کنند؛ بنابراین، به‌طور کلی عملکرد بازار به محیط جغرافیایی بستگی دارد. به همین شکل، عملکرد اقتصادی یک محدودة خاص به ماهیت و عملکرد بازارهای مختلف موجود در آن منطقه بستگی دارد. با آگاهی از این موضوع که جغرافیا نقش تعیین‌کننده‌ای در تعیین رفتار اقتصادی دارد، بسیاری از بحث‌های انجام‌شده دربارة عملکرد اقتصادهای محلی، شهری و منطقه‌ای، درحقیقت، سؤالاتی بنیادین دربارة ارتباط بین جغرافیا و اقتصاد در این مکان‌ها است. جغرافیا و اقتصاد به‌طور معمول مسائلی وابسته به یکدیگرند (چن و همکاران[17]، 2016: 336).
به‌طور کلی پذیرفته شده است که رشد اقتصادی موجب گسترش صنایع مدرن و افزایش جمعیت شهری می‌شود. شهرنشینی نیز تا حدی به رشد اقتصادی کمک می‌کند. برنامه‌های مختلف شهرنشینی شتابان و رشد سریع اقتصادی در بسیاری از کشورهای درحال توسعه آغاز شده است. سیاست‌هایی که شهرنشینی مثبت را دنبال می‌کنند، با هدف افزایش رشد اقتصادی، در کشورهای درحال توسعه به‌طور گسترده‌ای یافت می‌شوند (پاگ[18]، 1995: 384؛ بلوم و کانینگ[19]، 2008: 773). اصلی‌ترین ویژگی متمایز صنعتیشدن، انتقال نیروی کار از بخش کشاورزی به بخش صنعتی بود و در بیشتر کشورها، این امر ازطریق شهرنشینی صورت گرفت (لوئیس[20]، 1954: 141). شکاف گستردة درآمدی بین مناطق شهری و روستایی نیز به این روند شهرنشینی سرعت بخشید؛ اما به تدریج با افزایش مخارج زندگی شهری، سرعت شهرنشینی رو به کندی گذاشت (بایروچ[21]، 1988: 187)؛ با این حال، حتی اگر یک کشور شهرنشینی بالا و تولیدات مناسب شهری داشته باشد، میزان درخور توجهی از نیروی کار باید در مناطق روستایی باقی بمانند؛ مگر اینکه کشاورزی بتواند میزان بهرهوری لازم برای تغذیة جمعیت شهری را فراهم کند (متمد و همکاران[22]، 2014: 346). از لحاظ تاریخی نیز بهرهوری بالاتر بخش کشاورزی (تولید بیشتر با نیروی انسانی کمتر)، به تغییر شغل از کشاورزی و انتقال به بخش صنعتی و خدماتی مناطق شهری کمک کرده است. این امر به این معنی است که انقلاب صنعتی بدون رشد تولیدات و بهرهوری در بخش کشاورزی امکان‌پذیر نبوده است (پانل[23]، 2002: 1578). پانل (2002) بیان می‌کند بخش کشاورزی با عرضة مواد غذایی برای بخش‌های شهری، عرضة ارز خارجی حاصل از صادرات بخش کشاورزی، عرضة نیروی کار اضافی برای بخش صنعتی، تأمین پس‌انداز برای سرمایه‌گذاری صنعتی و تأمین بازار داخلی برای گسترش بخش صنعت به توسعه و تسهیل شهرنشینی کمک کرده است. به‌عبارتی دیگر، رشد بهرهوری بخش کشاورزی یک متغیر میانجی در بسیاری از مدل‌های رشد و شهرنشینی بوده است (گولین و همکاران[24]، 2002: 162).
رشد گستردة شهرنشینی در کشورهای درحال توسعه، باعث علاقه به مطالعة این مسئله شده است که چگونه ویژگی‌های صنعتیشدن و کشاورزی بر نرخ شهرنشینی تأثیر می‌گذارند. شواهد نظری و تجربی گسترده‌ای در زمینة اثر صنعتیشدن و بهرهوری بخش کشاورزی بر شهرنشینی وجود دارد (لی[25]، 2013: 9). آمارها نیز بیان‌کنندة رشد جمعیت شهرنشین در ایران از حدود 50% کل جمعیت در سال 1357 به حدود 74% در سال 1395 است (بانک مرکزی ایران، 1397). با توجه به رشد سریع شهرنشینی در ایران، مفهوم شهرنشینی و عوامل تعیین‌کنندة آن در توسعه و برنامه‌ریزی اقتصادی اهمیت اساسی دارد؛ کشاورزی، صنعتیشدن و شهرنشینی همیشه در مرکز بحث و تبادل نظر دربارة الگوهای پایدار بررسی‌شدة اقتصاد شهری در یک اقتصاد مدرن بوده‌اند. شناسایی عوامل مؤثر بر شهرنشینی به‌ویژه صنعتیشدن و کشاورزی در سیاست‌های صنعتی‌سازی و توسعة کشاورزی مهم و ضروری به نظر می‌رسد. با توجه به آنچه بیان شد، هدف این مطالعه بررسی اثر ارزش افزودة بخش‌های صنعتی، کشاورزی و خدمات بر شهرنشینی در استان‌های ایران طی دورة زمانی 1395-1383 با روش رگرسیون کوانتایل[26] است.
مروری بر وضعیت شهرنشینی در ایران
جمعیت در بسیاری از کشورها، بیشتر در یک مکان فضایی متمرکز است؛ برای مثال، شهرها تنها حدود 2% از مساحت ایالات متحده را اشغال می‌کنند، بقیة آن خالی از سکنه یا جمعیت‌های بسیار کمی در آن زندگی می‌کنند (بروکنر[27]، 2007: 6)؛ حتی در کشورهایی که فضاهای کاملاً آزاد مانند آمریکا ندارند، تمرکز فضایی جمعیت درخور توجه است؛ زیرا بیشتر زمین‌ها خالی از سکنه‌اند. ایران یکی از بالاترین نرخ‌های رشد شهرنشینی در جهان را دارد که بیشتر نتیجة مهاجرت داخلی از مناطق روستایی است. شهرنشینی انبوه بیشتر ناشی از سرمایه‌گذاری‌نکردن در مناطق روستایی است. همچنین، جنگ ایران و عراق به شهرنشینی سریع کمک کرد و مهاجرت هزاران نفر از مناطق روستایی به شهرهای بزرگ را سبب شد.
نمودار (1): روند نرخ شهرنشینی در ایران (درصد) (منبع: مرکز آمار ایران، 1398)
براساس برآوردهای جمعیتی بانک جهانی (2018)، برآورد شده است طی 10 سال آینده جمعیت شهرنشین ایران به حدود 80% کل جمعیت برسد که عاملی برای تشدید فشار بر زیرساخت‌های شهری، افزایش حاشیه‌نشینی، خدمات عمومی ضعیف و افزایش فقر در مناطق شهری می‌شود؛ ازجمله عوامل مؤثر در این امر، تمرکز جمعیت در شهرهای بزرگ، ادغام تعداد بسیار زیادی از نقاط روستایی اطراف شهرها به مجموعه شهرها و تبدیل برخی از نقاط روستایی به شهر، ایجادنکردن فرصت‌های شغلی و کمبود فرصت‌های تحصیلی در سطوح متوسطه و عالی در مناطق روستایی، گسترش فعالیت‌های خدماتی در مناطق شهری، ایجاد برخی از صنایع در حاشیة شهرها و جذب نیروی کار در مناطق روستای به بخش صنعت و خدمات در مناطق شهری است.
در شکل (2) پراکندگی جمعیت شهرنشین در ایران ارائه شده است.
شکل (1): پراکندگی جمعیت شهرنشین در ایران (منبع محاسبات تحقیق در GIS)
تحولات نرخ شهرنشینی و روستانشینی در ایران طی دورة 1395-1345 در شکل (2) نشان داده شده‌اند.
شکل (2): روند نرخ شهرنشینی و روستانشینی در ایران (درصد) (قرمز: نرخ روستانشین؛ آبی: نرخ شهرنشین)
جدول (1): نرخ شهرنشینی در استان‌های ایران (درصد از کل جمعیت)
|
1395 |
1390 |
1385 |
استان |
|
0/74 |
4/71 |
5/68 |
کل ایران |
|
9/71 |
02/69 |
7/66 |
آذربایجان شرقی |
|
4/65 |
7/62 |
0/60 |
آذربایجان غربی |
|
2/68 |
0/64 |
3/58 |
اردبیل |
|
0/88 |
4/85 |
3/83 |
اصفهان |
|
1/68 |
0/64 |
7/60 |
ایلام |
|
9/71 |
2/68 |
2/65 |
بوشهر |
|
9/93 |
8/92 |
8/91 |
تهران |
|
1/64 |
2/58 |
5/51 |
چهارمحال و بختیاری |
|
0/59 |
0/56 |
3/51 |
خراسان جنوبی |
|
1/73 |
9/71 |
1/68 |
خراسان رضوی |
|
1/56 |
5/51 |
4/48 |
خراسان شمالی |
|
5/75 |
0/71 |
2/67 |
خوزستان |
|
3/67 |
5/62 |
0/58 |
زنجان |
|
8/79 |
0/77 |
7/74 |
سمنان |
|
5/48 |
0/49 |
6/49 |
سیستان و بلوچستان |
|
1/70 |
6/67 |
2/61 |
فارس |
|
8/74 |
1/73 |
1/68 |
قزوین |
|
2/95 |
2/95 |
9/93 |
قم |
|
8/70 |
0/66 |
4/59 |
کردستان |
|
7/58 |
5/57 |
5/58 |
کرمان |
|
2/75 |
7/69 |
8/66 |
کرمانشاه |
|
7/55 |
6/52 |
6/47 |
کهگیلویه و بویراحمد |
|
3/53 |
0/51 |
2/49 |
گلستان |
|
3/63 |
3/60 |
9/53 |
گیلان |
|
5/64 |
3/61 |
4/59 |
لرستان |
|
8/57 |
7/54 |
2/53 |
مازندران |
|
9/76 |
9/73 |
0/69 |
مرکزی |
|
9/54 |
0/50 |
1/47 |
هرمزگان |
|
1/63 |
2/59 |
6/57 |
همدان |
|
3/85 |
8/89 |
7/79 |
یزد |
منبع: سالنامه آماری مرکز آمار ایران (1397)
تحولات نرخ شهرنشینی در ایران نشان می‌دهند نرخ شهرنشینی از حدود 5/68% در سال 1385 به حدود 74% در سال 1395 رسید. نرخ شهرنشینی در ایران در سال 1359 نخستین‌بار با جمعیت روستانشین برابر شده و پس از آن جمعیت شهرنشین، جمعیت غالب بوده است. در جدول (1) نرخ شهرنشینی در استان‌های ایران ارائه شده است.
جدول (1) نشان می‌دهد بالاترین نرخ شهرنشینی در ایران مربوط به استان‌های قم، تهران، اصفهان و یزد بوده است. بین استان‌های ایران، در سال 1395، قم بالاترین نرخ شهرنشینی را با حدود 2/95% و سپس تهران با 9/93% داشته است. طی همین سال، کمترین نرخ شهرنشینی در ایران نیز مربوط به استان‌های سیستان و بلوچستان و گلستان به‌ترتیب با 5/48% و 3/53% بوده است.
چارچوب نظری
شهرنشینی در دوران انقلاب صنعتی آغاز شد و به افزایش روزافزون مردمی اشاره می‌کند که در مناطق شهری زندگی می‌کنند. شهرنشینی نه‌تنها دربارة افزایش سادة تعداد ساکنین شهر است، شامل تغییر ساختار از روستا به سبک شهری ازنظر صنعت، اشتغال، شرایط زندگی و خدمات اجتماعی عمومی است (بروکنر[28]، 2012: 14). همچنین، شهرنشینی به فرایند گسترش در جمعیت و مقیاس شهری اشاره دارد و شامل تغییرات اقتصادی، اجتماعی و جغرافیایی است (وانگ و همکاران[29]، 2015: 6).شهرنشینی سریع یکی از برجسته‌ترین ویژگی‌های توسعة جهانی امروز است. به‌طور کلی، شهرنشینی را می‌توان یک انتقال فرایند از یک جهان غالب در روستا و فعالیت‌های کشاورزی به یک جهان غالب شهری و مبتنی بر فعالیت‌های غیرکشاورزی تعریف کرد (آواکسو[30]، 2009: 45). با توجه به جهت‌گیری آنها، دانشمندان علوم اجتماعی مختلف به توضیحات مختلف برای وجود شهرها اشاره می‌کنند؛ برای مثال، یک مورخ نظامی می‌تواند بگوید، در صورتی که جمعیت در شهرها (یا در داخل دیوارهای بلند) متمرکز نباشد، دفاع برابر تهاجم بسیار دشوار خواهد بود. یک جامعه‌شناس ممکن است بیان کند مردم دوست دارند به‌صورت اجتماعی تعامل داشته باشند و برای اینکه این کار را انجام دهند، باید به‌صورت فضایی در شهرها متمرکز شوند. در مقابل، توجیهات اقتصادی برای وجود شهرها، بر شغل و مکان اشتغال متمرکز است. اقتصاددانان استدلال می‌کنند نیروهای اقتصادی خاصی سبب می‌شوند اشتغال در فضا متمرکز شود. تمرکز فعالیت‌ها به تمرکز خانه‌های مردم در نزدیکی محل کارشان منجر می‌شود؛ نتیجه، یک شهر است (بروکنر، 2012: 19). به‌منظور دست‌یابی به درکی عمیق از مفهومی که شهرها و مناطق امروزی براساس آن پدیدار شده‌اند، بررسی رابطة بین صنعتیشدن و شهرنشینی ضروری است. شهرنشینی به‌طور گسترده‌ای با صنعتیشدن در ارتباط است؛ دلایل اقتصادی خوبی برای این رابطه وجود دارد که با هر دو مطالعات نظری و تجربی حمایت می‌شوند. شهرها نشان داده‌اند از تولیدات بالادستی و فعالیت‌های با رشد بسیار بالا حمایت می‌کنند؛ زیرا مناطق روستایی به‌دلیل ضعف زیرساخت‌ها، امکان فعالیت‌های اقتصادی و صنعتی گسترده را ندارد. همچنین، توسعه از بعد اقتصادی شامل تحولات ساختاری از یک اقتصاد مبتنی بر کشاورزی به یک صنعت مبتنی بر خدمات است. به نظر می‌رسد صنعتیشدن به‌نوبه‌خود، شهرنشینی را شامل می‌شود؛ زیرا اثرات خارجی در مقیاس تولید و خدمات باعث جذب گردشگران و کارگران به شهرها می‌شود (وانگ و همکاران[31]، 2015: 3).
اثر بخش کشاورزی بر شهرنشینی نیز از دو دیدگاه مختلف بررسی شده است. ماتسویاما[32] (1992) بیان می‌کند اگر اقتصاد یک سیستم تجاری بسته باشد، بهرهوری در تولید مواد غذایی و سایر تولیدات کشاورزی تأثیر مثبتی بر شهرنشینی دارد؛ اما اگر اقتصاد یک سیستم تجاری باز باشد، می‌تواند همیشه غذا را از بازارهای خارجی خریداری کند و به این ترتیب، اقتصادهای با درآمد کمتری در زمینة کشاورزی، مزیت نسبی اولیه (نه الزاماً مطلق) در صنایع دارند و ممکن است به محصولات کشاورزی وارداتی تکیه کنند تا صنعتی‌سازی و رشد سریع شهرنشینی. بنابراین، در اقتصادهای باز انتظار می‌رود افزایش ارزش افزودة بخش کشاورزی و به تبع آن، بهرهوری این بخش تأثیر منفی بر شهرنشینی داشته باشد. این موضوع توسط لی[33] و همکاران (2014) در شکل (3) نشان داده شده است.
شکل (3): اثر کشاورزی بر شهرنشینی (لی و همکاران، 2014)
شهرنشینی به‌طور گسترده‌ای با صنعتیشدن در ارتباط است؛ دلایل اقتصادی خوبی برای این رابطه وجود دارد که با هر دو مطالعات نظری و تجربی حمایت می‌شود. شهرها نشان داده‌اند که از تولیدات بالادستی و فعالیت‌های با رشد بسیار بالا حمایت می‌کنند؛ زیرا مناطق روستایی به‌دلیل ضعف زیرساخت‌ها، امکان فعالیت‌های اقتصادی و صنعتی گسترده را ندارد. همچنین، توسعه از بعد اقتصادی شامل تحولات ساختاری از یک اقتصاد مبتنی بر کشاورزی به یک صنعت مبتنی بر خدمات است.
دوره‌ای که طی آن رابطة بین شهرنشینی، صنعتیشدن و عملکرد اقتصادی در اوج خود بوده؛ دورة زمانی بین اواخر قرن نوزدهم و اوایل قرن بیستم میلادی است و این مطابق با همان دوره‌ای است که طی آن بسیاری از نویسندگان اندیشه‌آفرین و مشهوری مانند مارشال[34] (1890)، وبر[35] (1909)، کریستالر[36] (1933)، اوهلین[37] (1933) و هوور[38] (1937) مشاهدات پیشگامانة خود را انجام داده، تحلیل‌های خود را توسعه بخشیده و کتاب‌های معروف خود را منتشر کرده‌اند که براساس متون نگاشته‌شدة آنها بسیاری از مدل‌ها و روش‌های کنونی پایه‌گذاری شده است. در عین حال، سال‌های میانی قرن بیستم شاهد نوعی گسستگی و درنگ در بررسی رابطة بین شهرنشینی، صنعتیشدن و توسعة اقتصادی بود؛ بدان معنا که در اواسط سال‌های قرن بیستم مصادف با دورة شکل‌گیری جنبش ضد جهانی شدن[39] و همچنین در برخی از کشورها معادل با دورة ضد شهرنشینی[40] بود. از آن زمان به بعد، طی نیمة دوم قرن بیستم، بررسی رابطة بلندمدت بین صنعتیشدن، شهرنشینی و توسعة اقتصادی بار دیگر با شکلی متفاوت از گذشته، نسبت به الگوهای مشاهده‌شده در اوایل قرن بیستم دنبال شد. در نیمة دوم قرن بیستم رابطة گسترده و مثبت بین شهرنشینی، صنعتیشدن و توسعة اقتصادی عمدتاً بر تحلیل شرایط مربوط به کشورهای درحال توسعه تأکید داشت تا تجزیه و تحلیل کردن وضعیت کشورهای توسعه‌یافته (هال[41]، 1998: 143؛ گلاسر[42]، 2013: 23).
همچنین، افزایش نرخ شهرنشینی با مهاجرت از روستاها به شهرها به‌عنوان بخشی از فرایند توسعة اقتصادی مطرح شده است؛ به‌طوری‌که برخی اقتصاددانان، توسعة اقتصادی را معادل انتقال نیروی کار از بخش کشاورزی به صنعت در مناطق شهری تعریف کرده‌اند. تودارو[43] (1969) از نخستین نظریه‌پردازان اقتصادی است که در مدل توسعة خود روند انتقال نیروی کار از روستا به شهر و به‌طور ضمنی علل مهاجرت روستایی را بررسی کرده است. او معتقد است در جریان توسعة اقتصادی، همگام با رشد بخش صنعت، ایجاد اشتغال در بخش جدید سرعت پیدا می‌کند. به‌دلیل وجود بهرهوری بالاتر نیروی کار در بخش صنعت، دستمزد در شهرها بالاتر از روستاها قرار می‌گیرد و این دستمزد بالاتر انگیزة مهاجرت را به وجود می‌آورد. همچنین، در ادبیات اقتصادی نوین و در زمینة مهاجرت نیروی کار از روستا به شهر، گاهی بر تفاوت مخارج زندگی در مناطق شهری و روستایی تمرکز شده است. از دیدگاه اقتصادی، مهاجرت ناشی از تفاوت‌های درآمدی و هزینه‌ای بین مناطق شهری و روستایی است. درواقع، موقعیت نسبی خانوارها نسبت به یک گروه مرجع خاص و همچنین درآمد مطلق خانوارها، انگیزة اصلی برای مهاجرت محسوب می‌شود (استارک و بلوم[44]، 1985: 174). افزایش مخارج زندگی در مناطق شهری و همچنین نرخ تورم شهری، شکاف مخارج بین روستا و شهر را افزایش و انگیزه برای مهاجرت از شهر به روستا را کاهش می‌دهد (لیپتون[45]، 1980: 8).
پیشینة پژوهش
پیشینة خارجی
کالامکار[46] (2009) در مطالعه‌ای، اثر رشد کشاورزی بر شهرنشینی با رویکرد ARDL را برای دورة زمانی 2001-1901 در هند بررسی کرد. نتایج نشان دادند رشد ارزش افزودة بخش کشاورزی و تغییرات الگوی استفاده از زمین، سبب مهاجرت سنگین از روستا به شهر طی دورة 100 ساله شده است. به‌عبارتی، رشد بسیار زیاد جمعیت شهرنشین در سده اخیر در هند را تا حد زیادی به تحولات بخش کشاورزی و افزایش تولید و بهرهوری این بخش نسبت داده‌اند. میجرز و بروگر[47] (2009)، با معرفی مفاهیم کلان‌شهر و ساختار چند مرکزی در مطالعات شهری طی دورة زمانی 2005-1967، با استفاده ازرویکرد 3sls و 2sls برای کلان‌شهرهای ایالات متحده، ارتباط بین ساختار فضایی شهرها و بهرهوری نیروی کار را بررسی کردند. نتایج نشان دادند رشد بهره‌روی نیروی کار و افزایش تولید بخش کشاورزی، اثر مثبت و معنی‌داری بر تراکم شهری و شهرنشینی در ایالات متحده داشته است. لی و یو[48] (2010) با به‌کارگیری مفهوم اقتصاد متراکم، اثرات شهرنشینی و رقابت محلی بر بهرهوری نیروی کار در صنایع کارخانه‌ای کرة جنوبی طی دورة زمانی 2007-1997 را با رویکرد هندرسن[49] بررسی کردند. نتایج نشان دادند وقتی یک بنگاه تخصصی‌تر مکان‌یابی شود، تنوع شهری بیشتر می‌شود و قدرت رقابتی منطقه بالا می‌رود و هرچه یک بنگاه، متمرکز و با تکنولوژی پیشرفته‌تر باشد، بهرهوری نیروی کار، بیشتر و نرخ دستمزد نیز بیشتر خواهد شد. تفاوت دستمزد صنعتی با بهش کشاورزی نیز به جذب نیروی کار به مناطق شهری و افزایش شهرنشینی منجر خواهد شد. بروکنر[50] (2012) در مطالعه‌ای، اثر رشد اقتصادی و سهم بخش کشاورزی در GDP بر شهرنشینی در 41 کشور آفریقایی طی دورة 2006-1960 را با روش پانل دیتا بررسی کرد. نتایج این مطالعه نشان دادند در این کشورها نرخ شهرنشینی طی سال‌های بررسی‌شده افزایش چشمگیری داشته است. براساس سایر نتایج، اثر رشد اقتصادی و سهم بخش کشاورزی بر نرخ شهرنشینی در کشورهای مطالعه‌شده، باوجود مثبت‌بودن، از لحاظ آماری معنی‌دار نبوده است. کریستیان و مک‌کرد[51] (2016) در مطالعه‌ای، عوامل جغرافیایی مؤثر بر شهرنشینی در ایالت‌های چین طی دورة زمانی 2000-1990 را با اقتصادسنجی فضایی بررسی کردند. نتایج این مطالعه بیان‌کنندة وجود اثرات فضایی در نمونة مطالعه‌شده بوده است. همچنین براساس سایر نتایج این مطالعه، دوری و نزدیکی به ساحل و مساحت ایالت مهم‌ترین متغیرهای تعیین‌کنندة سطح شهرنشینی در ایالت‌های مطالعه‌شده بوده است. تریپسی و رانی[52] (2017)، اثر ارزش افزودة بخش کشاورزی بر شهرنشینی در هند طی دورة زمانی 2015-1981 را بررسی کردند. در این مطالعه برای تجزیه و تحلیل داده‌ها از روش پانل دیتا استفاده شده است. نتایج نشان دادند افزایش سهم کشاورزی در تولید ناخالص داخلی، مقدار زمین های کشت‌شده و افزایش اشتغال روستاییان در بخش کشاورزی تأثیر منفی و معنی‌داری بر شهرنشینی در هند داشته است. افزایش سطح سواد روستاییان نیز اثر مثبت و معنی‌داری بر شهرنشینی داشته است. همچنین براساس سایر نتایج این مطالعه، بهرهوری بخش کشاورزی بر شهرنشینی مثبت و معنی‌دار بوده است. گوان[53] و همکاران (2018) در مطالعه‌ای، استراتژی شهرسازی در چین را در قالب دستاوردها، چالش‌ها و بازتاب‌های آن ارزیابی کردند. در این مقاله به‌صورت اسنادی و مروری بر تحولات شهرنشینی با تلفیقی از تئوری‌های شهرنشینی، جریان شهرنشینی و تبعات و اثرات آن بررسی شده‌اند. براساس یافته‌های این مطالعه، دستاورد بزرگ شهرنشینی در چین این است که کشوری زیر سلطة هزاران سالة کشاورزی به پایان رسیده و یک کشور مبتنی بر نظام شهری جدید شکل گرفته است. زیرساخت‌های شهری کشور، شرایط زندگی و خدمات عمومی شهروندان شهری پیشرفت‌های زیادی کرده‌اند؛ اما این شهرنشینی با سرمایه‌گذاری، مصرف، انتشار دی‌اکسیدکربن و افزایش تراکم شهری همراه بوده است.
پیشینة داخلی
اکبری و همکاران (1385)، در مقاله‌ای با عنوان «تحلیل توزیع اندازة شهرها در سیستم شهری ایران با استفاده از مدل‌های رتبه - اندازه، قاعدة جیبرات و ضریب جینیفضایی، به تحلیل توزیع اندازة شهرها در سیستم شهری ایران برای سال‌های 1380-1335 اقدام کردند. نتایج حاصل از هر سه روش بالا سازگار با هم بوده‌اند و نابرابری توزیع اندازة شهرهای ایران را در طول زمان نشان می‌دهند. همچنین براساس سایر نتایج، روند نزولی ضریب رابطة رتبه - اندازه در طول زمان نشان‌دهندة افزایش تمرکز شهری است. برآورد رابطة رتبه - اندازه برای یک سوم شهرهای بزرگتر نشان داد این قاعده برای شهرهای بزرگتر سیستم شهری رد نمی‌شود. نصیری (1390)، با مطالعة نقش صنایع کوچک شهری بر توسعة شهری، بهرهوری عوامل تولید را متغیری تأثیرگذار در نظر گرفته است و با استفاده از روش اسنادی، داده‌های پرسش‌نامه‌ای و برداشت‌های میدانی، شاخص‌های بهرهوری کل عوامل تولید را در صنایع کوچک کارگاهی خرم‌دشت شهر بومن از توابع کلان‌شهر تهران طی سال‌های 1388-1386 محاسبه کرده و با استفاده از روش‌های آماری پارامتریک و ناپارامتریک، تأثیر آن بر شاخص‌های توسعة شهری را مطالعه کرده است. در این مطالعه برای تجزیه و تحلیل داده‌های بهرهوری صنایع از مدل کاب - داگلاس استفاده شده است. نتایج نشان دادند صرفه‌های مقیاس صنایع کوچک کارگاهی اثر مثبتی بر توسعة شهر بوهمن دارد. جعفری (۱۳۹۲)، عوامل مؤثر بر مهاجرت روستاییان و تأثیر بر تولید کشاورزی و تحلیلی بر عوامل مؤثر بر تمایل و انگیزه بر مهاجرت روستاییان به شهر را در روستاهای شهرستان مرودشت با استفاده از مدل لاجیت بررسی کرد. نتایج نشان دادند کاهش ضریب جینی، بهبود توزیع درآمد، افزایش مخارج دولتی در عمران روستاها، کاهش شکاف دستمزد میان شهر و روستا و همچنین سرمایه‌گذاری در بخش کشاورزی، به کاهش روند مهاجرت به شهرها منجر خواهند شد. همچنین، افزایش شاخص قیمت محصولات کشاورزی، افزایش نرخ باسوادی، رشد اقتصادی و افزایش سطح زیر کشت و افزایش بهرهوری نیروی کار، به کاهش مهاجرت از روستا به شهر منجر خواهند شد. بنی‌اسد و همکاران (۱۳۹۲) در مطالعه‌ای، عوامل اقتصادی مؤثر بر مهاجرت روستاییان در ایران را بررسی کردند. به‌منظور بررسی این رابطه از سیستم معادلات هم‌زمان استفاده شده است. دورة زمانی مطالعه نیز 1386-1353 بوده است. نتایج نشان دادند بهبود توزیع درآمد، افزایش مخارج دولتی در عمران روستاها، کاهش شکاف دستمزد میان شهر و روستا و همچنین سرمایه‌گذاری در بخش کشاورزی، به کاهش روند مهاجرت به شهرها منجر خواهد شد. همچنین، افزایش شاخص قیمت محصولات کشاورزی، افزایش نرخ باسوادی، رشد اقتصادی و افزایش سطح زیر کشت ازطریق اثرگذاری مثبت بر سرمایه‌گذاری کشاورزی، به کاهش مهاجرت از روستا به شهر منجر خواهند شد. مستوفی الممالکی و همکاران (۱۳۹۳)،الگوهای حرکتی مهاجرت‌های بین استانی و تعیین عوامل مؤثر بر آنها در ایران را بررسی کردند. این مطالعه برای فاصلة زمانی سرشماری سال‌های ۱۳۷۵ و ۱۳۸۵ انجام شد. نتایج پژوهش نشان دادند استان‌های تهران و خراسان رضوی به‌ترتیب نخستین و دومین مقصد مهاجران روستایی و شهری برای مهاجرت در داخل کشورند. عوامل جستجوی کار، جستجوی کار بهتر، انتقال شغلی، تحصیلات عالی و پیروی از خانوار، علل مهاجرت تعیین شدند. پایتختی اسکویی و طبقچی اکبری (1394)، رابطة بین نرخ باسوادی و مهاجرت در ایران را با روش حداقل مربعات معمولی پویا (DOLS) برای سال 1390 و با رویکرد مقطعی بررسی کردند. نتایج نشان دادند نرخ باسوادی و رشد اقتصادی اثرات منفی و معنی‌داری بر مهاجرت داشته‌اند؛ اما اثر نرخ بیکاری و نفوذ اینترنت بر مهاجرت مثبت و معنی‌دار بوده است.
مطالعات تجربی و نظری در زمینة شهرنشینی نشان می‌دهد در بیشتر مطالعات دو متغیر کلیدی کشاورزی و صنعتی‌شده از اصلی‌ترین توضیح‌دهنده‌های نرخ شهرنشینی بوده‌اند. عمده مطالعات نیز نشان داده است شهرنشینی در کشورهای درحال توسعه یک شهرنشینی ناقص بوده و روند انتقال جمعیت روستایی به مناطق شهری با سرعت بیشتری نسبت به کشورهای درحال توسعه انجام شده است. همچنین، مطالعات تجربی در بررسی اثر عوامل اقتصادی مؤثر بر متغیر شهرنشینی در ایران برای محقق یافت نشده است؛ اما برخی مطالعات در زمینة بررسی عوامل اقتصادی و انگیزشی در مهاجرت از روستا به شهر یا از شهر به شهر انجام شده است.
مدل پژوهش
در مطالعات اقتصادسنجی عموماً از روش‌های استاندارد (مانند حداقل مربعات معمولی[54]، متغیرهای ابزاری[55] و روش گشتاورهای تعمیم‌یافته[56]) استفاده شده است که میانگین تأثیر متغیرهای توضیحی را در کل توزیع متغیر وابسته توضیح می‌دهد. در این مطالعه نیز برای بررسی عوامل مؤثر بر نرخ شهرنشینی در استان‌های ایران از روش رگرسیون کوانتایل استفاده خواهد شد که نخستین‌بار کوینکر و باست[57] (1978) آن را معرفی کردند و در مطالعات بعدی توسعه دادند (کوینکر و ماچادو، 1999: 56؛ کوینکر و هالوک[58]، 2001: 34). این روش به تدریج به روشی جامع برای تجزیه و تحلیل آماری مدل‌های خطی و غیرخطی متغیر پاسخ، در زمینه‌های مختلف تبدیل شد. انگیزة اصلی به‌کارگیری رگرسیون کوانتایل این است که با نگاهی دقیق و جامع در ارزیابی متغیر پاسخ، مدلی ارائه شود تا امکان دخالت متغیرهای مستقل، هم در مرکز ثقل داده‌ها و هم در تمام قسمت‌های توزیع به‌ویژه در دنباله‌های ابتدایی و انتهایی فراهم شود. همچنین، این روش محدودیت مفروضات رگرسیون معمولی، واریانس ناهمسانی و حضور تأثیرگذار داده‌های پرت در برآورد ضرایب پدیدار را ندارد. این روش در مقایسه با رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS ) نسبت به داده‌های پرت و توزیع غیرنرمال قوی‌تر است و نیز برآورد اثر عوامل مؤثر در نقاط مختلف توزیع شهرنشینی را امکان‌پذیر می‌کند (کوینکر و هالوک، 2001: 45). برای برآورد عوامل مؤثر بر شهرنشینی نیز عمومـاً از روش‌های رگرسیونی مبتنی بر میانگین شرطی استفاده شده است؛ اما با توجه به آنکه ممکن اسـت واکـنش متغیرها در نرخ‌های بالا و پایین شهرنشینی، توزیع نامتقارن داشته باشد یا سرعت واکنش تغییر کند، روش‌هایی کـه تنهـا بـر میـانگین شرطی تمرکـز دارنـد ازنظر آماری ممکن است مناسب نباشند (پاول[59]، 2013: 827). این کار با برازش الگـوی رگرسیونی متعدد بر یک مجموعه داده‌ها به‌ازای کوانتایل‌های مختلف انجام خواهد گرفت. رگرسیون کوانتایل در این مطالعه را می‌توان به‌صورت رابطة (1) نشان داد:
|
(1) |
در رابطة (1)، کوانتایل شرطی[60] جمعیت شهرنشین و شامل اطلاعات مورد نظر در زمان t است. برخلاف روش OLS که بر مینیمم‌کردن مجموع مجذرو باقیمانده‌ها استوار است، در روش کوانتایل از مینیمم‌کردن مجموع قدر مطلق باقیمانده‌های موزون برای برآورد پارامترهای مدل استفاده می‌شود (کوینکر و ماچادو، 1999: 1299) که به آن روش حداقل قدر مطلق انحرافات[61] (LAD) نیز گفته می‌شود. در رگرسیون بالا، Agri ارزش افزودة بخش کشاورزی؛ Ind ارزش افزودة بخش صنعت؛ Agri ارزش افزودة بخش کشاورزی؛ C1 هزینة کل خانوار شهری؛ C2 هزینة کل خانوار روستایی و Infu نیز نرخ تورم مناطق شهری است. نمونة بررسی‌شده در این مطالعه نیز شامل 31 استان ایران طی دورة زمانی 1395-1383 است. داده‌های لازم برای این مطالعه نیز از مرکز آمار ایران گردآوری شده است.
نتایج آزمون‌های پایایی
به‌کارگیری روش‌های آماری و اقتصادسنجی در برآورد ضریب الگو بر این فرض استوار است که متغیرهای الگو ایستا[62] هستند. یک متغیر سری زمانی، وقتی ایستا است که میانگین، واریانس و کوواریانس آن در طول زمان ثابت باقی بماند. اگر متغیرهای سری زمانی استفاده‌شده در برآورد ضرایب الگو ناایستا[63] باشند، با وجود اینکه ممکن است رابطة معنی‌داری بین متغیرهای الگو وجود نداشته باشد، امکان دارد ضریب تعیین R2 رگرسیون بسیار بالا باشد. این امر موجب می‌شود پژوهشگر دربارة میزان ارتباط بین متغیرها استنباط غلطی داشته باشد. علاوه بر آن، وجود متغیرهای ناایستا در الگو سبب می‌شود آزمون‌های t وF معمول نیز اعتبار لازم را نداشته باشند. در چنین شرایطی، کمیت‌های بحرانی ارائه‌شده با توزیع‌های t وF ،کمیت‌های بحرانی صحیحی برای انجام آزمون نیستند (نوفرستی، 1395).
در این مطالعه از آزمون لین و لوین (LL) برای بررسی ایستایی استفاده شده است. لین و لوین (LL) نشان دادند در داده‌های ترکیبی، استفاده از آزمون ریشه واحد مربوط به این داده‌ها، قدرت بیشتری نسبت به استفاده از آزمون ریشه واحد برای هر مقطع به‌صورت جداگانه دارد. وو[64] (1996) نشان داد به‌کارگیری آزمون‌های ریشه واحد متداول مانند آزمون دیکی - فولر، آزمون دیکی - فولر پیشرفته و آزمون فیلیپس- پرون در داده‌های ترکیبی، قدرت آماری پایینی نسبت به آزمون های ریشه واحد مختص داده‌های ترکیبی دارند؛ ازاین‌رو در این مطالعه، از آزمون لین و لوین (LL) که برای بررسی ایستایی در داده‌های ترکیبی معرفی شده است، برای بررسی ایستایی متغیرها استفاده می‌شود. فرضیة H0 آزمون نشان‌دهندة وجود ریشة واحد برای هر متغیر است؛ چنانچه P-Value محاسبه‌شده کمتر از پنج درصد باشد، فرضیة وجود ریشه واحد برای آن متغیر رد می‌شود. نتایج آزمون ایستایی متغیرها در جدول (2) نشان داده شده‌اند.
جدول (2): نتایج آزمون ایستایی
|
متغیر |
آماره |
Prob |
ایستا / ناایستا |
نتیجه |
|
Urb |
74/3- |
000/0 |
ایستا |
I(0) |
|
IND |
28/5- |
000/0 |
ایستا |
I(0) |
|
AGRI |
19/4- |
000/0 |
ایستا |
I(0) |
|
SER |
31/4- |
000/0 |
ایستا |
I(0) |
|
C1 |
55/4- |
000/0 |
ایستا |
I(0) |
|
C2 |
92/1- |
02/0 |
ایستا |
I(0) |
|
INFU |
43/14- |
000/0 |
ایستا |
I(0) |
منبع: نتایج تحقیق
براساس نتایج جدول (2)، فرض صفر آزمون ایستایی برای متغیرهای پژوهش رد شده است؛ بنابراین، گفتنی است متغیرهای الگو ایستا هستند.
نتایج آزمون‌های تشخیصی[65]
با توجه به ویژگی داده‌های به کار رفته که شامل اطلاعات سری زمانی و داده‌های مقطعی است، در بسیاری از مطالعات انجام‌شده در زمینة اقتصاد نیز از مجموعه داده‌های پانل‌شده برای بررسی استفاده شده است. استفاده از این رهیافت مزیت‌های متعددی دارد. این تکنیک به ما امکان می‌دهد اثر متغیرهای حذف‌شده که در طول زمان تداوم دارند را در رگرسیون وارد کنیم. در چارچوب روش داده‌های پانل‌شده می‌توان اثرات غیرقابل مشاهدة ناهمگن را از رگرسیون حذف کرد. یکی از سؤالاتی که براساس این روش باید به آن پاسخ داده شود، نوع مدل انتخاب‌شده است. برای آزمون صحت و قوت مدل‌های مختلف از آزمون‌های متعددی استفاده می‌شود. رایج‌ترین این آزمون‌ها، آزمون‌های چاو و هاسمن است. از آزمون چاو برای انتخاب بین روش حداقل مربعات تجمیع و روش پانل استفاده می‌شود. در این آزمون فرضیة H0 نشان‌دهندة استفاده از روش داده‌های تلفیقی (Pooled) و فرضیة H1 نشان‌دهندة رویکرد اثر ثابت (Panel) است. رویکرد اثر ثابت زمانی پذیرفتنی است که تفاوت بین مقاطع را بتوان با جملات عرض از مبدأ توضیح داد؛ اما روش حداقل مربعات تجمیع‌شده از حالت وجود عرض از مبدأهای مشابه استفاده می‌کند (بالتاجی[66]، 2005: 187). در صورت ردشدن فرضیةH0 ، از آزمون هاسمن برای انتخاب مدل مناسب استفاده می‌شود. اساس آزمون هاسمن بر پایة وجود داشتن یا نداشتن ارتباط خطای رگرسیون تخمین زده شده و متغیرهای مستقلِ مدل شکل گرفته است. اگر این ارتباط وجود داشته باشد، مدل اثر ثابت و اگر این ارتباط وجود نداشته باشد، مدل اثر تصادفی کاربرد خواهد داشت. در این آزمون فرضیة H0 نشان‌دهندة ارتباط‌نداشتن متغیرهای مستقل و خطای تخمین و فرضیة H1 نشان‌دهندة وجود ارتباط است. برای برآورد مدل ابتدا با استفاده از آزمون‌های تشخیصی (چاو و هاسمن) نوع مدل انتخاب می‌شود. برای آزمون چاو، ابتدا مدل اثر ثابت زمانی تخمین زده شده است و سپس آزمون چاو انجام می‌شود. فرضیات این آزمون عبارت‌اند از:
|
|
با فرض نرمال‌بودن توزیع جملات اخلال بالتاجی[67] (2005)، آمارة لازم برای انجام این آزمون را به شرح زیر معرفی می‌کند:
|
|
که در آن، RRSS مجموع مربعات پسماندهای مقید حاصل از روش حداقل مربعات معمولی و URSS مجموع مربعات پسماندهای غیرمقید حاصل از روش حداقل مربعات با متغیر موهومی‌اند (بالتاجی، 2005: 172). نتایج بیان‌کنندة رد فرضیة صفر و تأیید داده‌های ترکیبی در برابر داده‌های تلفیقی است. اگر در آزمون چاو تشخیص داده شود که می‌توان برای تمام مقاطع یا زمان‌ها در مطالعه، عرض از مبدأهای جداگانه در نظر گرفت، باید به آزمون انتخاب بین تخمین با اثرات تصادفی گروهی یا زمانی نیز مبادرت ورزید. فرض اصلی در الگوی اثرات ثابت این است که جزء خطا می‌تواند با متغیرهای توضیحی همبسته باشد؛ درحالی‌که در الگوی اثرات تصادفی فرض می‌شود همبستگی بین جزء خطا با متغیرهای توضیحی وجود ندارد. برای انجام آزمون هاسمن ابتدا مدل به‌صورت اثر تصادفی تخمین زده و سپس آزمون هاسمن انجام می‌شود.
نتایج آزمون هاسمن نیز نشان‌دهندة تأیید اثرات ثابت در برابر اثرات تصادفی است. نتایج برآورد مدل در جدول (3) به روش اثرات ثابت ارائه شده‌اند.
جدول (4): نتایج برآورد مدل با اثرات ثابت
|
متغیر مستقل |
مقدار ضریب |
آمارة T |
احتمال |
||
|
C |
363/0 |
27/13 |
00/0 |
||
|
AGRI |
0143/0 |
001/5 |
00/0 |
||
|
IND |
0422/0 |
04/2 |
041/0 |
||
|
SER |
0144/0 |
25/3 |
001/0 |
||
|
C1 |
0105/0- |
71/1- |
087/0 |
||
|
C2 |
0165/0 |
43/3 |
000/0 |
||
|
INFU |
0092/0- |
98/2- |
001/0 |
|
|
|
برازش مدل |
Prob(F-Statistic)= 000/0 R2 = 99/0 |
|
|||
|
آزمون چاو |
احتمال (00/0) |
|
|||
|
آزمون هاسمن |
احتمال (00/0) |
|
|||
نتایج نشان می‌دهند مدل برآوردی ازنظر شاخص‌های آماری در وضعیت آماری مناسبی قرار دارد. آمارة F بیان‌کنندة معناداری کل رگرسیون است. به عبارتی، این فرضیه رد می‌شود که ضرایب متغیرهای مستقل مدل می‌توانند صفر باشند و کل رگرسیون معنی‌دار است. در ادامه، نتایج برآورد رگرسیون کوانتایل نیز در جدول (5) ارائه شده‌اند.
جدول (5): نتایج برآورد رگرسیون کوانتایل
|
متغیر |
Q20 |
Q40 |
Q50 |
Q60 |
Q80 |
|
C |
597/0 (27/2) |
504/0 (92/1) |
526/0 (20/2) |
516/0 (08/2) |
046/1 (56/3) |
|
AGRI |
123/0 (23/9) |
111/0 (94/8) |
111/0 (20/9) |
113/0 (42/8) |
168/0 (80/7) |
|
IND |
0172/0 (73/10) |
0161/0 (98/2) |
0097/0 (18/9) |
0091/0 (32/5) |
0206/0 (55/2) |
|
SER |
127/0 (16/14) |
116/0 (94/11) |
119/0 (62/12) |
119/0 (56/11) |
138/0 (12/5) |
|
C1 |
289/0- (03/8) |
210/0- (26/10) |
198/0- (35/30) |
214/0- (35/30) |
247/0- (32/36) |
|
C2 |
267/0 (43/8) |
200/0 (01/4) |
187/0 (95/3) |
206/0 (001/4) |
235/0 (15/4) |
|
INFU |
000643/0- (49/8) |
00011/0- (67/6) |
00011/0- (06/9) |
00011/0- (90/9) |
00021/0- (92/11) |
منبع: نتایج تحقیق (اعداد داخل پرانتز بیان‌کنندة آمارة t است).
نتایج برآورد نشان می‌دهند اثر ارزش افزودة بخش کشاورزی بر شهرنشینی در ایران مثبت و معنی‌دار بوده است. این اثر در نرخ‌های بالای شهرنشینی با توجه به کوانتایل‌های بالای شهرنشینی تقویت نیز شده است. با افزایش ارزش افزودة بخش کشاورزی و به تبع آن، افزایش بهرهوری بخش کشاورزی، بخشی از نیروی کار در بخش کشاورزی آزاد شده است و جذب مناطق شهری برای کار در صنایع و بخش‌های خدماتی می‌شود. اثر ارزش افزودة بخش خدمات و صنعت نیز این موضوع را تقویت می‌کند. بخش صنعت و بخش خدمات در نرخ‌های بالای شهرنشینی اثرات قوی‌تری بر شهرنشینی داشته‌اند که بیان می‌کنند بخش بزرگی از نیروی کار آزادشده از بخش کشاورزی در مناطق روستایی، جذب صنایع و بخش خدمات شده است. براساس سایر نتایج، تأثیر نرخ تورم مناطق شهری تأثیر منفی بر نرخ شهرنشینی داشته است. این اثرات در نرخ‌های بالای شهرنشینی تقویت شده است؛ اما اثرات آن نسبت به سایر متغیرهای تحقیق کمتر بوده است. افزایش تورم در مناطق شهری سبب افزایش هزینه‌های زندگی در شهر نسبت به روستا و اثر معکوسی بر نرخ شهرنشینی دارد. همچنین، افزایش هزینه‌های کل خانوارهای شهری اثر منفی بر جمعیت شهرنشین داشته است که این در نرخ‌های بالای جمعیت شهرنشین، قوی‌تر بوده است. به عبارتی، در نرخ‌های بالای شهرنشینی نسبت به نرخ‌های پایین شهرنشینی، اثرات منفی هزینه‌های کل خانوار شهری بر جمعیت شهرنشین، قوی‌تر بوده است. همچنین، اثر هزینه‌های کل خانوارهای روستایی بر شهرنشینی مثبت و معنی‌دار بوده است؛ اما این اثر به مرور کاهش یافته است.
در ادامه، برای بررسی تقارن کوانتایل‌های مدنظر از آزمون نیووی و پاول[68] (1987) استفاده شده است. نتایج آزمون تقارن در جدول (7) ارائه شده‌اند.
جدول (7): نتایج تقارن برای کوانتایل‌های بررسی‌شده
|
آزمون تقارن بین کوانتایل‌ها |
صنعتیشدن |
ارزش افزودة کشاورزی |
ارزش افزودة بخش خدمات |
|
احتمال |
احتمال |
احتمال |
|
|
9/0-1/0 |
271/0 |
289/0 |
086/0 |
|
8/0-2/0 |
306/0 |
465/0 |
069/0 |
|
7/0-3/0 |
198/0 |
365/0 |
142/0 |
|
6/0-4/0 |
241/0 |
654/0 |
164/0 |
منبع: نتایج تحقیق
با توجه به مقدار احتمال آمارة محاسباتی، در کوانتایل‌های بررسی‌شده برای صنعتیشدن، ارزش افزودة بخش کشاورزی و همچنین خدمات، فرضیة صفر مبنی بر تقارن نتایج تأیید شده است؛ به عبارتی، با افزایش جمعیت شهرنشین، اثر متغیرهای صنعتیشدن، ارزش افزودة بخش کشاورزی و خدمات افزایش یافته است.
نتیجه‌گیری و پیشنهادات
شهرنشینی مزایای بسیاری ازنظر رشد و صرفه های اقتصادی دارد. صرفه‌های اقتصادی ناشی از شهرنشینی، صرفه‌های ناشی از تجمعی‌اند که به بنگاه‌های حاضر در بخش‌های مختلف اقتصادی تعلق می‌گیرند. اقتصاد شهرها بیشتر حول یک کارخانه یا گروهی از کارخانه‌های بسیار بزرگ شکل گرفته است که هرکدام از آنها بازدهی نسبت به مقیاس داخلی دارند. پیرامون این کارخانه‌ها، بنگاه‌های عرضه‌کنندة بسیاری وجود دارند و مجموعه بنگاه‌های مشتری و عرضه‌کننده به صرفه‌های اقتصادی ناشی از بومی‌سازی دست می‌یابند. مفهوم شهرنشینی و عوامل تعیین‌کنندة آن در توسعه و برنامه‌ریزی اقتصادی اهمیت اساسی دارند. شهرنشینی به‌طور جدایی‌ناپذیر با صنعتیشدن و نوسازی ارتباط دارد. با توجه به گسترش حاشیه‌نشینی در اطراف شهرهای بزرگ و تبعات منفی ناشی از آن، شناسایی عوامل مؤثر بر شهرنشینی به‌ویژه صنعتیشدن، خدمات و کشاورزی در سیاست‌های صنعتی‌سازی و توسعة کشاورزی و جلوگیری از مهاجرت بی‌رویه به مناطق شهری مهم و ضروری است؛ ازاین‌رو در این مطالعه، اثر صنعتیشدن و کشاورزی بر شهرنشینی در استان‌های ایران طی دورة 1395-1383 بررسی شد. نتایج نشان دادند ارزش افزودة بخش کشاورزی، خدمات و صنعت اثر مثبت بر نرخ شهرنشینی داشته است. همچنین، اثر هزینه‌های کل خوراکی در مناطق شهری و تورم مناطق شهری اثر منفی بر شهرنشینی داشته‌اند. هزینه‌های خوراکی مناطق روستایی نیز اثر مثبت بر نرخ شهرنشینی داشته‌اند. پیشنهادات زیر می‌تواند با توجه به نتایج آماری بحث شود. شایان ذکر است در ابتدا در روند افزایش شهرنشینی، سهم بخش کشاورزی به وضوح کاهش خواهد یافت؛ اما گفتنی است بهرهوری کشاورزی باید افزایش یابد تا عرضة دانه‌های غذایی به شهروندان شهری تأمین شود. برای افزایش بهرهوری، استفاده از فناوری‌های پیشرفتة کشاورزی برای محصولات اصلی (مانند برنج، گندم و دانه‌های روغنی) ضروری است. این موضوع را می‌توان با افزایش مخارج دولت در کشاورزی و افزایش تحقیقات در زمینة کشاورزی انجام داد. این کار نه‌تنها بهرهوری کشاورزی را افزایش خواهد داد، نیروی کار اضافی در بخش کشاورزی را نیز آزاد می‌کند و مهاجرت از روستا به شهر و همچنین شهرنشینی را تسهیل می‌کند. البته هم‌زمان با گسترش بخش کشاورزی، افزایش و گسترش صنایع تولیدی برای جذب نیروی کار اضافی آزادشده از بخش کشاورزی برای توسعة شهرنشینی و پیشگیری از حاشیه‌نشینی مهم است. این موضوع نشان می‌دهد اقتصاد ایران به یک شهرنشینی برنامه‌ریزی‌شده همراه با سیاست توسعة قوی بخش کشاورزی و صنعتی برای توسعة کلی شهرنشینی در ایران نیازمند است. همچنین، بهبود بهرهوری فناوری نیروی کار و کیفیت محیط کسب‌وکار در مناطق روستایی، صنعتیشدن روستایی را به جایگزینی واقعی برای شهرنشینی تبدیل می‌کند. بنگاه‌های مستقر در مناطق شهری از دسترسی بهتری به بازارهای جهانی و منطقه‌ای برخوردارند و یک مزیت رقابتی قوی محسوب می‌شوند؛ با وجود این، صنعتیشدن در مناطق روستایی ناشی از اتخاذ فناوری و شیوه‌های تجاری همراه با آموزش بهتر کشاورزان باید به بنگاه‌های روستایی اجازه دهد بازارهای داخلی خود را تأمین کنند. این موضوع نیز شکاف بین روستا و شهر را کاهش می‌دهد.
[1] Industrialization
[2] Urbanization
[3] Globalization
[4] Chen
[5] United Nations Population Division
[6] World Bank
[7] Fang et al
[8] United Nations
[9] Bi et al
[10] Zhu
[11] Pull Factor
[12] Tolley and Kripalani
[13] Henderson
[14] Freidman
[15] Lin and Yi
[16] Zhao et al
[17] Chen et al
[18] Pugh
[19] Bloom and Canning
[20] Lewis
[21] Bairoch
[22] Motamed et al
[23] Pannell
[24] Gollin et al
[25] Li
[26] Quantile Regression
[27] Brueckner
[28] Bruckner
[29] Wang
[30] Awokuse
[31] Wang
[32] Matsuyama
[33] Li
[34] Marshall
[35] Weber
[36] Christaller
[37] Ohlin
[38] Hoover
[39] Unit- Globalization
[40] Unti- Urbanization
[41] Hall
[42] Glaeser
[43] Todaro
[44] Stark and Bloom
[45] Lipton
[46] Kalamkar
[47] Majers and Broger
[48] Lee and Yu
[49] Henderson
[50] Bruckner
[51] Christensena and McCord
[52] Tripathi and Rani
[53] Guan
[54] Ordinary Least Squares
[55] Instrumental Variables
[56] Generalized Method of Moments
[57] Koenker and Bassett
[58] Koenker and Hallock
[59] Powell
[60] Conditional Quantile
[61] Least Absolute Deviations
[62] Stationary
[63] Non- stationary
[64] Wu
[65] Diagnostic Test
[66] Baltagi
[67] Baltagi
[68] Newey and Powel
)