فارکس رایگان در افغانستان

شاخص توزیع

مدل‌بندی بیزی تاثیر نوآوری بر شاخص توسعه انسانی در کشورهای توسعه‌یافته

در علم آمار دو رویکرد کلی کلاسیک و بیزی برای برآورد وجود دارد. در رویکرد بیزی علاوه بر اطلاعات نمونه تصادفی، از اطلاعات پیشین درباره پارامترها نیز برای برآورد استفاده می‌شود. به عبارت دیگر در رویکرد بیزی برای استنباط از ترکیبی از اطلاعات نمونه تصادفی و اطلاعات پیشین استفاده می‌شود. بنابراین هدف این مطالعه بررسی رابطه بین شاخص توسعه انسانی و نوآوری در کشورهای منتخب توسعه‌یافته بر اساس رویکرد بیزی است. در این مطالعه برای سنجش شاخص نوآوری از تعداد اختراعات، تعداد محققین استفاده شده است. علاوه بر عامل نوآوری، متغیرهای نرخ تورم، هزینه‌های آموزشی و بهداشتی دولت نیز به عنوان متغیرهای کنترل در نظر گرفته شده است. نمونه آماری شامل 22 کشور منتخب توسعه‌یافته در بازه زمانی 2015 – 1996 می‌باشد. نتایج تحلیل نشان داد که نوآوری و شاخص‌های آن و همچنین تورم و هزینه‌های آموزشی و بهداشتی دولت نقش معنی‌داری در تبیین شاخص توسعه انسانی در رویکرد بیزی دارند که منطبق بر مبانی نظری بود. بر اساس نتایج به‌دست آمده پیشنهاد می‌شود که در تحقیقات بعدی و در زمینه‌های مختلف پژوهشی از رویکرد بیزی برای برآورد استفاده شود و نتایج با رویکرد کلاسیک مقایسه شوند.

کلیدواژه‌ها

عنوان مقاله [English]

Bayesian Modeling of Innovation Effect on the Human Development Index in Developing Countries

نویسندگان [English]

  • Somayeh Riazinia 1
  • Monireh Dizaji 2

There are 2 general approaches in statistics science to estimation: classical and Bayesian approaches. In addition to using the random sample information in Bayesian approach, the prior information of parameters is also used for estimation. In other words, in Bayesian approach, a combination of random sample information and prior information is used for deduction. Therefore, the aim of this study is to investigate the relationship between the human development index and innovation in the elected developed countries based on Bayesian approach. In order to measure the innovation index in this study, the number of inventions and the number of inventors were used. In addition to innovation factor, the inflation rate and the health and education costs of the government were also considered as control variables. The statistical sample consisted of 22 elected developed countries in the time period 1996-2015. The analysis results showed that innovation and its indicators, as well as inflation and the health and education costs of the government play a significant role in explaining the human development index in Bayesian approach, which was based on theoretical foundations. According to the obtained results, it is suggested that in the future studies and different research areas, Bayesian approach is used and the results are compared with those of the classical approach.

مفاهیم آماری – شاخص‌های توصیفی (+ دانلود فیلم آموزش رایگان)

در این نوشته قصد داریم برخی از مهمترین مفاهیم آماری که شامل شاخص‌های توصیفی می‌شود را معرفی کنیم. برای توصیف جامعه یا نمونه‌ی آماری به طور معمول از سه نوع شاخص یا معیار استفاده می‌شود.

فیلم آموزشی شاخص‌های توصیفی در آمار

  1. شاخص‌های تمایل به مرکز
  2. شاخص‌های پراکندگی
  3. شاخص‌های تقارن توزیع

شاخص‌های تمایل به مرکز

شاخص‌های تمرکز: مقادیر (کمی یا کیفی) که بیانگر میزان تمرکز داده‌ها هستند، شاخص‌های تمرکز (Centerl Tendency: معیارهای مرکزی) نامیده می‌شوند. از معروف‌ترین شاخص‌های تمرکز می‌توان به میانگین (Mean: مرکز ثقل داده‌ها- برآیند مقادیر)، میانه (Median: مقدار میانی در صورتی که داده‌ها به ترتیب قرار گیرند) و نما (Mode: ویژگی با بیشترین فراوانی) اشاره کرد. در بررسی‌های آماری عبارت‌هایی نظیر: میانگین (متوسط) درآمد در جامع، میانه (حد وسط) میزان تحصیلات و مدل خودرو با اکثریت میزان تصادفات (نما یا مد) صحبت به میان می‌آید. جدا از شیوه و نحوه محاسبه، هر یک از این شاخص‌ها، کاربردهای متفاوتی نیز دارند و جنبه‌ی خاصی از خصوصیات جامعه یا نمونه را نشان می‌دهند.

میانگین

مقدار برآیند یا مرکز ثقل داده‌ها توسط میانگین بیان می‌شود. برای محاسبه آن کافی است که همه داده‌ها را با هم جمع کرده و بر تعدادشان تقسیم کنیم. متوسط فاصله میانگین از داده‌ها برابر صفر است. به این ترتیب میانگین، برآیند داده‌ها را نشان می‌دهد. میانگین برای داده‌های کمی قابل محاسبه است. استفاده از میانگین و بهره‌گیری از خواص آن، در بررسی و تحلیل‌های آماری بسیار مقید است. زیرا در محاسبه آن همه داده‌ها نقش خواهند داشت.

میانه

اگر داده‌ها را از کوچک به بزرگ مرتب سازیم، داده‌ای که در وسط قرار گرفته است، میانه خواهد بود. میانه را می‌توان مقداری در نظر گرفت که 50% داده‌ها از آن کمتر با بیشتر هستند. میانه را برای داده‌های کمی و کیفی ترتیبی می‌توان محاسبه کرد. درحقیقت می‌توان میانه را یک نقش متعادل بین تعداد داده‌ها در نظر گرفت. از نظر میانه بزرگی یا کوچکی داده‌ها مهم نیست، بلکه تعداد و ترتیب آن‌ها در محاسبه میانه نقش دارد.

نما برای داده‌های کمی و کیفی قابل محاسبه است و داده‌ای است که بیشتری تکرار یا فراوانی را داشته باشد. در حقیقت نما را می‌توان نماینده اکثریت جامعه دانست. از آنجایی که فقط تعداد تکرار (نه ترتیب و نه مقدار داده‌ها) در محاسبه نما نقش دارد، نسبت به مقادیر بزرگ و کوچک حساس نیست و مقدار نما تحت تاثیر مقادیر بزرگ و کوچک نخواهد بود.

شاخص‌های پراکندگی

تغییرات و پراکندگی داده‌ها توسط شاخص یا معیارهای پراکندگی قابل اندازه‌گیری است. با انجام محاسباتی، معیاری عددی برای میزان پراکندگی داده‌ها به دست می‌آید. هرچه مقدار این معیار بزرگتر باشد، نمایانگر پراکندگی بیشتر داده‌ها خواهد بود. و برعکس با کوچک بودن این معیار، متوجه می‌شویم که داده‌ها به یکدیگر نزدیک هستند.

دامنه تغییرات

حداکثر میزان تغییرات توسط این شاخص محاسبه می‌شود. اختلاف بین بزرگترین و کوچکترین مقدار، دامنه تغییرات Range را نشان می‌دهد. این شاخص به راحتی قابل محاسبه است ولی فقط بر اساس دو مقدار از داده‌ها محاسبه می‌شود.

میانگین انحرافات نسبت به میانگین

برای سنجش پراکندگی بهتر است، بهتر است نقطه‌ای را به عنوان نقطه اصلی در نظر گرفت و پراکندگی داده‌ها را نسبت به آن سنجید. در محاسبه میانگین انحرافات نسبت به میانگینAbsolute Difference to mean (A.D) ، نقطه تمرکز میانگین در نظر گرفته شده و از قدرمطلق اختلاف داده‌ها نسبت به میانگین، یک میانگین گرفته می‌شود. وجود قدرمطلق، محاسبه آن را کمی سخت می‌کند ولی در عوض همه داده‌ها در محاسبه شاخص پراکندگی نقش دارند.

واریانس و انحراف معیار

برای سنجش فاصله یا انحراف داده‌ها نسبت به میانگین، به جای قدر مطلق از مجذور فاصله نیز استفاده می‌کنند. به این ترتیب متوسط مجذور فاصله نسبت به میانگین، معیار دیگری برای پراکندگی نامیده می‌شود که به آن واریانس می‌گویند.

از آنجایی که محاسبه مشتق و انتگرال براساس مجذور (توان دو) راحت‌تر از قدرمطلق است، استفاده از واریانس بر میانگین انحرافات نسبت به میانگین ارجحیت دارد. واحد اندازه‌گیری واریانس به صورت مربع واحد اندازه‌گیری داده‌ها خواهد بود. برای مثال اگر داده‌ها برحسب متر باشند، شاخص‌های تمرکز و پراکندگی به جز واریانس با واحد متر سنجیده می‌شوند. ولی واریانس با واحد متر مربع (به علت استفاده از توان 2) سنجیده خواهد شد. برای رفع این مشکل از جذر واریانس با نام انحراف معیار (Standard Deviation) استفاده می‌شود.

ضریب تغییرات

معیارهای پراکندگی معرفی شده قبل، همگی به واحد اندازه‌گیری داده‌ها بستگی دارند. اگر می‌خواهید میزان پراکندگی را بدون واحد اندازه‌گیری با به صورت درصدی بیان کنید، از ضریب تغییرات استفاده کنید. تعریف ضریب تغییرات برای داده‌های نامنفی به صورت نسبت انحراف معیار به میانگین خواهد بود. به این صورت میزان پراکندگی به ازای یک واحد از میانگین محاسبه می‌شود. این معیار پراکندگی برای مقایسه بین دو جامعه یا دو متغیر که از لحاظ واحد اندازه‌گیری متفاوت هستند به کار می‌رود. برای مثال اگر می‌خواهید بین محصول دو کارخانه، کالای بادوام‌تر را انتخاب کنید، کالای با میانگین بیشتر و پراکندگی کمتر (ضریب تغییرات کوچکتر) را انتخاب خواهید کرد.

شاخص‌های تقارن در توزیع

اطلاع از شاخص‌های تمرکز و پراکندگی و تقارن در توزیع، به درک شکل و الگوی جامعه آماری کمک فراوانی می‌کند.

شاخص‌های تقارن مقایسه‌ای بین شکل توزیع داده‌ها با توزیع نرمال استاندارد ارائه می‌دهد. هرچه مقادیر شاخص‌های تقارن از صفر دور باشند، وجود عدم تقارن در جامعه مورد بررسی مشهودتر است. عدم وجود تقارن به صورت افقی و عمودی با دو معیار چولگی و برجستگی اندازه‌گیری می‌شود.شاخص توزیع

میعار چولگی

میزان عدم تقارن افقی نسبت به منحنی توزیع نرمال استاندارد را چولگی می‌نامند و به صورت کسری است که صورت آن اختلاف میانگین با نما و مخرج آن انحراف استاندارد است. در نتیجه این معیار به صورت بدون واحد یا درصدی بیان می‌شود. مقدار مثبت نشانگر چولگی به راست و مقدار منفی نشانگر چولگی به چپ است. مقدار صفر نشانگر وجود تقارن افقی در داده‌ها است. در این حالت نما، میانه و میانگین بر یکدیگر منطبق خواهند شد.

  • در حالتی که چولگی به راست باشد ترتیب معیارهای تمرکز از کم به زیاد – نما، میانه و سپس میانگین خواهد بود
  • در حالتی که چولگی به چپ باشد، ترتیب معیارهای تمرکز از کم به زیاد- میانگین، میانه و سپس نما خواهد بود.

معیار برجستگی

میزان عدم تقارن عمودی نسبت به منحنی توزیع نرمال استاندارد، برجستگی نامیده می‌شود و به مرتبط با کسری است که صورت آن توان چهارم میانگین اختلاف داده‌ها نسبت به میانگین و مخرج آن توان چهارم انحراف معیار است. برای محاسبه معیار برجستگی این کسر را از عدد 3 که میزان برجستگی برای منحنی نرمال استاندارد است کم می‌کنیم. اگر این تفاضل منفی باشد عدم تقارن به صورت پخی برای داده‌ها در نظر گرفته می‌شود و در صورتی که معیار برجستگی مثبت باشد، نشانگر وجود عدم تقارن به صورت برجستگی نسبت به منحنی نرمال استاندارد خواهد بود.

شاخص توزیع

علی فتاحی 1 ، هانیه زهتاب اصغری * 1 ، زهرا کریلی 1

ناهنجاری های اسکلتی- عضلانی بر وضعیت پاسچر و ثبات افراد تاثیرگذار است. حفظ تعادل و کنترل پاسچر از مهمترین وظایف سیستم حرکتی انسان است. از دیدگاه بیومکانیکی، پا واحدی عملکردی با هدف نگهداری وزن بدن و ایجاد اهرم برای حرکت رو به جلو در هنگام راه رفتن و دویدن است. تغییرات بیومکانیکی در سطح اتکا و اختلال در اطلاعات آوران هر مفصل یا ساختاری که در طول زنجیره حرکتی اندام تحتانی قرار دارد، می‌تواند بر استراتژی کنترل پاسچر اثر گذارد. کف پای انســان علی رغم ســطح اندک خود ، نقش مهمی در حفظ تعادل بدن ایفا می کند. ساختار آناتومیکی قوس های عرضی، طولی داخلی و طولی خارجی موجب شکل گیری عملیات پایداری و تولید نیرو برای حرکت بدن به سمت جلو در کلیه فعالیت های انسان می شود. همچنین دارای سه وظیفه عمده جذب نیرو، انتقال نیرو و تحمل وزن بدن می باشند. وجود قوس‌های کف پا سبب کاهش خستگی و مصرف انرژی شده و برای جلوگیری از اختلال تعادل در ایستادن روی یک پا هنگام فعالیت‌های عملکردی مهم است. دوره نوجوانی، به عنوان مرحله ای از بلوغ، وضعیت اسکلتی فرد به دلایل مختلفی که بیان شد تحت تأثیر قرار می گیرد، که در نتیجه می تواند به نوعی در تعادل فرد نیز تأثیر گذار باشد. با توجه به اهمیت نقش تعادل در طیف وسیعی از فعالیت های روزمره تا حرکات و مهارت های ورزشی و انجام صحیح و بهینه آنها ، هدف از مطالعه حاضر مقایسه شاخص قوس کف پا و توزیع وزن،عملکرد تعادلی و نیز ناهنجاری های اسکلتی – عضلانی نوجوانان فعال و غیرفعال است. روش شناسی: تحقیق حاضر از نوع نیمه تجربی و توصیفی است. جامعه آماری این پژوهش را نوجوانان شهر تهران تشکیل دادند که به صورت تصادفی هدفمند انتخاب شدند. نمونه آماری این تحقیق را 50 نفر از محدوده سنی 11 تا 14 ساله تشکیل دادند. شاخص های دموگرافیک آزمودنی های گروه غیرفعال شامل 25 نفر با سن (10/1±46/12 سال)، قد (48/8±69/157 سانتی متر)، وزن (45/8±65/46 کیلوگرم) و گروه فعال 25 نفر با سن (13/1±26/12 سال)، قد (09/10±91/153 سانتی متر)، وزن (76/7±52/44 کیلوگرم) بود. به منظور بررسی نرمال بودن توزیع داده ها از آزمون کولموگروف اسمیرنوف و به منظور ارزیابی روابط میان متغیرها از آزمون های اسپیرمن و یو من ویتنی در سطح معناداری 05/0 استفاده شد. تمامی آزمودنی ها در زمان انجام تحقیق، سالم بودند و پرسشنامه رضایت فردی برای شرکت در تحقیق را تکمیل نمودند و روند اجرای آزمون برای هر کدام بطور دقیق شرح داده شد.
در ابتدا ناهنجاری اسکلتی آزمودنی شاخص توزیع ها توسط تست نیویورک به صورت دستی مورد ارزیابی قرار گرفتند. بر اساس این آزمون و با استفاده از روش بصری به همراه بهره­گیری از صفحه شطرنجی نسبت به ارزیابی بخش­های مختلف بدن اقدام شده و سپس، نتایج به دست آمده در جدول اختصاصی ثبت و درج ­گردید. برای ارزیابی کف پای افراد، در ابتدا از روش مشاهده ای و سپس با استفاده از فوت اسکنر 3BODY VIEW ساخت امریکا نوع عارضه و INDEX آزمودنی ها مشخص شد. همچنین برای اندازه گیری تعادل دینامیک از دستگاه ENC ساخت دانش سالار ایرانیان استفاده شد . نتایج: نتایج آزمون تی مستقل نشان داد که دو گروه در عملکرد تعادلی اختلاف معناداری دارند (04/0 sig= ) اما در پارامترهای توزیع وزن اختلاف معناداری دیده نشد (05/0> p ). همچنین نتایج آزمون من ویتنی تفاوت معناداری بین دو گروه در متغیرهای شاخص قوس پا و ناهنجاری های اسکلتی عضلانی نشان نداد (05/0> p ). تعادل پویا تنها در عارضه سر به جلو گروه غیر فعال دارای اختلاف معنادار (04/0) بود. ناهنجاری پرونیشن با عارضه سر به جلو دارای همبستگی مثبت است و سطح معناداری (03/0) مشاهده می شود ولی ناهنجاری سوپینیشن دارای همبستگی منفی در گروه فعال دارای عارضه سر به جلو و در گروه غیرفعال همبستگی مثبت می باشد ، این در حالی است که هیچ سطح معناداری دیده نمی شود.
همچنین در شاخص قوس کف پا با تعادل پویا و توزیع وزن بر روی پای چپ، سوپینیشن و واروس دارای همبستگی منفی در گروه فعال است، همچنین در گروه غیرفعال این همبستگی منفی فقط توزیع وزن بر روی پا چپ و سوپینیشن مشاهده می شود. علاوه بر این تفاوت معناداری بین شاخص قوس کف پا با پرونیشن گروه فعال(01/0) و واروس گروه فعال (05/0) و والگوس گروه فعال( 05/0) و همچنین پرونیشن گروه غیر فعال (01/0) مشاهده می شود. تعادل پویا در گروه فعال دارای همبستگی منفی در توزیع وزن بر پا راست، پرونیشن، واروس و والگوس بود. کایفوز نیز با سایر ناهنجاری های اندام تحتانی دارای همبسنگی منفی است ولی تفاوت معناداری مشاهده نمی‌شود. همبستگی بین واروس با والگوس نیز در هر دو گروه فعال و غیر فعال منفی است که تنها تفاوت معناداری در گروه فعال دیده شد (00/0). بحث: ناهنجاری های اسکلتی- عضلانی در عملکرد مکانیکی افراد نقش بسزایی دارد. وضعیت پاسچر و عملکرد تعادلی در نوجوانان فعال بهتر از نوجوانان غیر فعال است ولی بین شاخص کف پا و توزیع وزن، میزان پرونیشن و سوپینیشن در نوجوانان فعال و غیر فعال تفاوتی مشاهده نشد. بررسی مطالعه انجام شده حاکی از تفاوت تعادل پویا و ناهنجاری های اسکلتی- عضلانی در نوجوان فعال نسبت به غیر فعال است اما فاکتور های بسیاری وجود دارد که بر شاخص کف پا و ساختار مچ پا در حین فعالیت و عملکرد تعادلی تاثیر گذار است و موجب برهم خوردن تعادل و کاهش ثبات افراد می شود که در مطالعات آینده می تواند مورد بررسی قرار گیرد.

1. Aminian G, Safaeepour Z, Farhoodi M, Pezeshk AF, Saeedi H, Majddoleslam BJP, et al. The effect of prefabricated and proprioceptive foot orthoses on plantar pressure distribution in patients with flexible flatfoot during walking. 2013;37(3):227-32. [DOI:10.1177/0309364612461167] [PMID]

2. Hertel J, Gay MR, Denegar CRJJoat. Differences in postural control during single-leg stance among healthy individuals with different foot types. 2002;37(2):129.

3. F H, H A, S K. The relationship between spinal curvatures and dynamic postural control. Research in Sport Sciences. 2014;7:113-22.

5. Winter DA, Prince F, Stergiou P, Powell C. Medial-lateral and anterior-posterior motor responses associated with centre of pressure changes in quiet standing. Neuroscience Research Communications. 1993;12(3):141-8.

6. Wright WG, Ivanenko YP, Gurfinkel VS. Foot anatomy specialization for postural sensation and control. Journal of neurophysiology. 2012;107(5):1513-21. [DOI:10.1152/jn.00256.2011] [PMID] [PMCID]

7. Fan Y, Fan Y, Li Z, Lv C, Luo DJPo. Natural gaits of the non-pathological flat foot and high-arched foot. 2011;6(3):e17749. [DOI:10.1371/journal.pone.0017749] [PMID] [PMCID]

8. Vareka I, Vareková RJAUPOG. The height of the longitudinal foot arch assessed by Chippaux-Smirak index in the compensated and uncompensated foot types according to Root. 2008;38:35-41.

9. Idris FHJPI. The growth of foot arches and influencing factors. 2005;45(3):111-7. [DOI:10.14238/pi45.3.2005.111-7]

10. Emery CA, Cassidy JD, Klassen TP, Rosychuk RJ, Rowe BHJPt. Development of a clinical static and dynamic standing balance measurement tool appropriate for use in adolescents. 2005;85(6):502-14. [DOI:10.1093/ptj/85.6.502] [PMID]

11. Bonnie Y, San T BD, Yu B, Boone D, Mphil CJJrr, develop. Quantitative comparison of plantar foot shape under different weightbearing condition. 2000;40:628-526.

12. Cote KP, Brunet ME, II BMG, Shultz SJJJoat. Effects of pronated and supinated foot postures on static and dynamic postural stability. 2005;40(1):41.

13. DANESHMANDI H, SARDAR M, POUR HH. A COMPARATIVE STUDY OF SPINAL ABNORMALITIES IN MALE AND FEMALE STUDENTS. 2005.

14. Cho C-YJJom, therapeutics p. Survey of faulty postures and associated factors among Chinese adolescents. 2008;31(3):224-9. [DOI:10.1016/j.jmpt.2008.02.003] [PMID]

15. Nolan D, Harris B, Iversen MJjoO, Physical S. SINGLE-LEG STANDING ABILITIES OF ADOLESCENT ATHLETES AND NONATHLETES: OPO2182. 2009;39(1).

16. Hopkins JT, Palmieri RJCJoSM. Effects of ankle joint effusion on lower leg function. 2004;14(1):1-7. [DOI:10.1097/00042752-200401000-00001] [PMID]

17. Esmaeili H, Anbarian M, Salari Esker F, Hajiloo B, Sanjari MA. Long-term effects of foot orthoseson leg muscles activity in individuals with pesplanus during walking %J Scientific Journal of Kurdistan University of Medical Sciences. 2014;19(1):88-98.

18. E T, E شاخص توزیع D, R M, F A. The Comparison of Plantar Pressure and Ground Reaction Force in Male and Female Elite Karate practitioners. Journal for Research in Sport Rehabilitation. 2016;3(5):42-54.

19. Fu GQ, Wah YC, Sura S, Jagadeesan S, Chinnavan E, Judson JPEJIJoT, et al. Influence of rearfoot alignment on static and dynamic postural stability. 2018;25(12):628-35. [DOI:10.12968/ijtr.2018.25.12.628]

20. Cobb SC, Tis LL, Johnson BF, Higbie EJJJoO, Therapy SP. The effect of forefoot varus on postural stability. 2004;34(2):79-85. [DOI:10.2519/jospt.2004.34.2.79] [PMID]

توزیع ۸ هزار پرس غذای نذری در بقاع شاخص دزفول

توزیع ۸ هزار پرس غذای نذری در بقاع شاخص دزفول

دزفول- رئیس اداره اوقاف و امورخیریه دزفول گفت: همزمان با شب شهادت امام رضا(ع)، هشت هزار پرس غذای نذری توسط این اداره میان عزاداران و نیازمندان توزیع شد.

حجت الاسلام مجتبی خمیدی درگفت و گو با خبرنگار مهر ، اظهار کرد: در دومین روز از دهه وقف و همزمان با فرا رسیدن شب شهادت امام رضا(ع)، بقاع شاخص دزفول در نقاط مختلف شهرستان با برگزاری مراسم های عزاداری، میزبان خیل عظیم عزاداران شهرستان بودند .

وی افزود: در این میان حرم سبزقبا(ع) شاخص توزیع شاخص توزیع نیز در شب شهادت امام رضا(ع) پذیرای شمار زیادی از عزاداران و زائرانی بود که از جای جای استان خوزستان برای عرض ارادت به امام رضا (ع) خود را به حرم برادر ایشان حضرت سبزقبا (ع) در شاخص توزیع دزفول رساندند .

رئیس اداره اوقاف و امورخیریه دزفول عنوان کرد: با توجه به عظمت این شب و حضور خیل عظیم مردم عزادار، اداره اوقاف و امور خیریه دزفول طی برنامه از پیش تعیین شده اقدام به پخت گسترده غذای نذری و سپس توزیع آن در بین بیش از هشت هزار نفر از زائران و عزاداران حاضر در بقاع حرم حضرت سبزقبا (ع)، محمد بن جعفر (ع) و علی شلگهی کرد.

حجت الاسلام خمیدی با بیان اینکه میزان قابل توجهی از این غذاهای نذری در بین افراد نیازمند حاضر در بقاع توزیع شد، اضافه کرد: مداحی، روضه خوانی و پذیرایی از عزاداران از دیگر برنامه های اجرا شده توسط اداره اوقاف و امورخیریه دزفول در بقاع شاخص شهرستان به مناسبت شهادت امام رضا (ع) بود .

وی از مدیریت و خادمان سه بقعه سبزقبا(ع)، محمدبن جعفر و علی شلگهی در راستای برگزاری پرشور برنامه شب شهادت امام رضا (ع) و خدمت رسانی به عزاداران حاضر در بقاع تقدیر و تشکر کرد .

شاخص فلاکت رکورد زد | بهبود اندک توزیع درآمدها بین دارا و ندار

در شرایطی که مرکز آمار ایران می‌گوید شاخص فلاکت در پایان سال ۹۸ به ۴۵.۴ درصد رسید بررسی‌های همشهری نشان می‌دهد با ثبت رکورد ۴۶.۱ درصدی در پایان سال ۹۹، شاخص فلاکت بالاترین حد نصاب دهه ۹۰ را ثبت کرده است.

شاخص فلاکت

به گزارش همشهری آنلاین به نقل از روزنامه همشهری، مرکز آمار ایران از شکسته ‌شدن شاخص فلاکت ایران به‌عنوان حاصل جمع نرخ بیکاری و تورم در سال ۱۳۹۸ خبر داده و برآوردهای همشهری هم نشان می‌دهد که رکورد شاخص فلاکت در پایان سال ۹۹ با احتساب نرخ تورم ۳۶.۴ درصد و نرخ بیکاری ۹.۷ درصد، به ۴۶.۱ درصد رسیده که بالاترین نرخ شاخص فلاکت در دهه ۹۰ به شمار می‌رود.

با برجام؛ بی‌برجام

پایین‌ترین شاخص فلاکت ایران در دهه ۹۰ در سال ۱۳۹۵ یعنی سال نخست اجرای برجام با نرخ ۱۹.۳ درصد به ثبت رسیده که در آن سال نرخ تورم به ۶.۹ درصد و نرخ بیکاری به ۱۲.۴ درصد و نرخ رشد اقتصادی هم به ۱۳.۹ درصد رسیده بود.

به گزارش همشهری، افت سنگین شاخص رشد اقتصادی ایران در ۲ سال ۹۷ و ۹۸ به واسطه تحریم‌ها و البته شیوع کرونا باعث شده تا دولت با کسری بودجه مواجه شده و اثر این وضعیت در صعود نرخ تورم در ۳ سال اخیر نمایان شود به‌نحوی که نرخ تورم از ۶.۹ درصد و ۸.۲ درصد به‌ترتیب در ۲ سال ۹۵ و ۹۶ یعنی قبل از خروج آمریکا از برجام به‌ترتیب به ۲۶.۹ درصد و ۳۴.۸ درصد در سال‌های ۹۷ و ۹۸ برسد. این گزارش می‌افزاید تک‌رقمی شدن نرخ بیکاری در سال گذشته و روند کاهشی آن طی ۴ سال گذشته هم بیش از آنکه ناشی از افزایش خالص اشتغال در کشور باشد، منعکس‌کننده کاهش میزان جمعیت فعال اقتصادی و دلسردشدن آنها از یافتن شغل بوده که این مسئله به‌ویژه از زمان شیوع کرونا تشدید شده است.

شکاف داراها و ندارها

به گزارش همشهری، درحالی‌که شاخص فلاکت در ایران رکورد زده، داده‌های رسمی مرکز آمار از کاهشی شدن روند ضریب جینی در سال ۹۸ حکایت دارد که نشانگر کاهش اندک شکاف درآمدها بین داراها و ندارها و بهبود ضعیف توزیع درآمدها بین شهروندان است. ضریب جینی یکی از شاخص‌های سنجش برابری درآمد جامعه و عددی بین صفر و یک است که صفر به‌معنای توزیع کامل و برابر درآمد یا ثروت و عدد یک به‌معنای نابرابری مطلق در توزیع درآمد است. این روند نامطلوب نشان می‌دهد سیاست‌های حمایتی و شاخص توزیع یارانه‌ای دولت مبتنی بر الگوی توزیعی چندان موفق نبوده و به‌دلیل فشار تورمی بالا و توزیع نابرابر این فشار طی سال‌های دهه ۹۰، ارزش واقعی یارانه‌های پرداخت شده چه به‌صورت مستقیم و چه غیرمستقیم افت کرده و سیاست‌های هدفمندی یارانه‌ها هم به نقطه مطلوب دولت‌ها اصابت نکرده است. به‌ویژه اینکه روند کلی ضریب جینی در مناطق روستایی و شهری هم روندی مشابه در کل کشور را تجربه کرده؛ هرچند وضعیت توزیع درآمد در مناطق روستایی ایران بهتر از مناطق شهری ارزیابی شده است. این مسئله نشان می‌دهد که هرچند میزان درآمد در مناطق شهری ایران بالاتر از نقاط روستایی است اما به واسطه رشد میزان هزینه‌ها و توزیع نابرابر درآمدها بین شهرنشینان، شکاف درآمدها بیشتر شده است. نگاهی به روند متغیرها و شاخص‌های اقتصادی به‌ویژه فشار تورم و افت ارزش پس‌انداز مردم نشان می‌دهد به‌احتمال زیاد روند کاهشی ضریب جینی در سال ۹۸، در سال ۹۹ متوقف و به‌احتمال زیاد صعودی شده است.

مقالات مرتبط

دیدگاهتان را بنویسید

نشانی ایمیل شما منتشر نخواهد شد. بخش‌های موردنیاز علامت‌گذاری شده‌اند *

برو به دکمه بالا