معرفت فرهنگی اجتماعی

 
مقدمه
رشد اقتصادي نشان¬دهندة افزايش بلندمدت ظرفيت توليد براي افزايش عرضة کل در تأمين نيازهاي جمعيت است؛ به‌ بيان ديگر، در هر کشوري رشد اقتصادي بيانگر رشد مداوم توليد است که بيشتر با افزايش جمعيت و معمولاً با تغييرات زيربنايي همراه است. مي‌توان چنين گفت که هيچ نظام اقتصادي بدون توجه به رشد اقتصادي و توسعة همة بخش‌هاي اقتصادي جامعه به‌سوي ارتقاي توليد و رشد آن، نمي‌تواند سامان يابد. مخارج دولت با فراهم کردن زير¬بناهاي اقتصادي و اجتماعي و بهبود کارايي نيروي کار، بر رشد توليد و اقتصاد اثر مستقيم مي¬گذارد؛ ازاين‌رو، رشد بهينة اقتصادي، درواقع بهبود مستمر شرايط مادي و کيفيت زندگي افراد جامعه و ايفاي نقش مؤثر دولت در برقراري روابط جهاني و نيز پيشبرد جامعه و اهداف آن به سوي رشد و توسعة اقتصادي است که اين كار مهم، متأثر از مخارج دولت است. از‌سوي‌ديگر، برنامه¬هاي جمعيتي خواه با هدف تشويق براي افزايش جمعيت و خواه براي تنظيم و ايجاد امکانات کنترل جمعيت به‌طور چشمگيري بر مخارج دولت اثرگذار بوده، از اين راه مي‌تواند در رشد اقتصادي کشور نقشي مهم بر عهده بگيرد؛ ازاين‌رو، با توجه به تغيير سياست جمعيتي کشور و نيز نتايج متفاوت مطالعات مختلف دربارة ارتباط ميان اين دو متغير در کشورهاي مختلف، به نظر مي¬رسد با بررسي جداگانة اين سياست و ارائة مدل¬هايي دقيق براي پيش¬بيني نتايج و آثار آن در رشد اقتصادي از کانال اثرگذاري بر مخارج دولت، اين موضوع واکاوي شد و با توجه به نتايج به‌دست‌آمده، در پيشبرد و اجراي بهتر اين تصميم¬گيري¬ها در جهت رسيدن هرچه بهتر به اهداف مدنظر، برنامه‌ريزي شد. بديهي است در جامعه‌اي که دولت بخش چشمگيري از آن را اداره مي‌‌كند، با افزايش گروه‌هاي سني مختلف از جمعيت، دولت متحمل بخشي از هزينه‌هاي مربوط به رفاه، سلامت و نيز تأمين اجتماعي آن قشرها مي‌شود و از‌آنجايي‌که طبق مطالعات صورت‌رفته دربارة ايران، رابطة معناداري ميان مخارج دولت و رشد اقتصادي وجود دارد (حيدري و همکاران، 1389)، مي‌توان اذعان داشت که تغييرات جمعيتي از کانال تغيير در مخارج دولت، مي‌تواند رشد اقتصادي را تحريک كند. به بيان ديگر، دولت در اقتصاد نقش هدايت¬کننده‌اي دارد كه، توليد کالاها و خدمات، ايجاد امنيت اقتصادي و اجتماعي و پرداخت¬هاي انتقالي براي ايجاد و گسترش هماهنگي اجتماعي، انجام هزينه¬هاي دفاعي، وضع قوانين، فراهم کردن زمينه براي رشد اقتصادي از جمله فعاليت‌هاي دولت به شمار مي‌آيد كه با ايجاد زيرساخت¬هاي اقتصادي از راه مخارج جاري و عمراني، توزيع بهتر درآمد و ثروت در جامعه و نيز تخصيص بهينة منابع و افزايش کارايي اقتصادي، بدان دست مي‌يابد. اين فعاليت¬هاي دولت و ميزان مخارج آن، به‌طور مستقيم متأثر از متغيرهاي جمعيتي و ميزان جمعيت در جامعه است که خود بر رشد توليد و اقتصاد اثري چشمگير مي‌گذارد.
بررسي‌هاي کارشناسانه دربارة جمعيت در هر دوره با توجه به آثار فراوان فرهنگي، اقتصادي، اجتماعي و حتي سياسي و نيز براي تعيين اينکه آيا كثرت جمعيت يا قلت آن به سود خانواده‌ها و در‌نتيجه اجتماع است يا خير، كاري ضرور براي تصميم‌گيري و سياست‌گذاري دربارة كنترل يا گسترش جمعيت است. از‌سوي‌ديگر، به‌سبب اهميت تأثيرات رشد جمعيت بر فرايند رشد اقتصادي، پيش¬بيني¬هاي جمعيت¬شناختي، مبنايي مهم براي جهت‌گيري برنامه¬ريزي¬هاي توسعة اقتصادي و اجتماعي است که جزئيات اين پيش¬بيني‌ها مي‌تواند در سازمان¬هاي دولتي و غيردولتي استفاده شود؛ ازاين‌رو، اين تحقيق با بررسي پيشينة تحقيقات دربارة اين موضوع و موضوعات مشابه، كوشيده است با نگاهي دقيق به اين بحث، مدلي را به دست دهد که به‌گونه‌اي در تحقيقات انجام‌شده سهيم باشد و کمکي براي اجراي بهتر اين سياست كند.
اين پژوهش با هدف بررسي رابطة بلند‌مدت ميان رشد درصد گروه‌هاي سني متفاوت جمعيت ايران نسبت به جمعيت کل ايران و رشد اقتصادي کشور در طول دورة زماني (1343ـ1387) صورت پذيرفت كه پس از بررسي مانايي متغيرهاي مدل، براي اطمينان از وجود رابطة بلند‌مدت ميان آن متغيرها و نيز تعيين شدت و اثر آنها، از رهيافت آزمون کرانه¬ها و روش خورگرسيوني با وقفه¬هاي توزيعي بهره مي‌گيرد. همچنين در اين پژوهش براي بررسي دقيق‌تر موضوع و تعيين رابطة کوتاه‌مدت ميان متغيرهاي بررسي‌شده، مدل تصحيح خطا به‌کار گرفته خواهد شد.
اين مقاله در ده بخش کلي تدوين شده است که بخش دوم، مباني نظري تحقيق؛ بخش سوم، برخي مباحث و ديدگاه‌هاي اسلامي دربارة تغييرات جمعيت؛ بخش چهارم، مروري بر پيشينة تحقيق؛ بخش پنجم، کانال‌هاي اثرگذاري جمعيت بر رشد اقتصادي؛ بخش ششم، نسبت جنسي و سني جمعيت ايران و تحولات باروري و زاد‌و‌ولد؛ بخش هفتم، تحولات وضعيت باسوادي و تحصيلات جمعيت کشور؛ بخش هشتم، معرفي مدل و روش تحقيق؛ بخش نهم، نتايج تخمين مدل و سرانجام بخش دهم، نتيجه‌گيري و ارائه پيشنهادها تنظيم شده است.
2. مباني نظري تحقيق
بحث دربارة ارتباط ميان رشد جمعيت و رشد اقتصادي به سال ۱۷۹۸ بازمي‌گردد؛ زيرا در اين سال، مالتوس در پژوهش خود با عنوان «سنجشي در مورد اصل جمعيت» به اين موضوع پرداخت و با اشاره به دو اصل اساسي نظريه¬اش که نرخ رشد جمعيت از نرخ هندسي، ولي رشد توليد از نرخ حسابي تبعيت مي‌کند؛ اظهار داشت که اين خود تمايلي ايجاد مي‌کند؛ زيرا نرخ رشد جمعيت بيشتر از نرخ رشد توليد بوده است و اين رشد پايين کشاورزي در مقايسه با رشد بالاي جمعيت نمي‌تواند پاسخگوي نيازهاي غذايي جامعه شود (Malthus, 1798). درواقع نظر بدبينانة مالتوس مبني بر اين بود که افزايش جمعيت به‌طور نامحدود، مي‌تواند جامعه را دچار فقرزدگي كند. اين نظريه زماني بدبينانه تلقي شد که در جوامع پيشرفته خلاف آن ثابت شد و اين کشورها به‌رغم جمعيت فراوان توانستند به رشد بالايي در اقتصاد دست يابند. حاميان الگوي رشد پايدار نيز اذعان مي‌كنند که محيط‌زيست جهان با مشكل روبه‌رو شده، جهان دچار فقر، گرسنگي و بيماري مي‌شود. طرف‌داران الگوي رشد نيز با اين باور که رشد جمعيت جهان اداره‌شدني است، مدعي‌اند که در بسياري از کشورها، رشد جمعيت در رسيدن به استانداردهاي بالاي زندگي کمک كرده است.
جانسون (1999)، براساس شواهد تاريخي بيان مي‌كند که رشد جمعيت به توسعة سريع‌تر اقتصادي کمک مي‌کند؛ چرا‌که رشد سريع جمعيت و بهبود سريع در شرايط زندگي به‌طور هم‌زمان رخ مي‌دهد (Johnson, 1999).
همچنين پارادايم Natalist (طرف‌داران زاد‌و‌ولد) معتقد به ضرورت حفظ يک جمعيت فراوان براي حفظ تمدن مرفه و پايدار و کنترل نكردن جمعيت از سوي دولت‌ها مي‌باشند و تأکيد دارند که فقر، گرسنگي، قحطي، و تخريب محيط‌زيست در‌نتيجة افزايش جمعيت نيست، بلکه همة اينها به‌سبب توزيع نابرابر ثروت، فناوري، بهره‌وري و مواد غذايي در جهان پديدار مي‌شوند.
برخي معتقدند که رشد بالا از راه سرمايه‌گذاري در سرماية انساني در جوامعي که انگيزة فراواني براي اين امر دارند مي‌تواند براساس مدل‌هاي رشد درون‌زا قابل دستيابي باشد؛ ولي ساختاربندي سرماية انساني در سطوح مختلف تحصيلات نيز آثار گوناگوني بر رشد بهره‌وري خواهد داشت (Park, 2006).
از سويي، برخي به رابطة دوسوية ميان رشد اقتصادي و جمعيت اشاره مي‌کنند؛ زيرا رشد اقتصادي بالا منجر به تحريک ازدواج زودهنگام شده، نرخ تولد بالا رفته و نرخ مرگ‌و‌مير کاهش مي‌يابد و اين خود باعث افزايش جمعيت مي‌شود؛ ولي از‌سوي‌ديگر، ميزان فراوان جمعيت در جامعه مي‌تواند رشد اقتصادي را از راه کاهش بازدة استفاده از زمين و سرمايه، پايين آورد (Krugman, 1991)؛ از‌سوي‌ديگر، بکر و همکاران (1990) معتقد بودند که رشد فراوان جمعيت مي‌تواند هم آثار مثبت و هم منفي را بر بهره‌وري داشته باشد. در‌حالي‌که، برخي ديگر، برخلاف نظر يادشده، بر اين باورند که نرخ زاد‌‌و‌ولد در‌نتيجة رشد اقتصادي و بهبود شرايط اجتماعي و اقتصادي مردم و رشد سهام سرمايه¬هاي انساني، پايين مي‌آيد و اين خود باعث رشد پايدار اقتصادي در شرايط سرانه مي‌شود (Becker and et al., 1990 ؛ Galor and Weil,1999- 2000).
برخي نظريات نيز همچون نظرية گذار جمعيتي، انتقال جمعيت را از وضعيت مرگ‌و‌مير و باروري بالا به يک مرحلة با نرخ مرگ‌و‌مير و باروري پايين، به روند بهبود شرايط اجتماعي و اقتصادي و نيز جامعة شهري، صنعتي و مدرن مرتبط مي‌کنند (United Nations. 1973). برخي نيز براساس نظرية رشد نئومالتوس معتقدند که در کنار اين فرايند صنعتي‌شدن، تغيير جهتي از سوي بالابردن کميت پرورش کودک به کيفيت آن صورت مي‌گيرد (Becker and et al., 1990؛ Galor and Weil, 2000). برخي اقتصاددانان نيز رشد جمعيت را، که زمينه را براي تقاضاي موردنياز مصرف‌کننده براي ايجاد اقتصادهاي مطلوب از نظر مقياس توليد و کاهش هزينه‌هاي توليدي و عرضة نيروي کار با هزينة پايين براي دستيابي به سطح توليد بالا فراهم مي‌کند، براي تحريک توسعة اقتصادي ضرور مي‌دانند (Todaro, 1995).
براساس نظر برخي صاحب‌نظران جمعيتي نيز، تحول اساسي در انتقال جمعيتي زماني شکل مي¬گيرد که ميزان مواليد و به دنبال آن مرگ‌و‌مير در جامعه با کاهش روبه‌رو گردد که اين تحول خود را با دگرگوني در ساختار سني جمعيت بروز مي‌دهد که از آن به‌عنوان پنجرة جمعيتي ياد مي‌شود. درواقع پنجرة جمعيت زماني که ميزان باروري با کاهش روبه‌رو گردد و توزيع و ترکيب سني جمعيت تغيير کند، نمود مي‌يابد؛ بدين‌ترتيب، درنتيجة کاهش ميزان مواليد و به‌دنبال آن کاهش مرگ‌و‌مير و در نهايت گرايش ساختار جمعيت جامعه به پيري، پيش‌بيني مي‌شود که احساس نياز به سرمايه‌گذاري براي تأمين نيازهاي گروه‌هاي سني جوان کمتر شود و منابع سرمايه‌گذاري در جهت رشد اقتصادي و رفاه خانوارها آزاد گردد (Rose and et al., 2004).
3. پيشينة تحقيق
نتايج مطالعات نظري و تجربي دربارة جمعيت و رشد اقتصادي، در موارد فراواني متفاوت است که در ادامه به برخي از مهم‌ترين آنها اشاره مي‌شود:
بردسال و لاندائو (1997)، در مطالعه‌اي دربارة داده‌هاي مقطعي از 43 کشور جهان، استدلال مي‌کنند که انحراف استاندارد سرمايه‌هاي انساني با رشد سرانه رابطة منفي دارد (Birdsall & London, 1997).
لوپز و همکاران (1998)، در زمينة تأثير پراکندگي سرماية انساني بر سطح بهره‌وري، با بررسي داده‌هاي تابلويي از دوازده کشور آسيايي و آمريکاي لاتين براي دورة (۱۹۷۰-1994)، به اين نتيجه دست يافتند که انحراف معيار و ضريب تغييرات تحصيل، اثري منفي بر توليد سرانه در اين اقتصادهاي توسعه‌يافته داشته است كه اين خود نشان‌دهندة اين است که سياست¬هاي اقتصادي که نيروهاي بازار را سرکوب مي‌کنند خواستار کاهش تأثير سرمايه انساني بر رشد اقتصادي‌‌اند و سرمايه‌گذاري روي سرماية انساني مي‌تواند اثر کمي بر رشد داشته باشد؛ مگر آنکه مردم بتوانند از تحصيلات در شرايط رقابتي و بازارهاي باز استفاده كنند (Lopez and et al., 1998).
داکوستا و کارول (2001)، در پژوهشي با بررسي فرضية هم‌گرايي منطقه¬اي و منابع رشد اقتصادي و نيز با استفاده از مدل رگرسيون کاهشي و داده‌هاي تابلويي سي منطقة کشور چين در دورة (1978ـ۱۹۹۶)، به اين نتيجه دست يافته¬اند که ميان رشد جمعيت و نرخ رشد درآمد سرانة استان‌ها رابطة منفي و معنادار وجود دارد. از سويي رابطة ميان نرخ باروري و رشد نيز در اين مطالعه، منفي به‌دست آمده است (Dacosta and Carroll, 2001).
دارات و ال يوسف (1999)، نيز براي بيست کشور در‌حال‌توسعه با استفاده از داده‌هاي سالانة دورة (1950-1996) ميان جمعيت و رشد اقتصادي به رابطه‌اي بلندمدت دست يافتند. نتايج مطالعة آنان نشان مي‌دهد که در بيش از نيمي از کشورهاي بررسي‌شده، جمعيت سبب تحريک رشد اقتصادي مي‌شود (Darrat and Al-Yousif, 1999 ).
داوسون و تيفين (1998)، در بررسي رابطة بلندمدت ميان جمعيت و رشد اقتصادي در هند، با استفاده از داده‌هاي ساليانة دورة (1950-1993) و نيز تورنتون (2001)، با مطالعه‌اي دربارة هفت کشور آمريکاي لاتين، با استفاده از داده‌هاي سالانة سري زماني براي دورة (1900-1994) و نيز با استفاده از روش‌هاي آزمون عليت گرنجر و هم‌جمعي دريافتند که هيچ رابطة بلندمدتي ميان اين دو متغير وجود ندارد، همچنين رشد جمعيت بر رشد اقتصاد علت گرنجري ندارد (Dawson and Tiffin, 1998؛ Thornton, 2001).
حسن (2010)، در مقالة خود با عنوان «رابطة بلند‌مدت ميان جمعيت و رشد درآمد سرانه در چين» به بررسي ماهيت مانايي، خواص هم¬انباشتگي و عليت گرنجر در رابطة ميان جمعيت و درآمد سرانه در سرزمين اصلي چين مي¬پردازد. وي درمي‌يابد که معناداري متقابل ميان رشد اقتصادي و رشد جمعيت در کوتاه‌مدت وجود دارد و نتايج تجربي نشان مي‌دهد که رابطه‌اي بلندمدت منفي ميان جريان درآمد سرانه با مردم است (Hasan, 2010).
صادقي و سعادت (1383)، در بررسي روابط علّي ميان رشد جمعيت، رشد اقتصادي و آثار زيست‌محيطي در ايران، با استفاده از داده¬هاي آماري دورة زماني (1346-1380) و از روش آزمون عليت هسيائو به اين نتيجه دست يافتند که يک رابطة علّي يک‌سويه از رشد جمعيت با تخريب زيست‌محيطي وجود دارد؛ همچنين رابطه‌اي دوسويه ميان تخريب زيست‌محيطي و رشد اقتصادي برقرار است.
مشفق (1388)، به اين نتيجه دست يافته است که کاهش ميزان باروري باعث کاهش جمعيت در گروه‌هاي سني کودک و نوجوان و در‌نتيجه افزايش گروه¬هاي سني فعال و در سن کار مي‌شود، که خود منجر به کاهش بار وابستگي خانواده‌ها و تسريع رشد اقتصادي مي‌شود.
3-1. جمع‌بندي مطالعات
همان‌طور که مشاهده مي‌شود مطالعات صورت‌گرفته در کشورهاي مختلف نتايج متفاوتي از رابطة ميان جمعيت و رشد اقتصادي دارند که اين تفاوت‌ها مي‌تواند به دلايل گوناگوني بستگي داشته باشد از جمله متفاوت بودن دورة زماني مورد مطالعه، متفاوت بودن متغيرها و تفاوت در روش‌هاي اقتصادسنجي. همچنين با مرور پيشينة تحقيق، نبود مطالعات تجربي با استفاده از تکنيک‌هاي برآورد مدل‌هاي اقتصادي- اجتماعي براي پيش‌‌بيني و با هدف کمک به سياست‌گذاري‌هاي جمعيتي در ايران، کاملاً محسوس است؛ از‌اين‌رو، به‌سبب اهميت موضوع، به‌ويژه با توجه به تصميم سياستي اخير ايران دربارة برنامه‌ريزي براي مقابله با کنترل جمعيت و پيش‌بيني اثرگذاري اين سياست در رويدادهاي مختلف اجتماعي، سياسي و اقتصادي، لازم است اين رابطه به‌صورت دقيق و با استفاده از تکنيک¬هاي جديد اقتصادسنجي ارزيابي‌ شود. بدين منظور در اين مقاله مي‌كوشيم با رفع اشكالات موجود در مطالعات پيشين، از راه کاربرد متغيرهاي مناسب و روش‌هاي اقتصادسنجي کامل و جديد در مقايسه با نسبت به مطالعات قبلي، نتايج قابل¬اعتمادتري براي سياست‌گذاري اجتماعي ـ اقتصادي ارائه كنيم.
براساس مباني نظري دربارة موضوع، پنجرة جمعيت زماني که ميزان باروري با کاهش روبه‌رو شود و توزيع و ترکيب سني جمعيت تغيير کند، نمود پيدا مي¬کند. بدين‌ترتيب، در‌نتيجة کاهش ميزان مواليد و نيز در پي آن کاهش مرگ¬ومير و در‌نهايت، گرايش ساختار سني جمعيت جامعه به پيري، پيش‌بيني مي‌شود که احساس نياز به سرمايه‌گذاري براي تأمين نيازهاي گروه‌هاي سني جوان کمتر شود و منابع سرمايه‌گذاري براي رشد اقتصادي و رفاه خانوارها آزاد شود (Rose, 2004). از‌سوي‌ديگر، بديهي است که با بروز تغييرات اساسي در ساختار سني جمعيت، در نتيجة گذشت زمان و ورود قشرهاي بزرگ‌سال جمعيتي به دورة سالمندي، ميزان توليد کشور نيز دستخوش تغيير مي‌شود؛ زيرا در اين مرحله، مشارکت در توليد ناخالص داخلي اين گروه سني از جمعيت، پايين‌تر از ديگر گروه‌هاي سني خواهد بود و مي‌توان انتظار داشت که رشد قشر سالمند، تأثير مثبت و معنادار بر رشد توليد نداشته باشد؛ زيرا در اين اوضاع مسئله اساسي جامعه و دولت، تأمين نيازها و حمايت از سالمندان خواهد شد. اما بحث اخير همچنان در حد يک پيش‌بيني انتظاري باقي خواهد ماند، مگر اينکه به‌طور تجربي نيز درستي يا نادرستي اين مسئله براي جامعة ايران اثبات گردد. از‌اين‌رو، در بخش‌هاي بعدي اين مقاله به‌طور تجربي و با تکنيک اقتصادسنجي مناسب به بررسي اثر رشد درصد گروه‌هاي سني متفاوت جمعيت ايران نسبت به جمعيت کل ايران بر رشد اقتصادي کشور در طول دورة زماني (1343ـ1387) پرداخته مي‌شود.
4. کانال‌هاي اثرگذاري جمعيت بر رشد اقتصادي
جمعيت از سه کانال، يعني افزايش عرضة نيروي کار، پس‌انداز و سرماية انساني، که اثري متقابل برهم دارند، بر رشد و توسعة اقتصادي اثر مي‌گذارند و باعث ايجاد فرصت‌هاي گوناگون براي رشد توليد سرانه مي‌شوند؛ درواقع، تأثير ساختار سني بر توليد ناخالص داخلي کل که افزايش نسبت‌هاي جمعيت در سنين کار و در‌نتيجه تعداد توليدکنندگان به مصرف‌کنندگان را منجر مي‌شود، افزايش‌ مي‌يابد. همان‌گونه که پيش‌تر نيز بيان شد، در جوامعي که بخش چشمگيري از مسائل اقتصادي و اجتماعي در ادارة دولت قرار دارد، با افزايش گروه‌هاي سني مختلف جمعيت، دولت متحمل بخشي از هزينه‌هاي مربوط به رفاه، سلامت و نيز تأمين اجتماعي آن قشرها مي‌گردد و با توجه به رابطة حاصل‌شدة معنادار ميان مخارج دولت و رشد اقتصادي كه در مطالعات قبلي به‌دست آمد، مي‌توان گفت که تغييرات جمعيتي از کانال تغيير در مخارج دولت، مي¬تواند رشد اقتصادي را تحريک كند؛ به بيان ديگر، دولت در اقتصاد نقش هدايت¬کننده را دارد كه توليد کالاها و خدمات، ايجاد امنيت اقتصادي و اجتماعي و پرداخت‌هاي انتقالي براي ايجاد و گسترش هماهنگي اجتماعي، انجام هزينه‌هاي دفاعي، وضع قوانين، فراهم کردن زمينه براي رشد اقتصادي همه بر عهدة اوست؛ ايجاد زيرساخت¬هاي اقتصادي از راه مخارج جاري و عمراني، توزيع بهتر درآمد و ثروت در جامعه و نيز تخصيص بهينة منابع و افزايش کارايي اقتصادي، همگي جزو فعاليت‌هاي دولت شمرده مي‌شود که اين فعاليت¬هاي دولت‌ها و در‌نتيجه ميزان مخارج آن به‌طور مستقيم متأثر از متغيرهاي جمعيتي و ميزان جمعيت در جامعه است که خود بر رشد توليد و اقتصاد آثار فراوان مي‌گذارد. همچنين درپي تغييرات در چرخة زندگي جمعيت، مصرف و پس¬انداز نيز دستخوش تحول مي‌شود و افزايش پس¬انداز، افزايش سرمايه را درپي خواهد داشت که اين كار به‌طور بالقوه سبب افزايش توليد سرانه در آينده خواهد گرديد.
5. نسبت جنسي و سني جمعيت ايران و تحولات باروري و زاد و ولد
ساختار جنسي جمعيت يک جامعه و تغييرات آن، متأثر از عواملي همچون باروري، مرگ‌و‌مير، مهاجرت، ميزان رشد و توسعة اقتصادي- اجتماعي جامعه است. ايران به‌رغم داشتن نسبت جنسي متعارف در بلندمدت، طي سال‌هاي سرشماري (1345-1385) دچار کاهش در نسبت جنسي به‌سبب كاهش مرگ‌ومير عمومي و اطفال شده است (كاظمي پور، 1389). جداول (1-4) اين تغييرات را به‌وضوح نشان مي‌دهند.
 
جدول 1: نسبت جنسي جمعيت كشور
شرح    كل    شهري    روستايي
1335    104    106    102
1345    107    108    107
1355    106    110    103
1365    105    105    104
1370    106    107    106
1375    103    104    102
1385    104    104    103
1390    102    102    102
منبع: سرشماري‌هاي عمومي نفوس و مسكن 1335 الي 1390
نسبت جنسي: اين نسبت حاصل تقسيم تعداد مردان به زنان ضرب در 100 است. SR=M/F×100

جدول 2: نسبت جواني جمعيت کشور (شاخص ورتهايم)
شرح    کل    نقاط شهري    نقاط روستايي
1335    42.17    40.25    43.06
1345    46.09    44.1    47.3
1355    44.53    40.98    47.68
1365    45.45    42.83    48.57
1370    44.29    42.35    46.92
1375    39.51    37.55    42.58
1385    25.1    23.7    28.1
1390    23.4    22.3    26.1
منبع: سرشماري‌هاي عمومي نفوس و مسكن 1335 الي 1390
نسبت جواني جمعيت: ميزان جواني جمعيت را با نسبت ورتهايم مي‌سنجند. نماد رياضي اين رابطه ∑_0^14▒〖P≥40%∑_0^W▒P〗 است. به جمعيتي که رابطة مزبور در آن صدق کند، جمعيت جوان گفته مي‌شود. نسبت جواني جمعيت: تعداد جمعيت 14-0 ساله به کل جمعيت ضرب در 100.
 

 
جدول 3: شاخص نسبت سالخوردگي جمعيت
به تفكيك نقاط شهري و روستايي 1335ـ1390
شرح    1345    1355    1365    1370    1375    1385    1390
جمع    14.17    11.8    11.9    12.92    16.8    29    35.1
نقاط شهري    13.87    12.18    12.1    12.62    16.3    28.7    35.4
نقاط روستايي    14.35    11.51    11.8    13.27    17.4    29.5    34.4
منبع: سرشماري‌هاي عمومي نفوس و مسكن 1335 الي 1390
نسبت سالخوردگي جمعيت: اين نسبت حاصل تقسيم جمعيت 60 ساله و بيشتر به جمعيت زير 15 سال ضرب در 100 است.

جدول 4:
نسبت وابستگي جمعيت كشور
شرح    کل    نقاط شهري
1335    85.71    77.79
1345    99.82    90.81
1355    92.48    79.6
1365    94.22    84.51
1370    91.3    83.66
1375    78.09    71.16
1385    43.4    39.8
1390    41.05    38.3
منبع: سرشماري‌هاي عمومي نفوس و مسكن 1335 الي 1390
نسبت وابستگي: اين نسبت حاصل تقسيم جمعيت خارج از سن فعاليت (14ـ0 سال و 65 سال و بيشتر) به جمعيت واقع در سن فعاليت 64ـ15 سال است. 
با تحولات باروري در ايران و پشت¬سر گذاشتن سه فاز متفاوت در دورة زماني) 1351-1379)، ميزان باروري کل از حدود 7/7 بچه در سال 1345 به 5/6 بچه در سال 1355 کاهش يافت، اما بعد از پيروزي انقلاب اسلامي ‌و با توجه به رويکرد و شرايط موافق افزايش مواليد، ميزان باروري تا پايان دهة 1350 افزايش و به هفت بچه رسيد. اين روند باروري بالا کوتاه‌مدت بود، به‌طوري‌که در ميانة دهة 1360 و پيش از اتخاذ و اجراي سياست جمعيتي دولت، يعني برنامة جديد تنظيم خانواده، ميزان باروري کل با کاهش روبه‌رو گرديد و اين ميزان از هفت بچه در سال 1360 به حدود 5/5 بچه در سال 1367 رسيد. به دنبال اجراي برنامة تنظيم خانواده، سرعت کاهش باروري بيشتر از قبل گرديد و ميزان باروري کل از 5/5 بچه در سال 1367 به حدود 8/2 بچه در سال 1375 کاهش يافت؛ سپس در سال 1379 به سطح جايگزيني رسيد (عباسي شوازي، 1388). ازاين‌رو، مي‌توان دلايل مهم كاهش سطح باروري در ايران را در سياست‌هاي قبلي تنظيم خانوادة دولت، بالا رفتن سن ازدواج درنتيجة افزايش سطح تحصيلات بانوان کشور، صنعتي‌شدن جامعه، گسترش آموزش همگاني، بهبود موقعيت زنان، دسترسي به امکانات پيشگيري از بارداري، افزايش سطح استاندارد زندگي، گسترش شهرنشيني، شوك اقتصادي و افزايش هزينه‌هاي زندگي بر اثر تورم اقتصادي و سرانجام تغيير نگرش افراد جامعه به تعداد فرزند و در‌نتيجه اهميت يافتن بعد کيفي تعليم و پرورش اولاد در سال‌هاي اخير عنوان کرد. درواقع همگي اين عوامل، کاهش تدريجي رشد جمعيت و گرايش ساختار سني جمعيت به پيري در ايران را منجر شده است.
6. تحولات وضعيت باسوادي و تحصيلات جمعيت کشور
افزايش سطح سواد و تحصيلات جمعيت هر كشور جزو عوامل مؤثر بر رشد اقتصادي است. در سال 1345 بالغ بر 29 درصد از جمعيت شش سال به بالا در كشور باسواد و بقيه بي‌سواد بودند که سهم بزرگي از اين نسبت مختص مناطق شهري بود. اين ميزان در سال‌هاي نزديک به انقلاب اسلامي و در سال 1355 به 5/47 درصد رسيده بود که به وجود نرخ بيش از پنجاه درصدي بي‌سوادي در ميان جمعيت شش سال به بالاي كشور اشاره داشت. خوشبختانه با پيروزي انقلاب اسلامي‌و در پي آن گسترش امکانات آموزشي در كشور و نيز توسعة شهرنشيني در دوران پس از انقلاب، ميزان بي‌سوادي در کشور رو به کاهش گذاشت به‌طوري‌که در سال 1390 اين ميزان به کمتر از شانزده درصد از جمعيت شش سال به بالاي كشور تقليل يافت.
جدول 5: ميزان باسوادي جمعيت 6 ساله و بيشتر كشور
شرح     كل    شهري    روستايي
    مرد و زن    مرد    زن    مرد و زن    مرد    زن    مرد و زن    مرد    زن
1335    15.1    22.4    8    34.6    45.9    22.4    6.1    10.9    1.2
1345    29.4    40.1    17.9    50.4    61.5    38.3    15.1    25.4    4.3
1355    47.5    85.9    35.5    65.5    74.4    55.6    30.5    43.6    17.3
1365    61.8    71    52.1    73.1    80.4    65.4    48    59.9    36
1370    74.1    80.6    67.1    81.9    86.7    76.8    63.7    72.6    54.2
1375    79.5    84.7    74.2    85.7    89.6    81.7    69.3    76.5    62.1
1385    84.6    88.7    80.3    88.9    92.2    85.6    75.1    81.1    68.9
1390    84.7    88.4    81.1    88.6    91.5    85.6    75.1    80.6    69.4
منبع: سرشماري‌هاي عمومي نفوس و مسكن 1335 تا 1390
ميزان باسوادي: اين ميزان از تقسيم جمعيت شش ساله و بيشتر باسواد به كل جمعيت شش ساله و بيشتر ضرب در عدد 100 به دست مي‌آيد.
در سرشماري سال‌هاي 1335 و 1345 درصد باسوادي براي جمعيت هفت ساله به بالا محاسبه شده است.
7. معرفي مدل و روش تحقيق
براي بررسي رابطة بلندمدت ميان چند متغير، روش‌هاي گوناگوني همچون روش اِنگل ـ گرنجر، روش خودرگرسيوني با وقفه¬هاي توزيعي و روش يوهانسن و يوسيليوس وجود دارد. يکي از اشكالات روش انگل-گرنجر اين است که واکنش¬هاي پوياي کوتاه‌مدت ميان متغيرها را در نظر نمي‌گيرد و برآوردهاي حاصل از آن بدون تورش نخواهد بود؛ ازاين‌رو، انجام آزمون فرضيه با استفاده از آماره-هاي آزمون معمول بي‌اعتبار خواهد بود. از سويي، مدل (ARDL) در محاسبة رابطة بلندمدت و واکنش¬هاي کوتاه¬مدت کاربرد فراواني دارد. اما اشكالي که اين روش دارد اين است که در‌صورتي‌که در ميان چند متغير سري زماني بيش از يک بردار هم¬انباشتگي بلندمدت وجود داشته باشد، روش‌هاي انگل ـ گرنجر و (ARDL) نمي‌توانند اين بردارها را بدون وجود هيچ‌گونه پيش‌فرضي از سوي محقق، تعيين كنند.
در اين مقاله براي انجام مقايسة تطبيقي و با هدف به‌دست آوردن نتايج دقيق و با اطمينان بالا، از داده‌هاي سري زماني دورة (1343ـ1387) و روش (ARDL)، که نتايج آن در درجة اطمينان به نسبت قابل قبولي معنادار است، استفاده شده است که پس از تأييد و تبيين چگونگي رابطة بلندمدت، معادلة تصحيح خطاي برداري حاصل از اين رابطة بلندمدت نيز برآورد خواهد شد.
مدل مورد بررسي در اين مطالعه به‌صورت زير تصريح مي‌شود:
1)     lGDPt=α0+α1lPOPat+α2lPOPbt+α3lPOPct+ε1t
که در آن (lGDP) :توليد ناخالص داخلي واقعي بر مبناي قيمت‌هاي سال 2000؛ (lPOPa): رشد درصد جمعيت 0-14سال؛ (lPOPb): رشد درصد جمعيت 15-64 سال و (lPOPc): رشد درصد جمعيت 65 سال به بالا است.
داده‌هاي مربوط به متغيرها با هدف بررسي موضوع مورد مطالعه، در دورة زماني طولاني‌تر براي يافتن رابطة بلندمدت معنادار ميان متغيرهاي مورد بررسي، از بانک جهاني داده استخراج شد و از همة ‌آنها به‌صورت لگاريتم ‌استفاده‌ شد؛ بنابراين، دورة زماني مورد بررسي همان دورة زماني (1965ـ2009) بوده، قيمت‌هاي سال پايه 2000 مي‌باشند.
به منظور برآورد اين مدل، در مرحلة نخست، مانايي متغيرهاي موجود در مدل‌ بررسي شدند كه براي بررسي مانايي متغيرها، از آزمون ريشة واحد «ديکي- فولر» تعميم‌يافته بهره گرفته شد. همچنين از رهيافت آزمون کرانه‌ها که پسران و همکاران (2001) آن را ارائه كردند، براي تعيين وجود يا عدم وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرهاي مورد مطالعه، استفاده مي‌شود. به‌طور معمول، اين روش اقتصادسنجي به‌کار گرفته‌شده در اين مطالعه با به‌دست آوردن تخمين‌هاي بدون تورش و معتبر از مدل بلندمدت، حتي در صورت وجود برخي متغيرهاي توضيحي درون‌زا در مدل، در مقايسه با ديگر روش‌ها مزاياي چشمگيري دارد (Pesaran and Smith, 1998)؛ از‌جمله اينکه رهيافت آزمون کرانه‌ها نااطميناني مربوط به آزمون‌هاي صورت‌گرفته را براي تعيين درجه انباشتگي متغيرها رفع مي‌کند و گذشته از اينکه متغيرها همگي I(0) يا I(1) باشند، همواره تخمين¬هاي سازگاري را از ضرايب رابطة بلندمدت و به‌طور مجانبي داراي توزيع نرمال به‌دست مي‌دهد. مزيت اين روش در مقايسه با روش يوهانسن اين است که در روش يوهانسن لازم است در مواردي از جمله تصميم¬گيري در خصوص شمار متغيرهاي برون‌زا و درون‌زا، لحاظ و يا عدم لحاظ متغير روند و عرض از مبدأ در الگو، تعيين مرتبة (VAR) و همچنين تعيين شمار وقفه‌هاي بهينه، انتخاب‌هاي فراواني صورت پذيرد؛ از‌سوي‌ديگر، برخلاف روش‌هاي يوهانسن و انگل ـ گرنجر که براي نمونه‌هاي کوچک درخور اطمينان نيستند، رهيافت آزمون کرانه‌ها براي نمونه‌هاي کوچک نيز کاربرد دارد. بديهي است در‌صورتي‌که متغيرها جمعي از درجة دو باشند، رهيافت آزمون کرانه‌ها کاربرد نخواهد داشت.
در اين مطالعه سه حالت با عرض از مبدأ نامقيد و بدون روند، با عرض از مبدأ نامقيد و روند مقيد و همچنين با عرض از مبدأ نامقيد و روند نامقيد از پنج حالت معرفي‌شده توسط پسران و همکاران (2001) براي بررسي وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرها در چارچوب رهيافت آزمون کرانه¬ها بررسي مي‌شوند؛ زيرا اين سه حالت با واقعيات و داده¬هاي اقتصادي مطابقت بسياري دارند؛ ازاين‌رو، مدل (ARDL) معادله يك به‌صورت زير خواهد بود:
الف) حالت سوم: با عرض از مبدأ نامقيد و بدون روند:
(2)
∆lGDPt=α0+∑_(i=1)^p▒Ψi ∆lGDPt-i+∑_(i=0)^n▒φi∆lPOPat-i+∑_(i=0)^n▒θi∆lPOPbt-i+∑_(i=0)^n▒λi∆lPOPct-i+π1lGDPt-1+π2lPOPat-1+π3lPOPbt-1+π4lPOPct-1+ut
ب) حالت چهارم: با عرض از مبدأ نامقيد و روند مقيد:
(3)
∆lGDPt = β0+ ∑_(i=1)^p▒ξj ∆lGDPt-i+∑_(i=0)^n▒ςi ∆lPOPat-i+∑_(i=0)^n▒ζi ∆lPOPbt-i+∑_(i=0)^n▒ηi ∆lPOPct-i+γ1 (lGDPt-1-θlGDP ∙t)+γ2 (lPOPat-1- θlPOPa∙t)+γ3 (lPOPbt-1- θlPOPb∙t))+γ4(lPOPct-1- θlPOPc∙t) +ut
ج) حالت پنجم: با عرض از مبدأ نامقيد و روند نامقيد:
(4)
∆lGDPt=c0+ρt+∑_(i=1)^p▒bj∆lGDPt-i+∑_(i=0)^n▒di ∆lPOPat-i+∑_(i=0)^n▒ei ∆lPOPbt-i+∑_(i=0)^n▒fi ∆lPOPct-i+γ1 lGDPt-1+γ2 lPOPat-1+γ3 lPOPbt-1+γ4 lPOPct-1+ut
با توجه به محدود بودن حجم نمونه، براي تصريح بهترين و مناسب‌ترين مدل، از معيار شوارتز بيزين با حداکثر دو وقفه که براي داده‌هاي سالانه با حجم کم مناسب است (پسران و اسميت، 1998)، در تعيين تعداد وقفه‌ها استفاده شده است.
مقاديري از «F» به منظور بررسي فرضية صفر مبني بر وجود نداشتن رابطة بلندمدت ميان متغيرها، از بررسي اين حالت‌ها به‌دست مي‌آيد که از مقايسة اين مقادير با مقادير بحراني ارائه‌شده توسط نارايان (2005) نتيجه مي‌گيريم، اگر مقدار «F» محاسبه‌شده از مقدار کرانة پايين کمتر باشد، نمي‌توان فرضية صفر مبني بر وجود نداشتن رابطة بلندمدت ميان متغيرها را رد كرد، ولي در‌صورتي‌که مقدار «F» محاسبه‌شده بيشتر از کرانة بالا باشد، فرضية صفر ردشدني خواهد بود. اگر «F» محاسباتي ميان دو کرانه بحراني قرار گيرد، رهيافت آزمون کرانه‌ها نمي‌تواند وجود يا عدم وجود رابطة بلند‌مدت ميان متغيرهاي مورد بررسي را تعيين كند. بديهي است در صورت وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرهاي مورد بررسي، مدل ARDL(p,q1,q2,q3) بهينه با استفاده از معيار شوارتز بيزين با حداکثر دو وقفه، انتخاب مي‌شود و سپس مدل خودرگرسيوني با وقفه‌هاي توزيعي (ARDL) شرطي تخمين‌زده مي‌شود تا ضرايب بلندمدت متغيرها تعيين گردد.
(ARDL) شرطي براي معادله يك به شکل زير مي‌باشد:
(5)    lGDPt=λ0+∑_(i=1)^p▒λ1lGDPt-i+∑_(i=0)^q1▒λ1lPOPat-i+∑_(i=0)^q2▒λ2lPOPbt-i+∑_(i=0)^q3▒λ3lPOPct-i+θit
در گام آخر با تخمين الگوي تصحيح خطا ECM))، ضرايب کوتاه‌مدت و سرعت تعديل انحراف از تعادل بلندمدت تعيين مي‌شود. در اين معادله سرعت تعديل انحراف از تعادل بلندمدت در هر دوره با ضريب جزء تصحيح خطا (ecm) نشان داده مي‌شود. الگوي تصحيح خطاي معادله يك به شكل زير خواهد بود:
(6)
∆lGDPt=η0+∑_(n=1)^p▒ηn∆lGDPt-i+∑_(m=1)^q1▒ηm∆lPOPat-i+∑_(j=1)^q2▒ηj∆lPOPbt-i+∑_(z=1)^q3▒ηz∆lPOPct-i+φecmt-1+τt
7-1. بررسي مانايي داده‌ها
براي اين منظور، از آزمون ريشة واحد‌(ADF) براي بررسي مانايي متغيرها در چارچوب دو مدل با عرض از مبدأ و روند و همچنين مدل با عرض از مبدأ و بدون روند استفاده مي‌شود؛ زيرا همان‌طور که پيش‌تر نيز اشاره شد، در‌صورتي‌که متغيرها جمعي از درجة دو باشند، رهيافت آزمون کرانه‌ها کاربرد نخواهد داشت؛ بنابراين، بررسي مانايي متغيرهاي بررسي‌شده در مطالعه ضرورت دارد.
جدول (6) نتايج بررسي مانايي متغيرها را در سطح و پس از يک تفاضل‌گيري گزارش مي¬کند که نشان‌دهندة يک‌سان نبودن درجة جمعي متغيرها است.
جدول 6: نتايج آزمون (ADF)
مدل    lPOPc    lPOPb    lPOPa    lGDP
با عرض از مبدأ و روند    0.36    0.993    0.065*    0.14
با عرض از مبدأ و بدون روند    0.06*     0.998    0.87    0.49
مدل    ΔlPOPc    ΔlPOPb    ΔlPOPa    ΔlGDP
با عرض از مبدأ و روند    0.74    0.029**    0.21    0.033**
با عرض از مبدأ و بدون روند    0.45    0.15    0.40    0.011**
: Δ تفاضل مرتبة اول
***، ** و* : سطوح معناداري در يك، پنج و ده درصد است.
منبع: نتايج تحقيق.
با توجه به نتايج جدول (6)، مشاهده مي‌شود که متغيرهاي (lPOPa) و (lPOPc) در سطح، به‌ترتيب در مدل‌هاي با عرض از مبدأ و روند و با عرض از مبدأ و بدون روند و هردو در سطح ده درصد مانا مي‌باشند. در‌‌حالي‌که متغيرهاي (lGDP) و (lPOPb) در سطح، در هيچ‌يك از مدل‌ها مانا نبود، ولي بعد از يک‌بار تفاضل‌گيري، (ΔlGDP) در هر دو مدل و (ΔlPOPb) در مدل با عرض از مبدأ و روند و در سطح معناداري پنج درصد مانا شدند. در‌نتيجه اين متغيرها در سطح، I(1) بودند.
8. نتايج تخمين مدل
همان‌گونه که پيش‌تر نيز اشاره شد، در اين مطالعه سه حالت با عرض از مبدأ نامقيد و بدون روند، با عرض از مبدأ نامقيد و روند مقيد و با عرض از مبدأ نامقيد و روند نا مقيد از پنج حالت معرفي‌شده توسط پسران و همکاران (2001) براي بررسي وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرها در چارچوب رهيافت آزمون کرانه¬ها بررسي مي‌شوند. مقاديري از «F» براي بررسي فرضية صفر مبني بر نبود وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرها در‌نتيجة بررسي اين حالت‌ها به‌دست آمده است که در مقايسه اين مقادير با مقادير بحراني ارائه‌شده توسط نارايان (2005)، نتايج به‌صورت جدول (شمارة 7) گزارش مي‌شود:
جدول (7): نتايج آزمون کرانه‌ها
آمارةF
حالت پنجم    حالت چهارم    حالت سوم    معادله
6.595**    5.485**    3.052    FlGDP(lGDP/lPOPa, lPOPb, lPOPc)
***، ** و* : سطوح معناداري در يك، پنج و ده درصد مي‌باشد.
منبع: نتايج تحقيق.
در حالت سوم و در سطح معناداري يك درصد و پنج درصد، مقدار آمارة «F» پايين‌تر از کرانة پايين قرار مي‌گيرد و بيانگر وجود نداشتن رابطة بلندمدت در اين سطوح معناداري براي حالت سوم است. همچنين در سطح معناداري ده درصد نيز مقدار آمارة «F» در ميان دو کرانة بالا و پايين قرار مي‌گيرد که در اين حالت نيز آزمون کرانه‌ها قادر به تعيين رابطة بلندمدت ميان متغيرها براي حالت سوم نيست. ازسوي‌ديگر، در حالت چهارم نيز در سطح يك درصد مقدار آمارة «F» در ميان دو کرانة بالا و پايين قرار مي‌گيرد، ولي در سطح پنج درصد، اين مقدار بالاتر از کرانة بالا قرار مي‌گيرد که بيانگر وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرهاي مدل است. در حالت پنجم نيز همانند حالت چهارم، مقدار آمارة «F» در سطح يك درصد در ميان دو کرانة بالا و پايين قرار مي‌گيرد، ولي در سطح پنج درصد، اين مقدار بالاتر از کرانة بالا قرار مي‌گيرد که به وجود رابطة بلند‌مدت ميان متغيرهاي مدل اشاره مي‌كند.
پس از حاصل شدن اطمينان از وجود رابطة بلندمدت ميان متغيرهاي موردمطالعه دربارة معادله مدنظر، مدل ARDL (2,0,2,2) با استفاده از معيار شوارتز بيزين با حداکثر دو وقفه، انتخاب مي‌شود؛ سپس مدل خود‌رگرسيوني با وقفه‌هاي توزيعي (ARDL) شرطي براي تعيين ضرايب بلندمدت متغيرها تخمين زده مي‌شود. جدول (8) تعداد وقفة بهينه را براي مدل مورد بررسي با استفاده از معيار (SBC) گزارش مي‌کند.
 
جدول (8):
تعداد وقفه بهينه با استفاده از معيار(SBC)، براي مدل با روند و بدون روند
مدل بدون روند    مدل با روند    
2    2    lGDP
0    0    lPOPa
2    2    lPOPb
2    2    lPOPc
منبع: نتايج تحقيق.

جدول (9):
ضرايب بلند مدت ARDL(2,0,2,2)، متغير وابستة (lGDP) 
احتمال    آماره t    انحراف استاندارد    ضريب    متغير
0.16    1.39    10.68    14.94    lPOPa
0.06*    1.90    19.57    37.33    lPOPb
0.81    0.22-    2.65    -0.60    lPOPc
0.14    1.48-    120.44    -178.88    C
***، ** و* : سطوح معناداري در يك، پنج و ده درصد است.
منبع: نتايج تحقيق.
 
براساس نتايج جدول‌‌ (9)، مشاهده مي‌شود که به‌جز ضريب متغير (lPOPb)، هيچ‌يک از ضرايب متغيرهاي موجود در اين مدل مورد مطالعه، از لحاظ آماري معنادار نيستند. فقط ضريب متغير (lPOPb) با علامت مثبت در سطح معناداري ده درصد بر متغير وابسته يعني (lGDP)، اثر مي‌گذارد. از ‌آنجاکه متغير (lGDP) و درواقع لگاريتم توليد ناخالص داخلي کل به‌منزلة شاخص رشد اقتصادي فرض شده است و از ‌سوي‌ديگر ضرايب حاصل از تخمين به روش (ARDL) بيانگر شدت و جهت رابطة بلندمدت ميان متغيرهاي توضيحي و متغير وابسته است، مي‌توان گفت که در ايران و در بلندمدت رشد درصد جمعيت فعال 15-64 ساله و درواقع جمعيت فعال جامعه که به‌گونه‌اي در توليد ناخالص داخلي مشارکت دارند با ضريب 33/37 به‌طور مثبت و معناداري بر رشد توليد اثير مي‌گذارد که اين رشد توليد به رشد اقتصادي مي‌‌انجامد؛ بدين معنا که از ‌لحاظ آماري با رشد يک درصدي در ميزان جمعيت فعال، ميزان کل توليد ناخالص داخلي کشور با رشد 33/37 درصدي روبه‌رو خواهد گرديد؛ در‌حالي‌که ديگر متغيرهاي اين مدل يعني رشد درصد جمعيت 0-14 سال و نيز 65 سال به بالا، اثري معنادار بر توليد و در‌نتيجه رشد اقتصادي ندارند.
براساس مباني نظري تحقيق نيز مي‌توان گفت که در ايران رشد جمعيت پوياي کشور (15ـ64 سال) در مقايسه با جمعيت سالمند بالاي 65 سال و كمتر از 14 سال که بيشتر در جامعه مصرف‌کننده به شمار مي‌آيند و نياز به حمايت و تأمين نيازهايشان از سوي جامعه کاملاً محسوس است، در رشد اقتصادي نقشي مهم ‌و اثرگذار دارند. بديهي است که اين نتايج براساس انتظارات تئوريکي است.
پس از تأييد و تبيين چگونگي رابطة بلندمدت، معادلة تصحيح خطاي برداري حاصل از اين رابطة بلندمدت نيز برآورد شده است که نتايج آن در جدول (10) گزارش شده است.
جدول 10: ضرايب کوتاه‌‌مدت الگوي ARDL (2,0,2,2)، متغير وابستة (lGDP)
احتمال    آماره t    انحراف استاندارد    ضريب    متغير
0.006    2.924    0.13    0.38    dLGDP1
0.113    1.626    1.95    3.17    dlPOPa
0.008    2.799    14.67    41.07    dlPOPb
0.004    3.103-    14.85    -46.10    dlPOPb1
0.001    3.633-    4.85    17.65-    dlPOPc
0.001    3.710-    5.62    20.86    dlPOPc1
0.092    1.729-    21.94    -37.95     dC 
0.000    4.003-    0.052    -0.212    ecm(-1)
منبع: نتايج تحقيق.
همان‌گونه که مشاهده مي‌شود رشد درصد جمعيت فعال کشور (15-64 سال) در کوتاه¬مدت نيز تأثير مثبت معنادار بر رشد اقتصادي دارد و همچنان اثر جمعيت زير 14 سال بر رشد اقتصادي بي‌معناست، اين نكته بيانگر آن است که در کوتاه‌مدت نيز رشد يک درصدي جمعيت فعال (15-64 سال) کشور، منجر به رشد توليد کل به ميزان 07/41 درصد مي‌شود. آنچه در ميان اين ضرايب اهميت دارد، ضريب جزء تصحيح خطا است که سرعت تعديل انحراف از تعادل بلندمدت در هر دوره را نشان مي‌دهد. اين ضريب با علامت منفي و معنادار مطابق انتظارات تئوريکي است و با مقدار تقريبي 2/21 درصد بيان مي‌کند که در صورت انحراف از تعادل در هر سال حدود 2/21 درصد از آن انحراف جبران و به تعادل بلندمدت نزديک مي‌شود.
نتيجه‌گيري و پيشنهادها
يکي از جديدترين مسائل پيش‌روي اجتماعي کشور که بر رويدادهاي مختلف اقتصادي، اجتماعي و حتي سياسي نيز مؤثر است، حركت ساختارهاي سني جمعيت ايران به سوي سالخوردگي است. آمارهاي موجود دربارة ساختار سني جمعيت ايران به‌روشني مصداق اين موضوع قرار مي‌گيرند و پيش‌بيني مي‌شود که ادامة کاهش سريع باروري همراه با بهبودهاي اميد به زندگي به ادامه تغييرات سريع ساختارهاي سني و سالخوردگي جمعيت ايران براي دهه‌هاي آينده بينجامد؛ زيرا در فاز آخر انتقال جمعيتي، ميزان مواليد و مرگ کاهش مي‌يابد و به سالخوردگي در جمعيت منجر مي‌شود.
بنا بر تشخيص جامعه‌شناسان، جامعة ايران در‌حال‌حاضر، در مرحلۀ انتقال ساختار سني از جواني به سالخوردگي قرار دارد و همواره جمعيت سالخورده افزايش و جمعيت نوجوان و جوان آن کاهش مي‌يابد. از‌سوي‌ديگر، اين روند منجر به افزايش نيازهاي اختصاصي سالمندان مي‌شود؛ در‌نتيجه، افزايش لزوم توجه به مسائل سلامت اجتماعي و روحي با هدف تأمين رفاه اجتماعي و بهداشتي و تأمين اجتماعي گرديده، بر اقتصاد کشور با تحريک مخارج دولت بسيار مؤثر عمل كند.
نتايج تخمين مدل مطالعة پيش‌رو نشان مي‌دهد که به غير از ضريب متغير رشد درصد جمعيت 15ـ64 ساله ايران، هيچ‌يک از ضرايب متغيرهاي موجود در مدل مطالعه‌شده، يعني رشد درصد جمعيت 0ـ14 سال و نيز 65 سال به بالا، از‌لحاظ آماري معنادار نيستند و فقط رشد درصد جمعيت 15ـ64 سال و درواقع جمعيت فعال جامعه که به‌گونه‌اي در توليد ناخالص داخلي مشارکت دارند با ضريب 33/37 به‌طور مثبت و معناداري بر رشد اقتصادي بلندمدت اثرگذار است؛ به‌طوري‌که با رشد يک درصدي در ميزان جمعيت فعال کشور، متغير (lGDP) و درواقع لگاريتم توليد ناخالص داخلي کل (شاخص رشد اقتصادي مفروض در پژوهش حاضر) به‌ميزان 33/37 درصد افزايش خواهد يافت.
همچنين اساس نتايج اين پژوهش، رشد درصد جمعيت فعال کشور (15-64 سال) در کوتاه‌مدت نيز تأثير مثبت و معنادار 07/41 درصدي بر رشد اقتصادي دارد و همچنان تأثير جمعيت زير 14 سال بر رشد اقتصادي بي‌معناست؛ ازاين‌رو، در کوتاه‌مدت نيز رشد درصد جمعيت فعال به ميزان يک درصد، توليد ناخالص داخلي کل را با رشد 07/41 درصدي روبه‌رو مي‌كند که اين موضوع بيان ديگري از رشد اقتصادي کوتاه‌مدت در‌نتيجة افزايش اين ردة سني از جمعيت است. ضريب جزو تصحيح خطا که بيانگر سرعت تعديل انحراف از تعادل بلندمدت در هر دوره است نيز با علامت منفي و معنادار مطابق انتظارات تئوريکي بود و با مقدار تقريبي 2/21 درصد بيان مي‌کند که در صورت انحراف از تعادل در هر سال حدود 2/21 درصد از آن انحراف جبران و به تعادل بلندمدت نزديک مي‌شود.
مباني نظري تحقيق نيز بيان مي‌كند که در ايران رشد جمعيت پوياي کشور (15-64 ساله) در مقايسه با جمعيت سالمند بالاي 65 سال و زير 14 سال که بيشتر در حكم مصرف‌کننده‌اند و نياز به حمايت و تأمين نيازهايشان از سوي ديگر افراد جامعه کاملاً محسوس است، بر رشد اقتصادي نقشي مهم و اثرگذار دارند؛ ازاين‌رو، نتايج تجربي پژوهش پيش‌رو با انتظارات تئوريکي همسوست.
بدين‌منظور مي‌توان اين نتيجه‌گيري مهم را بيان كرد که سياست مقابله با تحديد جمعيت در ايران مي‌تواند گامي مؤثر در جهت رشد اقتصادي بلندمدت کشور باشد.
از جمله پيشنهادهايي که براي اجراي سياست‌هايي که به قوت اثر مثبت رشد جمعيت (15ـ64 ساله) کشور بر رشد اقتصادي در بلندمدت منجر مي‌شود مي‌توان موارد زير را بيان كرد:
1. تغيير جهت سياست دولت براي تشويق به افزايش جمعيت؛ با تشويق مادي به سياست‌گذاري در مسير فرهنگ‌سازي رسانه‌اي دربارة بحث ازدواج به‌موقع و تغيير نگاه زوجين به فرزندآوري؛
2. فراهم کردن زمينة ازدواج جوانان با تأمين نياز اشتغال به کار آنان و ارائة تسهيلات ازدواج و فرزندپروري بهتر و کارآمدتر در تکميل سياست‌هاي تشويقي مادي براي ايجاد اطمينان در تأمين آتية اين فرزندان؛ زيرا زندگي مجردي ۲۷ درصد جوانان در کلان شهرها طبق آمارهاي سازمان ملي جوانان، خود عامل بزرگي در عدم ورود برخي جوانان به چرخه زندگي و امر ازدواج است؛
3. سرمايه‌گذاري براي رشد و پرورش فکري و کاري بهتر نوجوانان و جوانان براي تربيت نيروي کار جوان و با پتانسيل کاري و فکري بالا در جامعه در جهت حصول رشد اقتصادي حقيقي بالا در جامعه؛
4. ارائة الگوي جديدي از زندگي شهري متناسب با جهت‌گيري ديني و مبتني بر الگوي اسلامي‌ ـ ايراني به‌منظور اصلاح روند کاهش جمعيت که خود از الگوهاي توسعه تبعيت مي‌کند. براي اين منظور بايستي کانون ‌توجه افراد را از مصرف‌زدگي، لذت‌طلبي، فراغت و تجملات به سوي قناعت‌گرايي، کار و تلاش و زندگي اسلامي جلب كرد که اين خود فقط با سياست‌گذاري در جهت ترويج فرهنگ زندگي اسلامي، که لازمة اصلي اصلاح روند کاهش جمعيت است، امکان‌پذير است؛
5. تهية لوازم و زمينه‌هاي افزايش جمعيت از‌جمله توجه بيشتر به کميت و کيفيت مدارس و مراکز آموزشي موجود براي جلوگيري از کاهش امکانات آنها و بروز مشکلات کمّي ‌و کيفي ديگر آموزشي و در‌نتيجه عدم تضعيف اثر مثبت رشد جمعيت فعال کشور در رشد اقتصادي؛
به‌طور کلي، آسيب‌شناسي سياست‌هاي کاهش جمعيت از سوي متخصصان امر، توليد و ترويج فرهنگ فرزندپروري در کشور و تبليغ الگوي صحيح فرزندآوري در رسانه، طراحي و اجراي برنامه‌ها و سياست‌هاي الگوي مطلوب رشد جمعيت همچون گسترش تأمين اجتماعي و کاهش هزينه‌هاي باروري، بومي‌گزيني دختران براي تحصيل در محل زندگي، اعطاي معافيت سربازي به متأهلان چند فرزندي زياد و اعطاي مرخصي سياحتي متأهلان داراي سه و بيش از سه فرزند، تسهيلات ازدواج (وام، مسکن و...)، افزايش مرخصي زايمان زنان و کاهش هزينة تحصيلي براي متأهلان از‌جمله ديگر راهکارهايي‌اند که در سياست‌گذاري‌ها براي تضعيف نشدن اثر مثبت رشد جمعيت فعال کشور در بلندمدت سودمند به‌نظر مي‌رسند.
همراه با سياست افزايش جمعيت و برنامه‌هاي تشويقي همسو با آن، اين نکته نيز بسيار درخور توجه است که بروز نابرابري در توزيع جمعيت کشور، مهاجرت گسترده و شهرنشيني شتابان که بر محيط‌زيست و توسعه پايدار مؤثر مي‌باشند نيز بسيار محتمل به نظر مي‌رسند که لازم است سياست‌گذاري‌هاي مکمل نيز در اين‌باره، مدنظر برنامه‌ريزان قرار گيرد. از‌سوي‌ديگر، روابط چندجانبه، پيچيده و چالش‌برانگيز جمعيت و توسعه، بررسي غير‌مستقل سياست‌‌هاي جمعيتي و توسعه‌اي از همديگر و حتي ادغام اين سياست‌ها را در جهت پيشبرد اهداف متعالي کشور ايجاب مي‌كند.