نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسنده
استادیار، گروه توسعۀ اقتصادی و برنامهریزی، دانشکدۀ علوم اقتصادی، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسنده [English]
The municipal budget deficit leads to the pressure to provide resources from unsustainable methods. Budget settlement reports of municipalities in Iran indicate that their budget deficits are mainly financed by ‘excess building density tolls’, ‘revenues from land use change’, ‘selling properties’, ‘parking removal tolls’, and ‘loans’, which are unsustainable sources in the sense that they destroy the living resources which belong to future generations. The most important factors influencing these sources are: ‘land price’, ‘regional GDP per capita’, ‘the number of issued building permits, and ‘inflation’. In this study, we have used the FGLS method to evaluate the effects of the variables mentioned above on the budget deficits of municipalities in Tehran, Tabriz, Ahwaz, Shiraz, Qom, Mashhad, Karaj, and Rasht during 1390-1397. Our findings in both methods indicate that land price and the number of issued building permits positively affect municipal budget deficits, while regional GDP per capita and inflation negatively affect them. According to this result, the municipal budget deficit is counter-cyclical. Thus, during recessions, policymakers are required to take some measures to prevent municipal budget deficits from growing.
کلیدواژهها [English]
مقدمه
بودجه برنامۀ مالی سالانه است که اولویتهای عملیاتی و توسعهای را برای سال مالی تعریف و شیوۀ تأمین سرمایۀ برنامهها را تشریح میکند. فرآیند بودجهریزی برای مشخص کردن اولویتهای هزینههای شهر و شناسایی منابع مورد نیاز برای تحقق برنامهریزی بسیار مهم است (وتکویچ و کوپانی، 1397، ص. 156). همچنین، بودجهها ابزارهایی برای کنترل مالی بخشهای مختلف دولت محلی هستند (همان، ص. 158). تراز بودجه از دو بخش اصلی منابع (شامل درآمدها، واگذاری داراییهای سرمایهای و واگذاری داراییهای مالی) و مصارف (هزینهها، تملک داراییهای سرمایهای و تملک داراییهای مالی) تشکیل شده است. بر این مبنا، در یک تعریف ساده، کسری بودجه عبارت است از مازاد مصارف بر منابع که ممکن است به دلیل افزایش پیشبینینشدۀ مصارف یا عدم تحقق منابع پیشبینیشده رخ دهد. اهمیت محاسبۀ کسری بودجه در جلوگیری از رشد برنامهریزینشدۀ بدهی و ورشکستگی مالی شهرداریها یا استفادۀ نامتعارف از ذخایر سرمایهای در دست سیاستگذار است؛ این در حالی است که اگر کسری بودجه مبنای محاسبات در بودجهریزی قرار گیرد، میتوان از بحرانهای آتی جلوگیری کرد (جعفری شهرستانی و همکاران، 1401).
برخلاف تصور عمومی مبنی بر وجود تعریفی واضح و روشن از کسری بودجه، تعاریفی متفاوت برای کسری بودجه وجود دارند و عدم انعکاس تصویر واضح از این مفهوم به انباشت بدهی و ناپایداری مالی منجر خواهد شد. برخی از مهمترین مشکلات عدم برآورد کسری بودجه و متغیرهای تأثیرگذار بر آن عبارتاند از (جهاندیده، 1399):
- از آنجا که شاخص کسری بودجه معمولاً برای تخمین ریسک بروز بحرانهای مالی، ارزیابی پایداری سیاستهای هزینهای و سیاستهای مالیاتی و تأثیر آنها بر سایر بخشهای اقتصادی استفاده میشود، تعریف اشتباه آن به عدم انعکاس تصویر صحیح از ریسکهای مالی پیشرو شهرداری منجر میشود.
- عدم انعکاس تصویر روشن از کسری بودجه به انباشت بدهی در خارج ترازنامه و صورت منابع و مصارف منجر میشود و در یک لحظه که ترازنامههای بیرونی دیگر انباشت بدهی را نپذیرند، این فرآیند متوقف میشود و ریسک زیادی را به بودجۀ شهرداری وارد میکند. نمونهای از این ریسک در شهرداری تهران انباشت بدهی به بانک شهر تا زمانی بود که بانک شهر ریسک این افزایش بدهی را میپذیرفت؛ اما در نهایت، با عدم پذیرش آن، تأمین مالی شهرداری از بانک شهر بهشدت کاهش یافت و سرعت پیشرفت پروژههای عمرانی کم شد.
- عدم افشای کامل چگونگی هزینهکرد و تأمین مالی آن در زمان تدوین و تصویب لایحۀ بودجه موجب تضعیف نهاد سیاستگذار (شورای اسلامی شهر) و افزایش امکان انحراف متولی اجرای بودجه به سمت هزینههای با بهرهوری کمتر میشود.
- عدم گزارشگری جامع و صحیح از اطلاعات مالی شهرداری موجب میشود فرایند بودجهریزی که با هدف تخصیص بهینه و کنترل درآمدها و هزینهها انجام میشود، مختل و بخشی از عملیات مالی شهرداری از این کنترل و تخصیص بهینه مستثنی شود. همچنین، عدم نظارت بر بخشی از فعالیتهای مالی ممکن است به استفادۀ غیرکارا از منابع و ایجاد کسریهای بزرگ و ناگهانی منجر شود.
با توجه به مشکلات گفتهشده، لازم است مبانی و نحوۀ محاسبۀ کسری بودجه بیش از پیش مورد توجه قرار گیرد.
در این مقاله، ابتدا تعریفی از کسری بودجه بر مبنای پایداری منابع ارائه میشود. سپس، بر اساس منابع عمدۀ درآمدی شهرداریها، مدلی برای سنجش میزان اثرگذاری عوامل مؤثر بر کسری بودجۀ شهرداریها ارائه و با استفاده از دادههای تابلویی، به روش حداقل مربعات تعمیمیافتۀ امکانپذیر، تخمین زده میشود و در نهایت، جمعبندی و پیشنهادهای مربوط ارائه خواهند شد.
گفتنی است، این مقاله نخستین مقالۀ پژوهشی از نوع خود است و تا پیش از این، هیچ پژوهشی با استفاده از ابزارهای اقتصادسنجی در حوزۀ شهرداریها در ایران انجام نشده است.
پیشینۀ پژوهش
در حوزۀ شهرداریها، در رابطه با کسری بودجه فقط یک مطالعۀ علمی به صورت مقاله منتشر شده است:
جعفری شهرستانی و همکاران (1401) در مقالهای به روش کمی و با استفاده از دادههای کتابخانهای، از طریق مقایسۀ ساختار بودجۀ دولت و شهرداریها، سه روش را برای محاسبۀ کسری بودجۀ شهرداریها پیشنهاد کردند و ضمن محاسبۀ آن برای شهرداریهای کلانشهرهای تهران، مشهد، شیراز و رشت در دورۀ 1397-1390، پیشنهاد کردند برای برطرف کردن کسری بودجه، علاوه بر لزوم تعریف ردیفهای جدید، افزایش پایه و نرخ عوارض ردیفهای درآمد پایدار فعلی و همچنین، استقرار سیستم بهای تمامشده برای کاهش از سطح هزینهها، ضروری است تعیین سقف تأمین مالی از طریق استقراض و تعیین سقف برای تراز کلی بدون واگذاری داراییهای سرمایهای ناپایدار در دستور کار نهادهای نظارتکننده بر امور شهرداریها قرار گیرد.
همچنین، برخی از مطالعههای انجامشده در حوزۀ منابع مالی شهرداریها بنا به فراخور موضوع قابل بهرهبرداری هستند:
دانشجعفری و همکاران (1393) در مطالعهای به روش کمّی و پیمایشی - مقطعی با هدف شناسایی منابع مالی و درآمدی پایدار شهرداریها، نشان دادهاند پایدارترین درآمد قابل استفاده در تهران مالیات انتقالی از دولت به شهرداری چه در قالب مالیات بر ارزشافزوده و چه به صورت انتقال درصدی از مالیات ملی است. دریافت بهای خدمات و انواع عوارض محلی نیز سایر منابع درآمدی پایدار قابل استفاده هستند.
اصول مالیۀ عمومی محلی معیارهایی مهم را برای ارزیابی عملکرد مالی شهرداریها به دست میدهند. این اصول عبارتاند از: کارایی اقتصادی در تخصیص منابع، عادلانه بودن بهای خدمات و عوارض محلی، پاسخگویی شهرداری به مردم، کفایت و ثبات منبع درآمدی، رعایت استقلال حکومت محلی در تعیین نرخها و پایههای عوارض محلی و بهای خدمات، سهولت و هزینۀ کم تشخیص و وصول درآمدها (هادی زنوز، 1397).
حسنزاده و خسروشاهی (1388) در مقالۀ «الگوی تأمین مالی کارآمد برای شهرداریهای کلانشهرها» الگویی را برای تأمین مالی شهرداریها پیشنهاد کردند که شامل مالیات محلی بر زمینها و مستغلات (عوارض نوسازی، عوارض سطح شهر، عوارض بر پروانههای ساختمانی، عوارض مازاد تراکم، عوارض بر جداسازی زمینها و ساختمانها، عوارض بر زمینها و املاک رهاشدۀ شهر و ...)، بهای کالاها و خدمات، کمکهای بلاعوض دولت، وام و استقراض، اعانات و کمکهای اشخاص حقیقی و حقوقی و درآمدهای اتفاقی است. همچنین، نتایج این مقاله نشان میدهد شهرداری برای اصلاح نظام تأمین مالی خود باید با توجه به پایداری نسبتاً کامل عوارض نوسازی و کارآمدی آن، این عوارض را به عنوان اصلیترین مالیات محلی برای تأمین هزینههای شهرداری در نظر بگیرد و بهتدریج و در بازۀ زمانی میانمدت، آن را با عوارض بر پروانههای ساختمانی و مازاد تراکم جایگزین کند که ناپایدار هستند.
هادی زنوز (1388الف) نشان داده است تأمین مالی کامل هزینههای شهرداری از راه مالیات محلی موجب برانگیختن حسابدهی محلی میشود؛ زیرا در این صورت، ضابطۀ شکست بازار و اثر سرریز نادیده گرفته خواهد شد. همچنین، او مطرح کرده است این کار به قیمت نادیده گرفتن استانداردهای پذیرفتنی از دید اجتماعی برای خدمات همگانی در تمام بخشهای کشور خواهد بود.
هادی زنوز (1388ب) در پژوهشی تحت عنوان «مبانی نظری نظام درآمدی شهرداریها» نشان داد طراحی نظام درآمدی شهرداریها در ایران بدون توجه به مبانی نظری مالیۀ محلی انجام شده است. حتی بیشتر مطالعههایی که به منظور اصلاح این نظام انجام شدهاند، به مبانی نظری موضوع بیتوجه بودهاند. نبود مبانی نظری پیامدهایی منفی را به بار آورده است، مانند کاهش کارایی تخصیصی در اقتصاد شهری، ناسازگاری مالیاتها و بهای خدمات شهری با اصل انصاف، بیثباتی درآمدهای شهرداری و عدم حسابدهی شهرداری که عرضهکنندۀ خدمات شهری در برابر شهروندان است.
شرزهای و ماجد (1390) در پژوهشی مشابه تحت عنوان «اصلاح و تأمین منابع درآمدی شهرداریهای کشور» نشان دادهاند در شهرداریهای سایر کشورها استفاده از منابعی همچون دریافت عوارض و مالیاتهای محلی در صدر قرار دارد. همچنین، منابعی مانند فروش خدمات و استقراض، استفاده از صندوقها یا کمکهای تخصصی و دریافت کمکهای بلاعوض دولتی از عمدهترین منابع درآمدی شهرداریهای جهان هستند.
گفتنی است، در مطالعههای خارجی نیز شهرداریها عمدتاً دولتهای محلی هستند که ساختار درآمدی کاملاً متفاوتی از شهرداریهای ایران دارند؛ از این رو، عدم وجود تشابه ساختاری درآمد دولت محلی خارجی و شهرداری تهران به عدم وجود پیشینۀ پژوهش مرتبط خارجی با این مقاله منجر شده است.
مفهوم کسری بودجه بر مبنای پایداری منابع
دانشجعفری و همکاران (1392) درآمد پایدار را درآمدی دانستهاند که از منابعی و بهگونهای کسب شود که حقوق آیندگان پایمال نشوند (تداومپذیر باشد)، کیفیت زندگی کاهش نیابد (به سلامت شهری خدشه وارد نکند) و منابع حیاتی برای استفاده نسلهای آتی از بین نروند (مطلوب باشد). همچنین، بر اساس تعریف ارائهشده در بند «الف» مادۀ (2) طرح جامع درآمدهای پایدار و سایر منابع مالی شهرداری تهران (مصوب دیماه 1386 شورای اسلامی شهر تهران - دورۀ سوم)، آن دسته از درآمدهای شهرداری جزء درآمدهای پایدار خواهند بود که سه ویژگی زیر را داشته باشند:
بر اساس گزارشهای تفریغ بودجه، از میان تمامی ردیفهای درآمدی، 10 منبع مالی اصلی به طور متوسط بیش از 80 درصد از کل منابع شهرداریها را طی سالهای 1397-1390 به خود اختصاص دادهاند که در این پژوهش بهاختصار منابع اصلی نامیده شدهاند و عبارتاند از: 1) عوارض بر مازاد تراکم؛ 2) عوارض حذف پارکینگ؛ 3) درآمد حاصل از تغییر کاربریها؛ 4) عوارض حاصل از مالیات بر ارزشافزوده؛ 5) فروش اموال شهرداری و سود حاصل از فروش داراییهای ثابت؛ 6) وامهای دریافتی؛ 7) عوارض عمومی - عوارض بر ارتباطات و حملونقل؛ 8) درآمد حاصل از سرمایهگذاری در بخش خصوصی؛ 9) عوارض بر پروانههای ساختمانی (زیربنا و پذیره) و 10) عوارض نوسازی.
جدول 1- سهم ردیفهای 10گانه از تحقق منابع بودجهای شهرداری تهران
|
سهم از کل منابع |
90 |
91 |
92 |
93 |
94 |
95 |
96 |
97 |
|
مازاد تراکم |
31% |
27% |
17% |
22% |
23% |
16% |
22% |
21% |
|
حذف پارکینگ |
1 |
1% |
1% |
1% |
1% |
1% |
1% |
2% |
|
تغییر کاربری |
30% |
27% |
16% |
23% |
19% |
15% |
21% |
17% |
|
مالیات بر ارزشافزوده |
12% |
11% |
13% |
20% |
17% |
22% |
17% |
20% |
|
فروش اموال و سود فروش داراییها |
1% |
3% |
4% |
10% |
12% |
11% |
8% |
2% |
|
وامهای دریافتی |
3% |
7% |
4% |
13% |
4% |
24% |
18% |
5% |
|
ارتباطات و حملونقل |
0% |
0% |
1% |
1% |
2% |
2% |
2% |
3% |
|
سرمایهگذاری در بخش خصوصی |
0% |
0% |
3% |
0% |
3% |
1% |
0% |
0% |
|
پروانههای ساختمانی |
6% |
5% |
3% |
3% |
0% |
2% |
4% |
3% |
|
عوارض نوسازی |
2% |
1% |
0% |
2% |
0% |
2% |
4% |
3% |
|
سرجمع |
87% |
82% |
62% |
94% |
80% |
94% |
98% |
75% |
از میان منابع 10گانۀ بالا، 5 ردیف عوارض بر مازاد تراکم، عوارض حذف پارکینگ، درآمد حاصل از تغییر کاربری، فروش اموال شهرداری و سود حاصل از فروش داراییهای ثابت و وامهای دریافتی فاقد ویژگیهای بیانشده برای منابع پایدار درآمدی هستند و در زمرۀ «درآمدهای ناپایدار» تلقی میشوند (دانشجعفری و همکاران، 1393). ردیفهای «عوارض حذف پارکینگ»، «درآمد حاصل از تغییر کاربری»، «فروش اموال شهرداری و سود حاصل از فروش داراییهای ثابت» در حوزۀ «واگذاری داراییهای سرمایهای» و ردیف «وامهای دریافتی» در حوزۀ «واگذاری داراییهای مالی» قرار میگیرند. در رابطه با ردیفهای واگذاری داراییهای سرمایهای، از آنجا که این داراییها فقط متعلق به نسل حاضر نیستند و نسل آتی نیز باید از آنها بهرهمند باشند، همواره انتظار میرود عایدات داراییهای سرمایهای در راستای رشد و توسعه و سرمایهگذاریهای عمرانی هزینه شوند.
با توجه به مجموع مطالب گفتهشده، کسری بودجۀ شهرداریها را به شرح جدول زیر محاسبه کرد.
جدول 2- تعاریف و مفاهیم کسری بودجه در شهرداریها
|
انواع کسری |
تعاریف |
مفاهیم |
|
|
تراز عملیاتی |
درآمدها منهای هزینههای جاری |
عوارض و سایر درآمدها منهای هزینههای جاری |
|
|
تراز کلی |
کل منابع (شامل واگذاری دارایی سرمایهای، بدون استقراض (وامهای دریافتی)) منهای کل مخارج |
استقراض |
|
|
تراز کلی بدون واگذاری داراییهای سرمایهای ناپایدار |
کل منابع (بدون واگذاری دارایی سرمایهای بدون استقراض) منهای کل مخارج |
واگذاری داراییهای سرمایهای ناپایدار به اضافۀ استقراض |
(منبع: جعفری شهرستانی و همکاران، 1401)
جالب توجه است که کسب منابع از ردیف «عوارض بر مازاد تراکم» و «درآمد حاصل از تغییر کاربریها» به معنای فروش ظرفیتهای زیستی شهر است که یک دارایی بیننسلی است و در آینده هزینههایی جالب توجه را برای تأمین سرانههای خدماتی مورد نیاز متناسب با افزایش ظرفیت جمعیتپذیری شهری به شهرداریها تحمیل خواهد کرد.
در این پژوهش از تعریف «تراز کلی بدون واگذاری داراییهای سرمایهای ناپایدار» برای محاسبۀ کسری بودجۀ شهرداریها استفاده شده است.
طراحی مدل
بر مبنای تعریف ارائهشده در بخش قبل، ابتدا بر اساس دینامیسم حاکم میان متغیرها، عوامل مؤثر بر کسری بودجۀ شهرداریها شناسایی میشوند و بر این اساس، مدل مورد نیاز برای تخمین ساخته میشود:
جدول 3- عوامل مؤثر بر کسری بودجۀ شهرداریها
|
اجزای تشکیلدهندۀ کسری بودجه |
عوامل تأثیرگذار |
|
عوارض بر مازاد تراکم |
تعداد پروانههای صادره، قیمت مسکن، نرخ رشد تولید ناخالص داخلی منطقهای |
|
درآمد حاصل از تغییر کاربریها |
قیمت زمین |
|
فروش اموال شهرداری و سود حاصل از فروش داراییهای ثابت |
تورم، نرخ رشد تولید ناخالص داخلی منطقهای |
|
وامهای دریافتی |
تورم، نرخ رشد تولید ناخالص داخلی منطقهای |
منبع: (همان)
از جنبۀ اقتصادی، افزایش پیشبینینشدۀ تورم به افزایش هزینههای جاری شهرداریها منجر میشود و کاهش تخصیص بودجههای تملک دارایی سرمایهای و مالی را با هدف تأمین هزینههای جاری در پی خواهد داشت. این مازاد هزینه نسبت به درآمد فشار بر شهرداریها را برای تأمین مالی از راه استقراض و فروش داراییهای سرمایهای افزایش خواهد داد. از سوی دیگر، با افزایش تورم، درآمدهای اسمی شهرداریها از محل عوارض وصولی، فروش پیشبینیشدۀ داراییها و درآمدهای مالیات بر ارزشافزوده افزایش خواهند یافت و این امر ممکن است به افزایش درآمدهای اسمی بیش از هزینههای جاری منجر شود و کسری بودجه را کاهش دهد؛ از این رو، در مجموع، اثر تورم بر کسری بودجه مبهم است و بنا به شرایط، به آثار درآمدی و هزینهای بستگی دارد.
کاهش تولید ناخالص داخلی منطقهای کاهش درآمدهای حاصل از ارزشافزوده را در پی خواهد داشت که بخشی جالب توجه از درآمدهای شهرداریها را شامل میشوند (حدود 20 درصد). این کاهش درآمد به کسری بودجه و در منیجه، تأمین منابع مورد نیاز از محل منابع ناپایدار منجر میشود.
افزایش قیمت زمین اثری دوسویه بر منابع مالی شهرداریها دارد؛ از یک سو، با تشخیص عوامل اقتصادی از شروع روند افزایشی در قیمت زمین، تقاضا برای صدور پروانۀ ساخت افزایش مییابد و از این رو، درآمد شهرداریها افزایش خواهد یافت و از سوی دیگر، با نزدیکی قیمت به حد اشباع و کاهش قدرت خرید شهروندان، تقاضای خرید ملک کاهش مییابد و این امر در نهایت به رکود بازار مسکن و از این رو، کاهش تقاضا برای صدور پروانه منجر میشود. همچنین، با وقوع رکود و کاهش خرید و فروش، درآمدهای حاصل از عوارض نوسازی نیز که عموماً توسط شهروندان در شرایط معامله پرداخت میشوند، کاهش خواهد یافت؛ از این رو، در مجموع، تغییرات این متغیر اثری مبهم بر منابع مالی شهرداریها و کسری بودجه خواهند داشت.
افزایش تقاضا برای پروانههای ساختمانی نیز به ترغیب شهرداریها برای تأمین منابع مالی ناپایدار از این محل منجر میشود و به افزایش تعداد پروانههای ساختمانی صادره میانجامد که در نتیجه، افزایش درآمد شهرداریها را در پی خواهد داشت.
روش پژوهش
برای بررسی اثرات تورم و تولید ناخالص داخلی منطقهای، قیمت زمین و تعداد پروانۀ ساخت صادره روی کسری بودجۀ شهرداری کلانشهرهای تهران، تبریز، اهواز، شیراز، قم، مشهد، کرج و رشت، از روش پانل ایستا استفاده خواهد شد. روش دادههای پانلی علاوه بر قابلیت زیاد در تشخیص و اندازهگیری اثراتی که بهراحتی در مطالعههای مقطعی و سری زمانی مشخص قابل پیشبینی نیستند، نسبت به آن مدلها، انعطافپذیری بیشتر، همخطی کمتر، درجۀ آزادی بیشتر و کارآیی بیشتری نیز دارند.
برای انجام این پژوهش از اطلاعات مربوط به تورم و تولید ناخالص داخلی منطقهای (مرکز آمار ایران) و قیمت زمین و تعداد پروانههای ساخت صادره برای دورۀ زمانی 97-1390 و تکنیک اقتصادسنجی پانلی به شیوۀ رویکرد عملی حداقل مربعات تعمیمیافتۀ امکانپذیر (FGLS) استفاده شده است. دلیل استفاده از این روش بهجای کاربرد روش دادههای تابلویی معمولی آن است که دادههای تابلویی ترکیبی از دادههای سری زمانی و مقطعی هستند و احتمال نقض فروض رگرسیون خطی کلاسیک شامل خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس در تخمین الگو با این روش وجود دارد. خودهمبستگی مشکل مربوط به دادههای سری زمانی و ناهمسانی واریانس مشکل مربوط به دادههای مقطعی است که این مشکلات در دادههای تلفیقی پیچیدهتر میشوند (Greene, 2018). زمانی که اجزای خطای رگرسیون پنل دارای ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی هستند، روش OLS دیگر بهترین تخمینزن خطی بدون تورش BLUE نیست. در این صورت، میتوان الگو را با استفاده از تخمینزن GLS برآورد کرد که تخمینزنی BLUE است و انحراف معیارهای معتبر را ارائه میکند؛ اما مشکل این روش این است که فرض میکند ماتریس واریانس - کوواریانس معلوم است، در حالی که در عمل اینگونه نیست. پژوهشگران اقتصادسنجی (Baltagi, 1995; Huber, 1967; Parks, 1967 ) روش حداقل مربعات تعمیمیافتۀ امکانپذیر FGLS را از بهترین روشهای آزمونشده برای غلبه بر این مشکل میدانند (Ugurlu & Bayar, 2014).
تصریح مدل اقتصادسنجی پژوهش حاضر به صورت زیر معرفی خواهد شد:
که در آن، بهترتیب، krs کسری بودجۀ شهرداریهای تحت بررسی به قیمت ثابت، pzs قیمت زمین به قیمت ثابت، pv تعداد پروانههای ساختمانی صادره، pt نرخ تورم منطقهای و sgdps سرانۀ تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت را نشان میدهد.
تصریح مدل (1) برای تخمین با استفاده از روش پانل دیتا به صورت زیر خواهد شد:
روش جمعآوری دادهها
برای استخراج دادههای مربوط به متغیرهای مستقل از بانک دادههای بانک مرکزی و مرکز آمار ایران استفاده شده است که در دسترس عموم قرار دارند؛ اما برای استخراج دادههای مربوط به ردیفهای کسری بودجه در بودجۀ شهرداریها، گزارشهای تفریغ بودجۀ مصوب شوراهای اسلامی شهر کلانشهرهای تحت بررسی مبنا قرار گرفتهاند.
یافتههای پژوهش
آزمون ایستایی لوین و لین چو
برای بررسی ایستایی متغیرها و به منظور جلوگیری از رخ دادن رگرسیون کاذب در مدل معرفیشده میتوان از آزمونهای ریشه واحد مربوط به دادههای تابلویی در حالت ریشه واحد مشترک، یعنی آزمون لوینلینچو[i] (2002)، استفاده کرد. نتایج حاصل از آزمون در جدول زیر نشاندهندۀ ایستایی لگاریتم طبیعی متغیرهای کسری بودجۀ حقیقی، نرخ تورم منطقهای، قیمت زمین و تعداد پروانههای ساختمانی صادره و سرانۀ تولید ناخالص داخلی منطقهای در سطح است.
دومین آزمونی که نتایج آن مانع از برآورد رگرسیون کاذب و اطمینان از برآورد یک رگرسیون صحیح میشود، آزمون همجمعی بین متغیرها، قبل از برآورد مدل، است. این آزمون با حصول اطمینان از وجود رابطۀ بلندمدت میان متغیرها مقدمهای برای تخمین الگوی مدنظر است.
جدول 4- آزمون ایستایی لوین و لین و چو
|
|
سطح |
|
lkrs |
-5.9466 (0.0000) |
|
lpzs |
-6.8530 (0.0000) |
|
lpv |
-3.8626 (0.0001) |
|
lpt |
-3.2038 (0.0007) |
|
lsgdps |
-7.0871 (0.0000) |
آزمون همجمعی
آزمون همجمعی این امکان را میدهد تا بتوان رگرسیونی را بدون هراس از کاذب بودن آن برآورد کرد. آزمونهایی متعدد برای آزمودن همجمعی ارائه شدهاند که از آن جمله میتوان به آزمونهای پدرونی[ii] (2004) و کائو[iii] (1999) اشاره کرد. آزمون کائو و پدرونی بر اساس آزمون باقیماندههای رگرسیون و مشابه آزمون همجمعی انگلگرنجر[iv] در دادههای سری زمانی هستند.
رد فرضیۀ صفر مبنی بر عدم وجود همجمعی بین متغیرهای مدل (عدم وجود رابطۀ بلندمدت بین متغیرها) در سطح اطمینان 99 درصد است. بر این اساس و با توجه به نتایج بهدستآمده در خروجی بالا، میتوان گفت بر اساس سه آمارۀ محاسباتی آزمون پدرونی شامل فیلیپس-پرون[v] اصلاحشده، فیلیپس-پرون و دیکی-فولر[vi] تعمیمیافته، فرضیۀ صفر رد و مشخص میشود بین متغیر وابسته و متغیرهای مستقل مدل یک رابطۀ بلندمدت وجود دارد؛ از این رو، با اطمینان از صحت رگرسیون مدل را تخمین میزنیم و نتایج آن را تحلیل میکنیم.
جدول 5- خروجی آزمون همجمعی پدرونی
|
Ho: No cointegration |
Number of panels= 8 |
|
Ha: All panels are cointegrated |
Number of periods=7 |
|
Cointegrating vector: Panel specific |
Panel means: Included |
|
Kernel: Bartlett |
Time trend: Not included |
|
Lags: 2.00 (Newey-West) |
AR parameter: Panel specific |
|
Augmented lags: 1 |
Statistic p-value |
|
Modified Phillips-Perron t |
3.8916 0.000 |
|
Phillips-Perron t |
-5.3498 0.0000 |
|
Augmented Dickey-Fuller t |
-9.8660 0.0000 |
آزمون لیمر و هاسمن
در ادامه، به منظور مشخص کردن روش تخمین از دو آزمون لیمر و هاسمن[vii] استفاده میشود. نتایج آزمون لیمر نشان میدهد مدل استفادهشده pool یا panel است و آزمون هاسمن برای تعیین اینکه مدل پانل با اثرات ثابت برآورد شود یا با اثرات تصادفی، استفاده میشود.
با توجه به نتایج حاصلشده از آزمون لیمر و هاسمن در جدول (5) مشاهده میشود با رد شدن فرض صفر در آزمون F لیمر، باید مدل پانل را در مقابل روش تلفیق دادهها پذیرفت و همچنین، بر اساس نتایج آزمون هاسمن و رد شدن فرض صفر، پیشنهاد میشود مدل با اثرات ثابت برآورد شود.
جدول 6- نتایج آزمون لیمر و هاسمن
|
Significance |
Statistic |
Test |
|
0.0000 |
24.23 |
Limmer |
|
0.0170 |
12.04 |
Hausman |
بررسی خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس در مدل
در رابطه با مشکلات مربوط به وجود خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی در مدلهای پانلی، بیان این نکته ضروری است که خودهمبستگی مشکل مربوط به دادههای سری زمانی و ناهمسانی واریانس مشکل مربوط به دادههای مقطعی است؛ بنابراین، در ادامه، برای اطمینان از معناداری برآورد، هر دو آزمون مربوط به خودهمبستگی و واریانس ناهمسانی اجرا قرار میشوند.
یکی از روشهای تشخیص دادن ناهمسانی واریانس در دادههای استفادهشدۀ پانل، بهرهگیری از آزمون والد اصلاحشده است؛ به طوریکه فرض صفر دربرگیرندۀ این گزاره است که واریانسها همسان هستند؛ در نتیجه، رد شدن فرض صفر به معنای وجود مشکل ناهمسانی واریانس در مدل تخمینی است. با توجه به خروجی آزمون والد اصلاحشده که در زیر مشخص است، آمارۀ کایدو با احتمال کمتر از 05/0 به رد شدن فرض صفر و وجود مشکل ناهمسانی واریانس در مدل گواهی میدهد.
جدول 7- نتایج آزمون واریانس ناهمسانی والد
|
Modified Wald test for groupwise |
|
heteroskedasticity in fixed effect regression model |
|
H0: sigma(i)^ 2 = sigma^ 2 for all i |
|
chi 2 (8) = 203.91 |
|
Prob>chi 2 = 0.0000 |
به منظور بررسی و تعیین وجود یا عدم وجود مشکل خودهمبستگی جملات خطا در دادههای استفادهشدۀ پانل، از آزمون ولدریج[viii] استفاده شده است. این آزمون با استفاده از باقیماندههای رگرسیون مرتبۀ اول به آزمون خودهمبستگی میپردازد؛ به طوری که فرض صفر حاکی از عدم وجود خودهمبستگی است. با توجه به خروجی حاصل از آزمون ولدریج در پایین، آمارۀ F و احتمال مربوط که کمتر از 05/0 برآورد شده است، فرضیۀ صفر رد و مشخص میشود مدل تحت بررسی با مشکل خودهمبستگی مواجه است.
جدول 8- نتایح آزمون خودهمبستگی ولدریج
|
Wooldridge test for autocorrelation in panel data |
|
H0: no first-order autocorrelation |
|
F (1,7) = 10.509 |
|
Prob > F = 0.0142 |
برآورد مدل
با توجه به نتایج بهدستآمده از آزمونهای انجامشده، به دلیل وجود مشکل واریانس ناهمسانی و خودهمبستگی، نتایج تخمین الگو با روش دادههای تابلویی معمولی اعتبار کافی ندارد؛ در نتیجه، برای برطرف کردن این مشکل از روش FGLS استفاده شده و نتایج در جدول مقایسهای گزارش شده است.
جدول 9- نتایج نهایی مدل با استفاده از روش FGLS
|
Probability |
Z Distribution |
Standard Deviation |
Coefficient |
Variable |
|
0.000 |
10.94 |
0.076 |
0.839 |
pzs |
|
0.000 |
11.88 |
0.059 |
0.711 |
pv |
|
0.000 |
-18.64 |
0.019 |
-0.362 |
pt |
|
0.000 |
-7.25 |
0.063 |
-0.459 |
gdps |
|
0.000 |
-14.53 |
0.415 |
-6.038 |
c |
|
2073.64 |
Wald&Chi2 |
|||
|
- |
R-Squared |
|||
|
0.000 |
Prob>Chi2 |
|||
نتایج حاصل از برآورد مدل به روش FGLS نشان از معناداری تمامی ضرایب در سطح اطمینان 99 درصد دارد؛ به این شرح که در الگوی تحت بررسی، دو متغیر قیمت زمین و تعداد پروانههای ساختمانی صادره با کسری بودجۀ حقیقی شهرداری کلانشهرهای تحت مطالعه در این پژوهش رابطۀ مثبت دارند؛ به نحوی که طبق نتایج حاصل از تخمین مدل با روش FGLS، با یک درصد افزایش در قیمت زمین و تعداد صدور پروانه ساختمانی، کسری بودجۀ حقیقی بهترتیب 84/0 درصد و 71/0 درصد افزایش مییابد. این امر به واسطۀ افزایش سهم درآمدهای ناپایدار از کل منابع بودجه و با توجه به تعریف مشخص این پژوهش از کسری بودجه کاملاً منطبق بر نظریۀ استفادهشده است. همچنین، نتایج حاصل از مدل تخمینی به روش FGLS در رابطه با دو متغیر نرخ تورم و سرانۀ تولید ناخالص داخلی منطقهای حاکی از اثر منفی آنها در روش استفادهشده در این پژوهش بر کسری بودجۀ حقیقی شهرداریهای تحت بررسی است؛ به طوری که با افزایش یک درصد در تورم و سرانۀ تولید ناخالص داخلی منطقهای در روش FGLS بهترتیب شاهد کاهش 36/0 درصد و 46/0 درصد در کسری بودجۀ حقیقی خواهیم بود.
مکانیسم اثر عکس سرانۀ تولید ناخالص داخلی منطقهای بر کسری بودجۀ حقیقی به این صورت است که با فرض افزایش سرانۀ تولید ناخالص داخلی منطقهای که افزایش قدرت مالی شهروندان را به دنبال دارد، از طریق دو کانال بر کاهش کسری بودجۀ حقیقی مؤثر است؛ یک: بهبود وصول عوارض شهرداری و دو: رونق اقتصادی و نتایج مثبت مالی حاصل از آن. در رابطه با اثر تورم بر کسری بودجۀ حقیقی شهرداری و به طور کلی بخش عمومی، پژوهشهای مختلف اثراتی متفاوت را برآورد کردهاند که این نتایج با توجه به برآیند اثر نامتقارن تورم بر بخش هزینه و درآمد حاصل شده است. در این مطالعه و به طور ویژه در رابطه با نمونۀ مطالعاتی تحت بررسی، اثر افزایش تورم بر کسری بودجۀ حقیقی شهرداریها منفی است که به معنای بزرگتر بودن اثر کاهش هزینههای حقیقی از کاهش درآمدهای حقیقی شهرداریهای تحت مطالعه است.
نتیجهگیری
کسری بودجه در شهرداریهای ممکن است به تشدید تأمین منابع مالی از روشهای ناپایدار منجر شود و سرمایههای زیستی نسلهای آتی را از میان ببرد. تأمین منابع از ردیفهای «عوارض بر مازاد تراکم»، «درآمد حاصل از تغییر کاربریها»، «عوارض حذف پارکینگ»، «فروش اموال شهرداری و سود حاصل از فروش داراییهای ثابت» و «وامهای دریافتی» مصداق کسری بودجه در شهرداریها به شمار میرود. بررسی اجزای تشکیلدهندۀ کسری بودجه حاکی از آن است که تورم، قیمت زمین، نرخ رشد اقتصادی و تعداد پروانههای صادره از مهمترین عوامل تأثیرگذار بر کسری بودجۀ شهرداریهای هستند. بر اساس نتایج حاصل از مدل طراحیشده در این پژوهش:
بر پایۀ این نتایج، مشخص شد کسری بودجه در شهرداریها در دورۀ رکود افزایش مییابد و از این رو، رفتاری خلاف چرخهای دارد؛ بنابراین، لازم است تا در دورۀ رکود، تمهیداتی برای مقابله با رشد کسری بودجه در نظر گرفته شوند، از جمله سقفی برای تأمین کسری از محل ردیفهای ناپایدار. همچنین، میتوان از انواع روشهای نوین تأمین مالی برای کاهش فشار کسری بودجه بر تأمین مالی از محل منابع ناپایدار بهره برد. برای نمونه، میتوان از صندوق توسعه و صندوق ثروت یاد کرد که در آن، در دورههای مواجهه با مازاد بودجه، مازاد حاصل در صندوقها سرمایهگذاری میشود تا در دوران رکود به همراه اثر اهرمی منابع حاصلشده با کسری بودجه مقابله شود. این صندوقها میتوانند علاوه بر مازاد بیانشده، با مدیریت داراییهای شهرداری، از ثروت شهری برای توزیع مناسب بیننسلی و با هدف توسعۀ پایدار، محافظت لازم را به عمل آورند.
گفتنی است، آثار تأمین کسری از محل ردیفهای ناپایدار، بسته به نوع ردیف در بُعد زمان به شکلی متفاوت ظهور مییابند؛ تأمین کسری از محل وامهای دریافتی در بُعد زمانی کوتاهتر به ناپایداری مالی و ورشکستگی شهرداریها منجر خواهد شد؛ اما تأمین کسری از سایر ردیفها در بُعد زمانی بلندتر، شهرداریها را با محدودیتهای ناپایداری مالی مواجه خواهد کرد؛ از این رو، لازم است برای تأمین کسری از محل استقراض محدودیتهایی بیشتر وضع شوند.
[i] LevinLinChu
[ii] Pedroni
[iii] Kao
[iv] Angel-Granger
[v] Phillips-Perron
[vi] Dickey-Fuller
[vii] Limer-Hasman
[viii] Wooldridge
)