پیوندهای مفید
اخبار و اعلانات
آمار
| تعداد نشریات | 43 |
| تعداد شماره‌ها | 1,677 |
| تعداد مقالات | 13,681 |
| تعداد مشاهده مقاله | 31,731,241 |
| تعداد دریافت فایل اصل مقاله | 12,540,146 |
عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن در مناطق روستایی ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اقتصاد شهری | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| دوره 6، شماره 1، اردیبهشت 1400، صفحه 71-80 اصل مقاله (880.25 K) | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نوع مقاله: مقاله پژوهشی | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/ue.2023.133751.1216 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نویسندگان | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| علی اکبر قلی زاده* ؛ مطهره خاکسار | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| دانشکده اقتصاد وعلوم اجتماعی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان، ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| چکیده | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مسکن و سرپناه، یکی از مهم‌ترین نیازهای اساسی انسان است و به‌عنوان دارایی‌کلیدی خانوارها، عنصر تعیین‌کننده در موفقیت اقتصادی، شکل‌گیری هویت فردی و منزلت اجتماعی افراد به شمار می‌رود و می‌تواند در ابعاد اقتصاد کلان و خانوار نقش و اهمیت ویژه‌ای داشته باشد و به دو شکل اجاره‌ای و ملکی تأمین شود. با توجه به اینکه مسکن ملکی بزرگ‌ترین سرمایه‌گذاری مالی در طول زندگی بسیاری از خانوارها است، در تصمیم‌گیری‌ها بر مسکن اجاره‌ای ارجحیت دارد و همچنین، در چند سال اخیر میزان اجارهنشینی در روستاها افزایش چشمگیری داشته است. عواملی بر انتخاب نوع تصرف مسکن (ملکی و اجاره‌ای) در روستاها مؤثرند که شناسایی این عوامل و میزان اثرگذاری آنها می‌تواند به سیاست‌گذاری و برنامه‌ریزی‌های بخش مسکن و بالابردن سطح رفاهی و اقتصادی جامعه کمک کند. در این پژوهش با به‌کارگیری مدل پروبیت و استفاده از رویدادهای نمونه‌ای مربوط به بودجه خانوارهای روستایی ایران در سال 1399، نحوه نوع تصرف مسکن در مناطق روستایی بررسی شده است. نتایج نشان می‌دهند درآمد دائمی، سن، وضعیت تأهل، شاغل‌بودن سرپرست خانوار و بعد خانوار، احتمال مالکیت مسکن در روستاها و میزان تحصیلات سرپرست خانوار احتمال اجارهنشینی را افزایش می‌دهند. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| کلیدواژه‌ها | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اقتصاد مسکن؛ نوع تصرف مسکن؛ مسکن ملکی؛ مسکن اجاره‌ای؛ مدل پروبیت؛ مناطق روستایی | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اصل مقاله | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
مقدمه مسکن، یکی از اساسی‌ترین نیازهای خانوار است و در عین حال گران‌ترین کالایی است که تمامی خانوارها ناچار به تأمین آن هستند و سهم درخور توجهی از دارایی و هزینه خانوارها را به خود اختصاص می‌دهد. درابعاد اقتصاد ملی یکی از بخش‌های مهم اقتصادی تلقی می‌شود و از نظرگاه ارزش افزوده و سرمایه‌گذاری مهم‌ترین بخش اقتصادی به شمار می‌رود. اهمیت نوع تصرف مسکن (ملکی یا اجاره‌ای) به‌ویژه در ایران، به این دلیل است که اثرات این تصمیم‌گیری در سطح خانوار می‌تواند بر دارایی و ثروت خانوار، رفاه، هزینه و توزیع درآمد و حتی در ابعاد منزلت اجتماعی اهمیت داشته باشد (قلی‌زاده، 1400). در ابعاد اقتصاد ملی و ثروت ملی، اثرات منفی خارجی و همچنین کارایی بازار مسکن و اثرگذاری بر سطح رفاه اجتماعی، نوع تصرف متغیری کلیدی به شمار می‌رود. در ایران به علت گرانی مسکن و بالابودن نسبت قیمت مسکن به درآمد، بالابودن هزینه معاملاتی مسکن، بی‌ثباتی بازار مسکن و هزینه فرصت فروش واحد مسکونی، موجب می‌شود تمایل افراد به خرید و فروش واحد مسکونی با انگیزه مصرفی کاهش یابد (قلی‌زاده،1400). در ایران میزان سرمایه‌گذاری در بخش روستایی در مقایسه با شهری اندک است؛ با این حال هنوز روستاها کانون ثروت و ارزش افزوده اقتصادی در بخش کشاورزی، دامی و صنایع دستی بوده ومناسب‌ترین محل برای تأمین خوراک کشوراست؛ به‌طوری‌که حدود یک سوم تولید ناخالص ملی کشور از روستا تأمین می‌شود (سرتیپی پور، 1395). براساس نتایج سرشماری عمومی نفوس و مسکن ۱۳۹۵ از کل جمعیت 79926270 نفری، 20730625 نفر (9/25 درصد) در روستاها سکونت دارند. طبق همین آمار از مجموع 24196035 خانوار ایرانی، 6071035 خانوار روستایی هستند و 5231022 واحد مسکونی در روستا موجود است. براساس گزارش‌های منتشرشده از مرکز آمار ایرن از سال 1395 در کشور مهاجرت معکوس به وجود آمده است؛ یعنی مردم از شهرها به روستاها مهاجرت می‌کنند. از علت‌های این مهاجرت می‌توان به اجرای طرح هادی روستایی اشاره کرد. این طرح یکی از برنامه‌های اجرایی در زمینة عمران و توسعه روستاها است که از سال 1362 توسط بنیاد مسکن انقلاب اسلامی با هدف ایجاد زمینه توسعه و عمران روستاها با توجه به شرایط فرهنگی، اقتصادی و اجتماعی، تأمین عادلانه امکانات ازطریق ایجاد تسهیلات اجتماعی، تولیدی و رفاهی، هدایت وضعیت فیزیکی روستا و ایجاد تسهیلات لازم برای بهبود مسکن روستاییان و خدمات محیط زیست و عمومی تهیه و اجرا می‌شود (بنیاد مسکن انقلاب اسلامی، 1399). اجرای این طرح بر میزان درآمد، سرمایه‌گذاری، اشتغال و مهاجرت از روستاها به شهرها تأثیر به‌سزایی داشته است. درآمد یکی از مهم‌ترین شاخص‌های سنجش توسعه است و آمارها نشان می‌دهند نرخ درآمد ناخالص روستاییان بعد از اجرای طرح هادی روستایی به 5/10 درصد رسیده است. این نرخ در میان سه گروه پردرآمد، درآمد متوسط وکم‌درآمد به‌ترتیب 8/10، 5/9 و 3/9 درصد بوده است. اجرای این طرح در روستاهای کشور علاوه بر اینکه زمینه‌های افزایش سرمایه‌گذاری عمرانی را فراهم کرده، بسترهای لازم (با توجه به افزایش مزیت‌های نسبی) را برای افزایش سرمایه‌گذاری اقتصادی پدید آورده است. نرخ سرمایه‌گذاری بعد از اجرای طرح هادی از نرخ افزایشی 20 درصدی برخوردار بوده است. بررسی اثرات اجرای این طرح بر وضعیت اشتغال روستاییان کشور، نشان‌دهندة رشد 4/6 درصدی نرخ اشتغال پس از اجرای این طرح است. این نرخ رشد در فعالیت‌های کشاورزی، صنعت و خدمات به‌ترتیب برابر 4/4، 9/12 و 3/9 درصد بوده است. اجرای طرح هادی بر میزان مهاجرپذیری و مهاجرفرستی نیز تأثیر به‌سزای داشته است. بعد از اجرای طرح، مهاجرپذیری 9/14درصد و مهاجرفرستی نرخ رشد 9/10- داشته است. اجرای این طرح بر افزایش قیمت اراضی داخل بافت روستاها و قیمت اراضی بیرون بافت اثرگذار بوده است (بنیاد مسکن انقلاب اسلامی، 1399). مقایسه خانوارهای معمولی و گروهی ساکن در واحدهای مسکونی معمولی به تفکیک نحوه تصرف در سال‌های 1399 و 1395 نشان می‌دهد در سال 1395 حدود 81 درصد از خانوارهای روستایی مسکن ملکی و حدود 19 درصد از خانوارها مسکن استیجاری را برگزیده‌اند؛ درحالی‌که در سال 1399 حدود 63 درصد از خانوارها مسکن ملکی و 37 درصد دیگر مسکن اجاره‌ای را انتخاب کرده‌اند. از میان هزینه‌های غیرخوراکی خانوار روستایی، هزینه‌های مربوط به مسکن 95/37 درصد، حمل‌ونقل و ارتباطات 01/28 درصد، کالاها و خدمات متفرقه 06/10 درصد، بهداشت و درمان 36/5 درصد، لوازم، اثاث و خدمات خانوار 5/4 درصد و تفریحات، سرگرمی‌ها و خدمات فرهنگی 58/5 درصد و پوشاک وکفش 55/2 درصد نسبت به هزینه‌های مشابه سال قبل افزایش داشته‌اند؛ بنابراین، هزینه‌های مربوط به مسکن بیشترین رشد و سهم را داشته‌اند. واقعیت فوق نشان‌دهندة افزایش هزینه‌های مسکن در سبد هزینه خانوارها است (قلی‌زاده وخاکسار، 1396). در زمان حاضر هزینه اجاره به ابرهزینه بودجه خانوار تبدیل شده که یک علت اصلی آن، جهش 42 درصدی اجاره‌بها در سال 1399 است که معلول تورم بالا طی سه سال اخیر و جهش قیمت مسکن بوده است. هزینه اجارهنشینی در روستاهای کشور در سال 1399 به 32 درصد افزایش یافته است که یک رکورد تاریخی برای وزن مسکن در سبد مصرفی به حساب می‌آید؛ ازاین‌رو شناخت و تحلیل عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن در برنامه‌ریزی‌های بخش مسکن اهمیت دارد. در این پژوهش سعی بر آن است با استفاده از مدل پروبیت[i] و داده‌های مربوط به نمونه‌گیری هزینه و درآمد خانوارهای روستایی در سال 1399، عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن براساس اصل حداکثر درست‌نمایی بررسی شود. لازم به ذکر است تاکنون در ایران پژوهشی به بررسی عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن در مناطق روستایی نپرداخته است. پژوهش حاضر در پنج بخش تنظیم شده است: در بخش اول، مقدمه و در بخش دوم، مبانی نظری و مطالعات تجربی ارائه می‌شوند. بخش سوم به معرفی متغیرها و مدل اختصاص دارد. در بخش چهارم برآورد مدل و تفسیر نتایج بررسی می‌شوند و درنهایت، در بخش پایانی نتیجه‌گیری و توصیه‌های سیاستی ارائه خواهد شد.
مبانی نظری چارچوب عمومی حداکثرکردن مطلوبیت که زیربنای مدل‌های انتخاب گسسته و تصادفی را تشکیل می‌دهد، توسط مک فادن [ii]پایه‌گذاری شده است. مک فادن اعتقاد دارد انتخاب مسکن خانوارها ازطریق مقایسة ویژگی گزینه‌ها و ارزیابی آنها در تابع مطلوبیت صورت می‌گیرد. فرد از میان گزینه‌ها، گزینه‌ای را انتخاب میکند که مطلوبیت بیشتری را به همراه داشته باشد. فرض کنید خانوارها برای انتخاب مسکن با دو گزینه مواجه‌اند. علاوه بر آن، هر گزینه دربردارندة برداری از ویژگی‌هاست که مطابق رابطة زیر با h نشان داده می‌شود. تابع مطلوبیت به‌صورت زیر نوشته می‌شود:
U سطح مطلوبیت خانوار از انتخاب j امین واحد مسکونی را نشان می‌دهد و سطح مطلوبیت خانوارها به مصرف مسکن و مصرف کالای مرکب بستگی دارد. V(h) جزء تعیین‌شدة مدل است که تابعی از ویژگیهای منطقه‌ای و محلی، فیزیکی و فرهنگی واحد مسکونی است و عوامل غیرقابل مشاهده تابع مطلوبیت یا جزء تعیین‌نشدة مدل است. درآمد امین فرد و R نیز اجارة پرداختی بابت منزل مسکونی را نشان می‌دهد. شکل صریح تابع مطلوبیت می‌تواند به‌صورت زیر نوشته شود:
پدر این رابطه عبارت است از مطلوبیتی که i امین فرد (یا خانوار) از انتخاب j امین واحد مسکونی به دست می‌آورد. α عرض از مبدأ یا مخارج مصرفی به غیر از مسکن را نشان می‌دهد. قیمت امین واحد مسکونی، درآمد امین مصرف‌کننده (اغلب با معیار درآمد دائمی اندازه‌گیری می‌شود)، ویژگیهای ساختمانی واحد مسکونی و ویژگیهای منطقه‌ای امین واحد مسکونی را نشان می‌دهد. در صورتی که تنها 2 گزینه برای انتخاب مسکن وجود داشته باشد، تابع مطلوبیت هر گزینه به‌صورت زیر نوشته می‌شود:
در این رابطه شامل مجموعه‌ای از متغیرهایی است که در رابطة 2 معرفی شد. کاملاً منطقی است مصرف‌کننده مطلوبیت ناشی از انتخاب مکان 1 و 2 را با هم مقایسه کند و سپس واحد مسکونی یا گزینه‌ای را انتخاب کند که سطح مطلوبیت بالاتری را به همراه می‌آورد. در صورتی گزینة اول انتخاب می‌شود که مطلوبیت بیشتری ارائه کند. به عبارت دیگر:
یا
رابطة بالارا می‌توان به‌صورت زیر نیز نوشت:
ملاحظه می‌شود در این نامعادله، عبارت سمت چپ جزء تعیین‌شده و عبارت سمت راست جزء تصادفی است. این رابطه تابع توزیع احتمال را نشان می‌دهد و بیان میکند احتمال اینکه متغیر تصادفی حداقل کمیت خاصی را اختیار کند، چقدر است؟
تابع توزیع احتمال به‌صورت رابطه زیر است که احتمال انتخاب گزینة اول را اندازه‌گیری میکند. حداکثرکردن تابع مطلوبیت تصادفی در مدل‌های انتخاب گسسته در قالب احتمال‌ها بیان شده است.
حداکثرکردن تابع مطلوبیت تصادفی در مدل‌های انتخاب گسسته در قالب احتمال‌ها بیان شده است. در چهارچوب این مدل گزینه‌ای که از سطح مطلوبیت بالاتری برخوردار است، احتمال انتخاب بیشتری نیز خواهد داشت. نشان‌دهندة نوع مناسب تابع توزیع احتمال است. دو تابع توزیع احتمال برای دو متغیر تصادفی مطرح است. چنانچه تابع توزیع احتمال استاندارد نرمال مناسب باشد، مدل پروبیت حاصل می‌شود. تابع احتمالی که نشان‌دهندة مدل پروبیت باشد، فرم زیر را دارد:
با این فرض که Vij یک تابع خطی و قابل تخمین از خصوصیات قابل مشاهده انتخاب‌کننده است، رابطه ذیل حاصل می‌شود:
از آنجا که Xik متغیر k ام نسبت داده شده به خانوار i ام و ikβ پارامتر قابل برآورد مربوط به آن متغیر است، با جایگزینی معادله 11 در معادله 12، مدل پروبیت به‌صورت زیر نوشته می‌شود:
با برآورد مدل پروبیت، ضرایب مربوط به معادله تخمین زده خواهند شد. پارامتر‌های مدل پروبیت با استفاده از روش برآورد حداکثر درست‌نمایی[iii] (MLE) تخمین زده می‌شوند. تابع احتمالی که نشان‌دهندة مدل پروبیت باشد، فرم زیر را دارد:
که درآن، z))Φ تابع چگالی تابع مدنظر است. توابع پروبیت در اطراف صفر متقارن است و به‌طورگسترده در اقتصاد استفاده می‌شود و براساس توزیع احتمال متقارن تجمعی محاسبه می‌شود. در الگوی پروبیت، ضرایب تخمینی β تفسیر اقتصادی مستقیمی ندارند. ضرایبی که اقتصاددانان استفاده می‌کنند، اثرات نهایی وکشش[iv]ها است.
پیشینه پژوهش چگونگی انتخاب نوع تصرف مسکن ملکی یا استیجاری و عوامل مؤثر بر این انتخاب، با استفاده از توابع لوجیت و پروبیت در مطالعات زیادی ازجمله مطالعات ذیل بررسی شده است. از نظر متغیرهای وارد در مدل، برخی از مطالعات نوع تصرف، تمرکز را بر ویژگیهای خانوار معطوف می‌دارند و تنها به عوامل جمعیتی و اقتصادی به‌عنوان عوامل مؤثر بر نوع تصرف توجه می‌کنند؛ درحالی‌که سایر مطالعات، عوامل موجود در بازار را نیز بررسی می‌کنند. در مطالعات نوع اول به عواملی همچون سن، جنس، نژاد، وضعیت تأهل، تحصیل، اشتغال و نوع شغل سرپرست خانوار، درآمد خانوار، سن سرپرست خانوار، تعداد فرزندان و تعداد دانش‌آموزان خانوار، وضعیت اجتماعی و اقتصادی والدین، نگرش خانوار نسبت به زمان تولد اولین فرزند توجه شده است (جینوپ[v]، 2021؛ گوریس و همکاران[vi]، 2011؛ اندرسون و همکاران[vii]، 2021). در مطالعات نوع دوم علاوه بر ویژگیهای خانوار که مورد توجه مطالعات نوع اول است، بر عوامل مؤثر بر بازار مانند سیستم مالیاتی، یارانه‌ها، نرخ بهره وام‌های رهنی، پس‌انداز و دسترسی به زمین و مدت اقامت در محل و ... توجه شده است (لکیویکس و همکاران[viii]، 2018؛ ادگوک[ix]، 2020؛ آربلاکز و همکاران[x]، 2019؛ جینوپ، 2021؛ آنا،2020). آنا (2020) در پژوهشی عوامل تعیین‌کنندة تصرف مسکن را در مناطق روستایی ایالات متحده ارائه می‌دهد و با استفاده از مدل لاجیت و داده‌های سرشماری عوامل مؤثر بر نرخ تصرف مسکن را با پنج فرضیه بررسی میکند: (1) درآمد، ثروت و وضعیت اشتغال، (2) عوامل چرخه زندگی، (3) هزینه کاربری، محدودیت‌های مالی و رکود اقتصادی، (4) تحرک و محل سکونت و (5) مالکیت قبلی. اندرسون و همکاران (2020) در پژوهشی که در ایالات متحده آمریکا انجام داده‌اند، با استفاده از مدل لوجیت عوامل مؤثر بر احتمال مالکیت مسکن خانوار را بررسی کردند. در این مطالعه احتمال عواملی همچون درآمد، قیمت نسبی مالکیت در مقایسه با اجارهنشینی، خصوصیات خانوار، مدت زمان اقامت در شهر و دسترسی به زمین و تسهیلات اعتباری با مالکیت مسکن بررسی شده است. در پژوهش دیگری لکیویکس و همکاران (2018) تغییرات نرخ مالکیت مسکن در فاصله سال‌های 1975-1994 در ایالات متحد آمریکا را با استفاده از مدل لاجیت بررسی کرده‌اند. در این پژوهش سهم عوامل مختلف در تغییر نرخ مالکیت مشخص شده است. ادگوک (2020) در پژوهشی که برای فرانسه انجام شده است، اثر عوامل مؤثر بر مالکیت مسکن را بررسی کرده است. در این تحقیق از روش گودمن[xi] (1988-1982) و داده‌های سرشماری مسکن سال 2010 استفاده شده و بیشتر بر اثر نژاد تأکید شده است. گوریس و همکاران (2011) در پژوهش خود عوامل مؤثر بر مالکیت مسکن را با استفاده از داده‌های خانوار ترکیه برای دوگروه شهری و روستایی به‌طور جداگانه بررسی و برای تخمین از سه مدل لاجیت، پروبیت و گامپیت استفاده کرده‌اند. مدل لاجیت براساس اصل حداکثر درست‌نمایی به‌عنوان بهترین مدل انتخاب شده است و نتایج حاصل براساس این مدل تفسیر شده‌اند. آربلاکز و همکاران (2019) در پژوهش خود با استفاده از داده‌های سنجش کیفیت زندگی در سال‌های 2013 تا 2018 کشور کلمبیا سعی کرده‌اند عوامل تأثیرگذار بر تصمیم نوع تصرف مسکن و عوامل تعیین‌کنندة تقاضای مسکن ملکی و اجاره‌ای در مناطق روستایی را برآورد کنند. عوامل اثرگذار بر انتخاب بین خرید و اجاره، درآمد، تحصیلات، سن سرپرست خانوار، بعد خانوار و ساکن‌بودن در شهر وارد مدل شده‌اند. استیفن ولان[xii] (2017) در پژوهش خود با استفاده از داده‌های سرشماری مناطق روستایی (از ژانویه 1999 تا نوامبر 2015) غرب استرالیا سعی کرده رفتار مستأجران مسکن اجتماعی را با توجه به شرایط بازار بررسی کند. او از مدل پروبیت استفاده کرده است. کروز- مورایز[xiii] (2017) در پژوهش خود عوامل اثرگذار بر مالکیت مسکن را در کشور برزیل در بازارهای رسمی و غیررسمی بررسی کرده‌اند. برای تخمین از مدل لاجیت و مدل لاجیت چندگانه با در نظر گرفتن عوامل دموگرافیکی، اجتماعی، اقتصادی به‌عنوان متغیر مستقل استفاده شده است. داده‌ها از مرکز سرشماری برزیل و مرکز سنجش ملی خانوار برزیل جمع‌آوری شده‌اند. نتایج به‌دست‌آمده نشان می‌دهند احتمال مالکیت مسکن بین افراد غیرآفریقایی، خانوارهای تحت سرپرست مردان و کارکنان بخش عمومی بیشتر است. افراد فقیر، جوانان، مهاجران اخیر و زنان مجرد به همراه فرزندان، با احتمال بیشتر به اجاره‌کردن مسکن یا سکونت در مسکن غیررسمی روی می‌آورند. سطح تحصیلات، احتمال تداوم اقامت در بازارهای رسمی مسکن را خواه به‌عنوان مستأجر وخواه به‌عنوان مالک افزایش می‌دهد. آیزاوا تی[xiv] (2016) با استفاده از داده‌های پنل سرشماری در سال‌های 2004 تا 2013 کشور ژاپن، عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن در ژاپن را با استفاده از مدل پروبیت بررسی کرده و عوامل مهم را درآمد و بعد خانوار معرفی کرده است. شایان ذکر است، پژوهشی داخلی در خصوص تعیین عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن در مناطق روستایی ایران تاکنون انجام نشده است.
روش شناسی تحقیق شرح متغیرها در این بخش، با الهام از مبانی نظری و مطالعات انجام‌شده در زمینة نحوه تصرف مسکن توسط گوریس و همکاران (2011) در این پژوهش عوامل مؤثر بر نحوه تصرف مسکن به این صورت بیان می‌شوند. 1- تصرف مسکن[xv] (TEN): متغیر وابسته مدل نوع تصرف مسکن است. متغیر نحوه تصرف، متغیری گسسته است و دو ارزش صفر و یک اختیار میکند و ارزش یک اشاره به مسکن ملکی و ارزش صفر اشاره به انتخاب مسکن اجاره‌ای دارد. 2- سن سرپرست خانوار (AGE): این متغیر به‌صورت داده‌های مرتب‌شده وارد مدل شده است و نتایج پژوهش‌های قبلی نشان می‌دهند بالابودن سن سرپرست خانوار احتمال مالکیت مسکن را افزایش می‌دهد (گوریس و همکاران، 2011؛ اندرسون و همکاران، 2021). 3- وضعیت تأهل سرپرست خانوار (MAR): این متغیر به‌صورت متغیری گسسته بیان شده است که دو مقدار صفر و یک را اختیار میکند. مقدار یک دارای همسر بودن سرپرست و مقدار صفر بدون همسر بودن سرپرست خانوار را نشان می‌دهد که بدون همسر بودن به‌علت فوت همسر، طلاق یا مجردبودن فرد در نظر گرفته شده است (گوریس و همکاران، 2011؛ لتکیویکس و همکاران، 2018؛ ادگوک،2020؛ آربلاکز و همکاران، 2019). 4- اشتغال سرپرست خانوار (OCU): این متغیر به این صورت در نظر گرفته شده است که اگر سرپرست خانوار شاغل است ارزش یک، اگر شاغل نیست (بیکار، جویای کار، دارای درآمد بدون کار، درحال تحصیل، خانه‌دار و سایر) ارزش صفر را اختیار کند (گوریس و همکاران، 2011؛ لتکیویکس و همکاران، 2018؛ ادگوک، 2020؛ آربلاکز و همکاران، 2019). 5- درآمد (Y): خرید مسکن مستلزم در اختیار داشتن منابع مالی کافی است. از آنجا که افراد این منابع را در اختیار ندارند، وام و تسهیلات بانکی می‌توانند تأمین‌کنندة این منابع باشند. عدم دسترسی به تسهیلات بانکی مانع از خرید مسکن می‌شود. برخورداری از توانایی پرداخت بالا برای بازپرداخت اقساط به درآمد افراد وابسته است. هرچه درآمد بیشتر باشد، احتمال مالکیت بیشتر است. دریافت وام تصمیم بلندمدت است و یک خانوار منطقی در دریافت وام توان درآمدی خود را در نظر می‌گیرد (قلی‌زاده، 1398). با توجه به با دوام بودن مسکن و نیز برای داشتن نتیجه بهتر در برازش، می‌توان به جای استفاده از متغیر درآمد، از متغیر درآمد دائمی سرپرست خانوار به‌عنوان یک متغیر مستقل مهم استفاده کرد (گوریس و همکاران، 2011). با این فرض که درآمد جاری هر خانوار تابعی از سرمایه‌های انسانی و فیزیکی آن خانوار است، تابع درآمد دائمی خانوارها تخمین زده می‌شود. با تخمین تابع درآمد جاری و به دست آوردن ارزش تخمینی درآمد جاری، درآمد دائمی خانوار به دست می‌آید. به عبارت دیگر، با برازش متغیر درآمد جاری بر متغیرهای مؤثر در شکل‌دهی سرمایه انسانی و فیزیکی خانوارها از روش حداقل مربعات معمولی[xvi] و استفاده از ضرایب برآوردشده می‌توان درآمد دائمی را برای هر خانوار به دست آورد. در این روش متغیرهایی همچون سن، جنسیت، سطح تحصیلات، اشتغال سرپرست خانوار، تعداد افراد شاغل، تعداد افراد باسواد خانوارو اتومبیل‌داشتن خانوار به‌عنوان متغیرهای مؤثر بر شکل‌دهی سرمایه انسانی و فیزیکی و تأثیرگذار بر درآمد استفاده شده‌اند. فرم استفاده‌شده در برآورد درآمد دائمی فرم غیرخطی و نیمه‌لگاریتمی است که در میان سایر فرم‌ها بیشترین ضریب تعیین را دارد. این فرم به شکل زیر است:
با برآورد ضرایب معادله 14، درآمد دائمی برازش‌شده هر خانوار روستایی به دست می‌آید. در این معادله YC درآمد جاری و AGE سن سرپرست خانوار، GEN جنسیت سرپرست خانوار، EDU سطح تحصیلات سرپرست خانوار، NE تعداد افراد شاغل خانوار، NL تعداد افراد باسواد خانوار، AUTO اتومبیل‌داشتن خانوار، OCU شاغل‌بودن سرپرست خانوار و AGE^2 توان دوم سن سرپرست خانوار است. 6- بعد خانوار (SIZE): این متغیر نشان‌دهندة تعداد اعضای خانوار است (گوریس و همکاران، 2011؛ لتکیویکس و همکاران، 2018؛ ادگوک، 2020؛ آربلاکز و همکاران، 2011). 7- جنسیت سرپرست خانوار (GEN): این متغیر به این صورت در نظر گرفته شده است که اگر سرپرست خانوار مرد باشد ارزش یک واگر زن باشد ارزش صفر را اختیار کند (گوریس و همکاران، 2011؛ لتکیویکس و همکاران،2018 ؛ ادگوک، 2020؛ آربلاکز و همکاران، 2019).
برآورد مدل و تفسیر نتایج داده‌های استفاده‌شده در این پژوهش مربوط به 19798 خانوار روستایی با جمعیتی بالغ بر 79182 نفر در طول سال 1399 است که داده‌های هزینه - درآمد خانوار هر ساله در چهار بخش ویژگیهای خانوار، ویژگیهای واحد مسکونی، هزینه و درآمد خانوار توسط مرکز آمار ایران جمع‌آوری و منتشر می‌شوند. این داده‌ها به تفکیک هر خانوار در اختیار محققان قرار داده می‌شوند. داده‌های استفاده‌شده در این پژوهش از این روش به دست آمده‌اند. مدل خطی پروبیت معادله نوع تصرف مسکن به‌صورت زیر نوشته می‌شود:
در این پژوهش برای برآورد ضرایب معادله 15، از نرم‌افزار استتا استفاده شده است. بعد از تخمین ضرایب و جایگذاری ضرایب به‌دست‌آمده در معادله 15، احتمال مالکیت مسکن برای خانوار مدنظر به دست می‌آید. جدول 1، نتایج تخمین مدل پروبیت را در تعیین نحوه تصرف مسکن در مناطق روستایی ایران نشان می‌دهد. در این جدول برآورد ضرایب متغیرها در مدل آورده شده است و از آنجا که ضرایب برآوردشده در مدل نمی‌توانند به‌طور مستقیم تفسیر شوند، اثر نهایی متغیرهای مستقل در سطح اطمینان 95 درصد برآورد شده‌اند. بعد از تخمین مدل پروبیت، برآورد ضرایب مدل زیر به دست می‌آید:
جدول 1- نتایج تخمین مدل پروبیت در تعیین نحوه تصرف مسکن در مناطق روستایی ایران
منبع: محاسبات تحقیق اعداد داخل پرانتز نشان‌دهندة آماره Z است. ضرایب فاقد ستاره در سطح معنی‌دار 1 درصد معنی دارند. ضرایب با علامت ** معنی‌دار نیستند
معادله 16، احتمال مالکیت مسکن در مناطق روستایی را نشان می‌دهد. همان‌طورکه در جدول مشاهده می‌شود، اثر همه متغیرها بر مالکیت مسکن معنی‌دار است، به غیر از متغیر جنسیت سرپرست خانوار که معنی‌دار نیست. همان‌طورکه مشاهده می‌شود، درآمد دائمی اثر مثبت و معنی‌داری بر نحوه تصرف مسکن دارد و با افزایش یک میلیون ریال در درآمد دائمی سرپرست خانوار، احتمال مالکیت مسکن 08/2 درصد افزایش یافته است (گوریس و همکاران، 2011؛ لتکیویکس و همکاران، 2018؛ ادگوک، 2020؛ آربلاکز و همکاران، 2019؛ استیفن ولان، 2017؛ کروز و مورایز، 2007). مردبودن سرپرست خانوار اثر معنی‌داری بر مالکیت ندارد. سطح تحصیلات سرپرست خانوار رابطه منفی با مالکیت مسکن دارد؛ همانند نتیجه‌ای که در پژوهش آنا (2020)، آیزاواتی (2016) و گوریس و همکاران (2011) به دست آمده است. جدول 2، رابطه تحصیلات سرپرست خانوار را با میانگین درآمد او نشان می‌دهد. تعداد خانوارهای نمونه روستایی 19787 خانوار است که از بین این خانوارها، 8340 خانوار دارای سرپرست باسواد هستند و 11447 خانوار دارای سرپرست بی‌سواد هستند. سطح درآمد در اینجا درآمد پولی و غیرپولی خانوار از کشاورزی و دامداری در نظر گرفته شده است؛ زیرا عمده درآمد روستاییان از این دو شغل به دست می‌آید (گوریس و همکاران، 2011). جدول 2، نشان می‌دهد با اینکه در روستاها تعداد خانوارهایی با سرپرست باسواد از تعداد خانوارهایی با سرپرست بی‌سواد بیشتر است، میانگین درآمد این گروه کمتر است و این نتایج رابطه منفی سطح تحصیلات سرپرست خانوار را با درآمد او و احتمال مالکیت مسکن او توجیه میکند.
جدول 2- رابطه تحصیلات سرپرست خانوار و میانگین درآمد سالانه به ریال
منبع: محاسبات تحقیق
نتایج تخمین اثر نهایی نیز نشان می‌دهند با افزایش سطح تحصیلات سرپرست خانوار، احتمال مالکیت مسکن 4/3 درصد کاهش می‌یابد. شاغل‌بودن سرپرست خانوار اثر مثبت و معنی‌داری بر احتمال مالکیت مسکن دارد. با ثابت‌بودن سایر شرایط هنگامی که سرپرست خانوار شاغل باشد، درآمد کسب میکند که با بالاتررفتن درآمد دارایی فرد افزایش می‌یابد و احتمال مالکیت مسکن نیز افزایش می‌یابد و نتایج نشان می‌دهند شاغل‌بودن سرپرست خانوار احتمال مالکیت مسکن را 16 درصد افزایش می‌دهد. رابطه مثبت شاغل‌بودن سرپرست خانوار و احتمال مالکیت مسکن، همانند نتیجه به‌دست‌آمده در پژوهش آیزاواتی (2016)، گوریس و همکاران (2011) و اندرسون و همکاران (2021) است. متغیر بعد خانوار نیز اثر مثبتی بر مالکیت مسکن دارد؛ به‌طوری‌که هرچه تعداد افراد خانوار افزایش یابد، احتمال مالکیت مسکن او افزایش می‌یابد. بعد خانوار از دیدگاه درآمدی تعداد افرادی را نشان می‌دهد که در فعالیت‌های روزمره کشاورزی فعالیت دارند و بر درآمد خانوار مؤثرند. درواقع نتایج برآورد اثرات نهایی نشان می‌دهند اگریک نفر به تعداد افراد خانوار اضافه شود، احتمال مالکیت مسکن حدود 25 درصد افزایش می‌یابد. مطالعات قبلی رابطه مثبت بعد خانوار و احتمال مالکیت مسکن را تأیید میکند (آربلاکز و همکاران، 2019؛ ادگوک، 2020؛ استیفن ولان، 2017). متغیر سن سرپرست خانوار بر مالکیت مسکن تأثیر مثبت دارد و نتایج نشان می‌دهند سن سرپرست خانوار به چند دلیل یک عامل عمدۀ تعین‌کنندة مالکیت مسکن است (جینوپ، 2021). سرپرستان خانوار مسن‌تر درآمد بیشتری دارند. این خانوارها سال‌های بیشتری را در نیروی کار سپری کرده‌اند و درآمدشان همراه با سطح تجربه زندگی، افزایش یافتـه است (اندرسون و همکاران، 2021). خانوارهای قدیمی‌تر از لحاظ مالی آمادگی بیشتری برای پوشش هزینه‌های سرمایه‌گذاری مسکن دارند. این خانوارها همچنین دارای منابع مالی مطمئن‌تر و ثروت بیشتری هستند؛ به این معنا که سرمایه‌گذاری در مسکن از تنوع بیشـتری برخوردار است و نسبت کوچک‌تری از ثروت خانوارهای قدیمی‌تر به سرمایه‌گذاری در مسکن اختصاص می‌یابد. این موضوع منجر به اولویت‌بخشیدن به مالکیت مسکن می‌شود و درنهایت خانوارهای قدیمی‌تر نیز کمتر اقدام به جابه‌جایی می‌کنند (ادگوک، 2021). بررسی نتایج سن سرپرست خانوار نشان می‌دهد هرچه سن سرپرست خانوار و تعداد افراد خانوار بیشتر باشد، خانوار در سیکل بالاتری از زندگی قرار می‌گیرد و احتمال مالک‌بودن آن بیشتر است (گوریس وهمکاران، 2011). نتایج نشان می‌دهند متأهل‌بودن سرپرست خانوار رابطه مثبت با مالکیت مسکن دارد. سرپرست خانوار متأهل انگیزه بیشتری برای مالکیت و یکجانشینی دارد (محمدهاجلل، 2012). براساس یافته‌ها این متغیر در سطح اطمینان 95 درصد در مدل این پژوهش معنی‌دار نیست.
نتیجه‌گیری هدف از این پژوهش تعیین اثر عوامل مختلف بر نحوه تصرف مسکن در مناطق روستایی ایران است. داده‌های استفاده‌شده مربوط به 19798 خانوار روستایی مشتمل بر داده‌های گزارش‌شده و نتایج تفصیلی آمارگیری جمعیت‌شناسی در مناطق روستایی است. مدل این پژوهش پروبیت است و در این مدل متغیر وابسته (نحوه تصرف مسکن) است که دو ارزش یک برای مالکیت مسکن و صفر برای اجاره‌ای‌بودن مسکن دارد. متغیرهای مستقل وارد در مدل عبارت‌اند از درآمد دائمی، سن، جنسیت، وضعیت اشتغال، سطح تحصیلات، وضعیت تأهل سرپرست خانوار و بعد خانوار. ضرایب با استفاده از نرم‌افزار استتا تخمین زده شده‌اند. برآورد درآمد دائمی براساس متغیرهای اقتصادی سن، جنسیت، وضعیت اشتغال و وضعیت تأهل سرپرست خانوار و بعد خانوار با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی تخمین زده شده است. بین متغیرهای اقتصادی و اجتماعی، درآمد دائمی، سن، جنسیت، تأهل، سطح تحصیلات و شاغل‌بودن سرپرست خانوار، اتومبیل‌داشتن خانوار و بعد خانوار مهم‌ترین متغیرهای مستقل مدل را تشکیل داده‌اند که براساس مدل پروبیت همه متغیرها به غیر از سطح تحصیلات سرپرست خانوار اثر مثبت و معنی‌دار بر احتمال مالکیت مسکن دارد و متغیر جنسیت سرپرست خانوار نیز اثر معنی‌داری بر مالکیت مسکن ندارد، اما وارد مدل ساختن آن دارای توجیه است. به‌طور کلی این پژوهش به‌دلیل بهره‌گیری از داده‌های مقطعی، هدف توضیح نوع تصرف مسکن را مدنظر داشته و به‌دلیل عدم وجود متغیرهای سیاستی در داده‌های هزینه - درآمد خانوار، امکان ارائه توصیه‌های سیاستی محدود است. مسکن مهم‌ترین دارایی خانوارهای ایرانی است و این موضوع برای خانوارهای کم‌درآمد و میان درآمد از اهمیت بیشتری برخوردار است؛ بنابراین، اتخاذ سیاست‌های مالیاتی، یارانه‌ای و اختصاص زمین برای تأمین مسکن خانوار در عین حال مهم‌ترین ابزار کاهش شکاف طبقاتی و افزایش رفاه اجتماعی تلقی می‌شود. با وجود این، نتایج حاصل می‌توانند زمینه ارائه توصیه‌هایی را فراهم آورند که ممکن است به‌طور مستقیم یا غیرمستقیم مرتبط با نتایج پژوهش باشد.
[i] probit [ii] Macffaden [iii] Maximum likelihood Estimation [iv] Elastisity [vi] Selahattin guris & et al [vii] Anderson & et al [viii] Letkiewicz & et al [ix] Adegoke [x] Arbelacz & et al [xi] A.C. Goodman. [xii] Stephen Whelan [xiii] Cruz & Moriz [xiv] Aizava .T [xv] Housing Tenure [xvi] OLS | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مراجع | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
سرتیپی‌پور، محسن (1395). «بررسی تحلیلی مسکن روستایی ایران»، تهران: دانشگاه شهید بهشتی و بنیاد مسکن انقلاب اسلامی، ص 16-1. قلی‌زاده، علی‌اکبر (1398). نظریه قیمت مسکن در ایران به زبان ساده، چاپ دوم، تهران: انتشارات نور علم. قلی‌زاده، علی‌اکبر (1400). اقتصاد مسکن، نظریه‌ها و کاربردها، تهران: انتشارات نور علم. قلی‌زاده، علی‌اکبر و مطهره خاکسار (1396). «اثر درآمد و تحصیلات سرپرست خانوار بر نحوه تصرف مسکن در مناطق شهری ایران»، مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، سال ششم، شماره 22، ص 60-81. قلی‌زاده، علی‌اکبر و بهناز کمیاب (1388). «اثرات سیاست‌های پولی بر حباب قیمت مسکن در دوره‌های رونق و رکود در ایران»، اقتصاد مقداری، دوره 5، شماره 3، ص 48-78. مرکز آمار ایران (1399). نتایج تفصیلی آمارگیری از هزینه و درآمد خانوارهای روستایی و روستایی سال 1398. Adecoke, S. (2020). "Housing Tenure Choice and Housing Affordability in Nigeria: A Comparative Analysis of Owners and Renters of Organized Private Sector Housing", International Journal of Social Science Studies, 8(4): 142. Aizawa, T. (2016). "Determinants of tenure choice in Japan: What makes you a home owner?", Asian Development Bank Institute, 625: 1-19. Ana, M. (2020). "Tenure status, Housing Conditions and Residentail Satisfaction of adolescents", Sciendo; urban studies, 21(2): 24-32. Anderson, D., Hye-sung, H & Hisnanick, J. (2021). "The Effect of Household Debt and Wealth on Subsequent Housing Tenure Choice", SAGE Journals, 20: 297-325. Arbelacz, A., Roberto, S & Aljandro, B. (2019). "Housing tenure and Housing Demand in Colombia", 40ANOS–Working Paper, 54: 20011-01Guris, S., Ebru, C & Turgut, U. (2011). "Estimating of Probability of Home–Ownership in Rural &Urban Areas: Logit. Probit & Gombit Model", European Journal of Social Science, 21(3): 405-411. Jinyup, K. (2021). "What Are the Real Determinants of Housing Tenure Decisions? The Empirical Evidence on Five Hypotheses", Journal of Real Estate Literature, 28: 26-41. Letkiewicz, C & Stuart, H. (2018). "Homeownership among Young Americans: A Look at Student Loan Debt and Behavioral Factors", Economics Journal of Consumer Affairs, 52(1), 88-114. Morias, C & Cruz, A. (2017). "Housing demand, tenure choice &Housing policy in Brazil'', Latin American Real Estate Society, 25: 26-42. Stephen, W. (2017). "The Dynamic of Housing Tenure in Australia", International Real Estate Review, 3: 65-92. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
آمار تعداد مشاهده مقاله: 224 تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 171 |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||