قیمت‌های نسبی و نابرابری توزیع درآمد در ایران

تغییرات قیمتی از دو جهت شاخص‌های فقر و نابرابری را تحت تاثیر قرار می‌دهد؛ اول از ناحیه تغییرات درآمد حقیقی خانوارها که اثر درآمدی نامیده می‌شود و دوم از طریق تغییر در قیمت‌های نسبی که به اثر توزیعی موسوم است. تغییرات نسبی قیمـت بسـته بـه اینکه افزایش قیمت‌ها از ناحیه کالاهـای ضـروری باشـد یـا از ناحیـه کالاهـای کمتـر ضروری یا لوکس، توزیع درآمد را به ترتیب به نفع گروه‌های پردرآمـد و کم‌درآمد تغییر می‌دهد. این تغییرات از طریق کشش‌های قیمتی و درآمـدی شـاخص‌های فقـر و نابرابری قابل اندازه‌گیری است.
معمولا در شـرایط تـورمی، درآمـد اسـمی گروه‌های بـا درآمـد بـالاتر بـه طـور نسـبی بیشتر افزایش می‌یابد. بنابراین تعدیلات درآمد حقیقی این گـروه در مقایسـه بـا گروه‌های کم‌درآمد کمتر است، مگر آنکه در خلال رشد درآمدها، اشتغال بـرای گروه‌های کم‌درآمد بیشتر فراهم شده باشد (مثال رشد ناشی از رونق بخش ساختمان).
از سمت هزینه‌ها، اگر تورم از ناحیه افـزایش قیمـت کالاهـای ضـروری باشـد، کـاهش قدرت خرید گروه کم‌درآمد به دلیل وزن بالاتر ایـن کالاهـا در سـبد مصـرفی ایـن گـروه، بیشتر است. از آنجا که در محاسبه شاخص‌های مرسوم هزینه زندگی از اوزان سبد مصـرفی خانوارهای با درآمد متوسط استفاده می‌شـود، تغییـرات نسـبی قیمت‌ها در هزینـه حقیقـی منعکس نمی‌شود. از این رو استفاده از شـاخص قیمـت مصـرف‌کننده بـرای انـدازه‌گیری تغییرات رفاه و توزیع درآمد بدون اشکال نخواهد بـود چراکـه رفتار مصـرفی خانوارهـا در گروه‌های درآمدی کاملا متفاوت است و اسـتفاده از چنـین تعـدیل‌کننده قیمتـی می‌توانـد گمراه‌کننده باشد.
مطالعات صورت‌گرفته در مورد رابطه تورم و توزیع درآمد را می‌توان از چهار منظر طبقه‌بندی کرد: دسته اول مطالعاتی که مبین رابطه مثبت بین تورم و توزیع درآمد هستند مانند مطالعه شولتز (۱۹۶۹)، بولیف (۱۹۹۸)، تالاسینوس و همکاران (۲۰۱۲) و نیلی و فرح‌بخش (۱۳۷۷) در ایران. دسته دوم مطالعاتی که تورم را متعادل‌کننده توزیع درآمد یافته‌اند؛ مطالعه بلیندر و ایساکی (۱۹۷۸)، ابونوریه (۲۰۰۳) اقبالی و جورج‌زاده (۱۳۸۴) از این دسته هستند. دسته سوم مطالعاتی که رابطه معنی‌داری بین این دو متغیر نیافته‌اند مانند مطالعه کول و تاو (۱۹۹۶) و کفایی و درستکار (۱۳۸۶). دسته چهارم مطالعاتی که بر پایه نظریه کوزنتز شکل گرفته‌اند. این مجموعه نشان دادند که بین تورم و توزیع درآمد یک رابطه U شکل (فرم درجه دو) برقرار است به طوری که افزایش تورم تا یک سطح مشخصی منجر به کاهش نابرابری شده، ولی تورم‌های بالاتر نابرابری را افزایش می‌دهد. مطالعه گالی و واندر هوون (۲۰۰۱)، آمورتام (۲۰۰۴)، مونین (۲۰۱۴) و گلخندان (۱۳۹۵) از این دسته‌اند. تجارب ایران هم نشان داده است تورم‌های بالاتر از ۱۵ درصد (در مواردی ۱۷ درصد) وضعیت توزیع درآمد را بدتر می‌کند در حالی که تورم‌های پایین به نفع فقرا بوده است.
تغییرات قیمتی از جنبه درآمدی هم شاخص‌های فقر و هم شاخص‌های نابرابری را تحت تاثیر قرار می‌دهند و بسته به آنکه گروه کم‌درآمد در بخش مشمول افزایش قیمت، اشتغال داشته باشد یا گروه پردرآمد، اثر درآمدی متفاوتی بر توزیع درآمد خواهد داشت مثلا رشد نسبی بالاتر در بخش‌هایی که از نیروی کار غیرماهر (مثل بخش ساختمان و کشاورزی) استفاده می‌کنند بر کاهش فقر تاثیرگذارترند.
تغییرات قیمت کالاهایی که سهم بالایی در هزینه خانوار دارند (مانند مخارج مسکن که گاهی بین ۲۵ تا ۳۲ درصد از هزینه خانوار را شامل می‌شوند) به تنهایی هم قادر است توزیع درآمد را تغییر دهد. از این رو، تعدادی از مطالعات به بررسی تاثیر تغییرات قیمت این کالاها بر نابرابری پرداخته‌اند.
تاثیر افزایش قیمت مسکن طی دوره ۱۳۹۱- ۱۳۶۱ نشان داد هم در بلندمدت و هم در کوتاه‌مدت افزایش قیمت مسکن تاثیر منفی بر نابرابری دارد. هرچند که افزایش قیمت مسکن، هزینه تامین مسکن را برای گروه کم‌درآمد بالا می‌برد. با این حال از آنجا که رونق بخش ساختمان اشتغال بیشتری برای کارگران غیرماهر فراهم می‌کند، بنابراین اثر درآمدی افزایش قیمت مسکن برای گروه فقیر فراتر از اثر هزینه‌ای آن است. برعکس در گروه خوراکی‌ها، اثر هزینه‌ای افزایش قیمت برای گروه کم‌درآمد بیشتر است. افزایش قیمت این کالاها، موقعیت گروه فقیر را در توزیع بدتر می‌کند.
استفاده شاخص‌های نابرابری دیگری مثل شاخص رفاه اجتماعی اتکینسون هم نشان می‌دهد بر اساس ایستای مقایسه‌ای سال‌هایی که تورم بالایی وجود داشته، نابرابری بیشتر بوده است. این مطالعات تاکید دارند که افزایش قیمت‌ها، گروه‌های کم‌درآمد را بیشتر تحت تاثیر قرار می‌دهد.
سیاست‌های حمایتی بسته به نحوه تامین مالی آنها و تاثیر آن بر تورم، اثر متفاوتی بر توزیع درآمد می‌گذارند. به طور کلی، هزینه‌های دولت از طریق افزایش ظرفیت درآمدی خانوارها می‌تواند به کاهش نابرابری کمک کند. از آنجا که معمولا افزایش هزینه‌های دولت در ایران ناشی از ناکارآمدی کارکرد اقتصادی دولت است، معمولا این نتیجه حاصل نمی‌شود به طوری که با افزایش مخارج دولت نابرابری و شکاف درآمدی افزایش می‌یابد .
الگوهایی که بعد زمانی تاثیر‌گذاری تورم بر توزیع را مدنظر داشته‌اند مثل روش تصحیح خطا برای دوره ۱۳۸۵ – ۱۳۵۰، رابطه کوتاه‌مدت و بلندمدت مستقیم بین تورم و ضریب جینی را در ایران تایید کرده‌اند، اما این رابطه با روش تودا و یاماموتو تایید نمی‌شود.
در سایر کشورها نیز نمی‌توان یک رابطه قطعی بین تورم و توزیع درآمد را مشخص کرد، چراکه بسته به اقتصاد هر کشوری به ویژه اقتصاد سیاسی آن نتایج متفاوتی به دست آمده است. به طور مثال، تغییر قیمت‌های نسبی کالاهای اساسی در هند در دوره ۲۰۱۲–۱۹۹۳ توزیع درآمد را به نفع گروه فقیر تغییر داد.
افزایش قیمت جهانی برنج در مناطق شهری بورکینافاسو که خریدار خالص برنج هستند هم در بلندمدت و هم کوتاه‌مدت فقر را افزایش داد. در حالی که در مناطق جنوب غربی بورکینافاسو که خانوارها فروشنده خالص برنج هستند، تاثیر کمتری داشت. این مطالعه روی مخارج ۸۵۰۰ خانوار در سال ۲۰۰۳ صورت گرفته است.
تجربه تعدیل قیمت انرژی در مالزی تایید کرد که تغییرات درآمد اسمی تحت تاثیر انتشار تورم بر دستمزدها و شاخص هزینه زندگی، درآمد حقیقی گروه‌های کم‌درآمد را کمتر تحت تاثیر این سیاست قرار داده است. این مطالعه با استفاده بسط ماتریس حسابداری اجتماعی انجام شده است.
افزایش قیمت بین‌المللی مواد غذایی در دوره ۲۰۰۹- ۲۰۰۷ تاثیر گسترده‌ای بر کشورهای فقیر از جمله موزامبیک به عنوان یک واردکننده مواد غذایی داشت. مطالعه آثار این پدیده بر توزیع درآمد در موزامبیک با استفاده از یک تعدیل‌کننده قیمت که نسبت به تفاوت هزینه خانوارها حساس باشد و اهمیت وزن اقلام ضروری و غیرضروری را در سبد مصرفی گروه‌های مختلف در نظر بگیرد، نشان داد افزایش قیمت بین‌المللی غذا آثار بسیار نابرابر‌کننده‌ای در موزامبیک داشته است. این مطالعه از ضریب جینی آگوانگ (۲۰۰۰) برای بررسی نابرابری استفاده کرده است.
کشور نپال به عنوان یک وارد‌کننده مواد غذایی از جهش قیمت جهانی غذا تاثیر گسترده‌ای بر توزیع درآمد را تجربه کرد. برخی مطالعات نشان دادند یک افزایش ۱۰ تا ۳۰ درصدی در قیمت مواد غذایی، فقر را بین ۴ تا ۱۲ درصد افزایش می‌دهد. این به آن معناست که افزایش ۱۰ درصدی قیمت مواد غذایی، یک میلیون نفر از جمعیت کشور را به زیر خط فقر انتقال می‌دهد.
برای کشورهایی که تولیدات کشاورزی محور اصلی رشد اقتصادی آن را تشکیل می‌دهد، افزایش قیمت مواد غذایی اثر درآمدی بزرگ‌تری دارد، در نتیجه می‌تواند بر کاهش فقر اثر داشته باشد مانند اقتصاد پاکستان که خانوارهای زیادی بخش کشاورزی عرضه‌کننده خالص محصولات مواد غذایی هستند بنابراین از افزایش قیمت کالاهای خوراکی بهره‌مند می‌شوند. برعکس در ویتنام که خانوارها بیشتر خریدار خالص مواد غذایی هستند، افزایش قیمت جهانی مواد غذایی، موجب شد رفاه ۵۴ درصد از جامعه روستایی و ۹۲ درصد از خانوارهای شهری در وضعیت بدتری قرار گیرد.
سان و کاکوانی (۲۰۰۹) شاخصی برای تعیین جهت اثرات تغییرات قیمتی بر خانوارهای فقیر (PIP) معرفی کردند که در مطالعات زیادی مورداستفاده قرار گرفت. کاربرد این شاخص در اقتصاد ایران حکایت از آن دارد که کشش قیمتی گروه مسکن، سوخت و خوراک به مراتب از کشش درآمدی شاخص PIP بزرگ‌تر است. این نتایج به این معنی است که افزایش نسبی قیمت این کالاها، توزیع درآمد را به زیان گروه‌های کم‌درآمد تغییر می‌دهد.
به طور کلی اثر درآمدی افزایش قیمت کالاهای ضروری در صورتی به نفع گروه‌های فقیر خواهد بود که فقرا در تولید این کالاها سهم بالاتری داشته و از افزایش قیمت آن در قالب درآمد بهره بیشتری کسب کنند. در چنین حالتی اثر درآمدی بر اثر توزیعی تغییرات قیمت غلبه خواهد کرد. این امر به خریدار یا فروشنده خالص بودن خانوار ارتباط دارد.
در مجموعه مطالعات مرور شده در زمینه رابطه تورم و توزیع درآمد، رابطه مشخصی ملاحظه نمی‌شود که دلیل آن شرایط متفاوت اقتصادی و سیاسی کشورها، سطوح مختلف توسعه‌یافتگی، ساختار اقتصادی، طول دوره‌های زمانی در نظر گرفته شده و شاخص‌های متفاوتی است که برای سنجش این رابطه انتخاب شده‌اند.
روش‌شناسی
در طیف گسترده شاخص‌های نابرابری، ضریب جینی به دلیل صراحت و درک ساده‌تر کاربرد بیشتری یافته است. این شاخص به صورت‌های گوناگونی به کار گرفته می‌شود. یکی از روش‌های محاسبه آن روشی است که توسط آگوانگ (۲۰۰۰) معرفی شده است. این روش برای محاسبه ضریب جینی از رابطه

استفاده می‌کند. در این رابطه و درآمد (هزینه)، بیانگر میانگین درآمد (هزینه)،و i رتبه خانوارها (که به ترتیب کمترین به بیشترین درآمد رتبه‌بندی می‌شوند)، n تعداد خانوارهای نمونه تعریف می‌شود. را از معادله رگرسیونی قابل برآورد است، تاثیر تغییرات درآمد (هزینه) خانوار با رتبه i‌ام را در توزیع درآمد (هزینه) می‌سنجد.
استفاده از داده‌های درآمد برای سنجش نابرابری به دلیل کم‌گویی صاحبان درآمد و تفاوت در درجه کم‌گویی بین خانوارها به کار‌گیری داده‌های درآمد خالی از اشکال نیست. به همین دلیل در بررسی نابرابری از داده‌های هزینه به جای درآمد استفاده می‌شود. هرچند این مساله هم مشکلات دیگری از جمله ناپایداری خانوار در گروه‌های هزینه‌ای در مقایسه با گروه‌های درآمدی را در پی دارد. نوسانات هزینه‌ای که ممکن است از ناحیه هزینه‌های تصادفی ایجاد شده باشد، قادر است رتبه خانوار را در توزیع تغییر دهد با این حال با توجه به داده‌هایی که در اقتصاد ایران تهیه می‌شود، فقط امکان استفاده از هزینه خانوار برای سنجش نابرابری توزیع وجود دارد.
از آنجایی که هزینه خانوار تحت تاثیر بعد خانوار است و خانوارهای با اندازه بزرگ‌تر در طبقات بالاتری قرار می‌گیرند از هزینه سرانه فرد به عنوان شاخصی از درآمد اسمی در تحلیل استفاده شده است.
برای تعیین هزینه‌های حقیقی به طور معمول از شاخص هزینه مصرف‌کننده که براساس ترکیب «سبد مصرفی خانوار با درآمد متوسط» محاسبه می‌شود، حال آنکه در شرایط یک توزیع نابرابر، ترکیب سبد مصرفی خانوارهای کم‌درآمد می‌تواند کاملا متفاوت باشد.
در سنجش اثر تغییرات نسبی قیمت کالاها بهتر است اوزان سبد مصرفی هر خانوار در طبقات درآمدی استفاده شود. شاخصی که بر اساس اوزان کالاها در سبد مصرفی هر خانوار استفاده می‌شود، موسوم به شاخص قیمت ویژه خانوار(HSPI) است. به این ترتیب شاخصی که اوزان سبد مصرفی هر خانوار را در محاسبه شاخص قیمت استفاده می‌کند، قادر است تغییرات نسبی قیمت‌ها را برای هر گروه از خانوارها بسنجد. این شاخص را می‌توان به صورت زیر تعریف کرد:
وزن کالای ‌kام در سبد مصرفی خانوار j عبارت است از:

که در آن K مجموعه کالاهای سبد مصرفی خانوارها، Xjk هزینه خانوار jام روی گروه کالایی k و wjk وزن هزینه‌ای کالای kام در سبد خانوار jام تعریف می‌شود. به این ترتیب شاخص هزینه زندگی خانوار jام را می‌توان به صورت

تعریف کرد.
با توجه به در دسترس نبودن قیمت اجزای کالاهای سبد مصرفی خانوار، کالاهای مصرفی خانوار در ۱۳ گروه تقسیم‌بندی و از شاخص قیمت سیزده گروه کالایی استفاده شده است. به این ترتیب شاخص قیمت ویژه خانوار از مجموع حاصل ضرب شاخص قیمت گروه کالای مورد نظر در سهم مخارج آن گروه در سبد مصرفی هر خانوار حاصل می‌شود. این شاخص بر آمده از میانگین وزنی ۱۳ گروه کالا در سبد مصرفی خانوار است. HSPI تفسیری از معادله hi است که برای خانوار j در منطقه d (شهر، روستا) به صورت

نوشته می‌شود که در آن djt به ترتیب نشان‌دهنده مناطق (شهری، روستایی)، خانوار و سال است. Pdi و Pdit به ترتیب بیانگر شاخص قیمت گروه کالایی iام، منطقه dام در سال پایه و سال موردنظر است.
توصیف آماری داده‌ها
در این مطالعه از داده‌های هزینه ناخالص خانوارهای شهری و روستایی به عنوان شاخصی از درآمد خانوار در دوره زمانی ۱۳۹۴- ۱۳۸۶ استفاده شده است. حجم نمونه داده‌های هزینه ناخالص در سال‌های مورد مطالعه بین ۱۵ تا ۱۹ هزار نمونه است. طبقه‌بندی اقلام مصرفی براساس طبقه‌بندی مصرف فردی بر حسب کد (COICOP) است.
گروه‌های کالایی عبارتند از: ۱- خوراکی‌ها و آشامیدنی‌ها، ۲- دخانیات، ۳- پوشاک و کفش، ۴- مسکن، آب، برق، گاز و سایر سوخت‌ها، ۵- مبلمان و لوازم خانگی، ۶- بهداشت و درمان، ۷- حمل‌و‌نقل، ۸- ارتباطات، ۹- تفریح و فرهنگ، ۱۰- آموزش، ۱۱- هتل و رستوران، ۱۲- کالاها و خدمات متفرقه و ۱۳ – هزینه مصرف فردی موسسات غیرانتفاعی در خدمت خانوار.
هزینه سرانه اسمی ناخالص: از تقسیم هزینه ناخالص هر خانوار بر بعد خانوار حاصل می‌شود.
هزینه سرانه حقیقی ناخالص مبتنی بر CPI از تقسیم هزینه سرانه ناخالص هر گروه بر شاخص قیمت آن گروه کالایی حاصل می‌شود. برای گروه سیزدهم شاخص قیمت در دسترس نبود و از شاخص قیمت گروه خدمات برای تعدیل این گروه کالاها استفاده می‌شود.
هزینه ناخالص حقیقی مبتنی بر شاخص قیمت ویژه خانوار از تقسیم هزینه سرانه اسمی ناخالص هر خانوار بر شاخص HSPI آن خانوار به دست می‌آید.
روند نابرابری در مناطق شهری
روند افزایش شاخص قیمت‌ها در مناطق شهری از سال ۱۳۹۰ تا ۱۳۹۲ با شیب تندتری افزایش یافته و از سال ۱۳۹۳ شیب این روند کندتر شده است، در عین حال افزایش شاخص قیمت گروه خوراکی‌ها و… از شاخص قیمت مصرف‌کننده فراتر رفته است.
با استفاده از داده‌های بودجه شهری و روستایی در دوره ۱۳۹۴-۱۳۸۶ و با استفاده از هزینه‌های اسمی و هزینه‌های حقیقی مبتنی بر شاخص قیمت مصرف‌کننده و هزینه‌های حقیقی مبتنی بر شاخص قیمت ویژه خانوار که بر آمده از سبد مصرفی هر خانوار و با به‌کار‌گیری ضریب جینی به روش آگوانگ به عنوان معیار نابرابری برای مناطق شهری و روستایی محاسبه گردیده است. نتایج به این شرح است که جدول (۱) نتایج محاسبه ضریب جینی هزینه تعدیل شده خانوار براساس دو شاخص CPI و HSPI و هزینه اسمی را مقایسه می‌کند. روند افزایشی ضریب جینی از سال ۱۳۸۹ تبدیل به روند کاهشی شده که تا حدود زیادی ناشی از اهمیت سهم پرداخت نقدی در درآمد طبقات پایینی توزیع و در عین حال کاهش درآمد طبقات با درآمد بالا تحت تاثیر رکود اقتصادی است. قبل از شتاب‌گیری تورم در سال ۱۳۹۱ روند ضریب جینی درآمد (هزینه) اسمی بالاتر از روند درآمد (هزینه) حقیقی قرار دارد. بعد از شدت گرفتن تورم، روند ضریب جینی تغییر جهت داده است. طی دو سال ۱۳۹۲ و ۱۳۹۳ که پدیده رکودی هم به شرایط اضافه شد، شیب روند نابرابری شدت گرفت.
تا قبل از اجرای سیاست پرداخت نقدی و حتی تا سال ۱۳۹۱ ضریب جینی درآمد (هزینه) تعدیل یافته بر اساس هر دو شاخص HSPI و CPI بسیار نزدیک به هم قرار دارند. با افزایش سریع‌تر قیمت مواد غذایی از سال ۱۳۹۱ و با توجه به سهم بالای این گروه کالایی در سبد خانوارهای کم‌درآمدتر، ضریب جینی درآمد (هزینه) تعدیل یافته بر اساس شاخص قیمت ویژه خانوار بالاتر از ضریب جینی مقادیر اسمی و ضریب جینی تعدیل شده بر حسب شاخص قیمت کالاهای مصرفی قرار گرفته است. به عبارت دیگر، توزیع رفاه (هزینه حقیقی) به زیان خانوارهای دهک‌های پایینی تغییر کرده است.
تغییرات توزیعی در مناطق روستایی
یکی از ویژگی‌های تحولات قیمتی پس از اجرای هدفمندی، پیشی گرفتن شاخص قیمت مصرف‌کننده در مناطق روستایی نسبت به مناطق شهری است.

دلیل عمده این مساله سهم بالاتر دو گروه خوراکی‌ها و سوخت در سبد خانوارهای روستایی است. بزرگ‌تر بودن بعد خانوار و ناکاراتر بودن سیستم گرمایشی در این مناطق از دیگر دلایل این مساله است.
در مناطق روستایی، روند شاخص قیمت گروه خوراکی‌ها از سال ۱۳۹۰ از شاخص قیمت کل با شیب مشابهی فراتر رفته که منجر به تغییرات چشمگیری در روند ضریب جینی هزینه خانوارها به ارزش اسمی و حقیقی شده است.
قبل از اجرای سیاست پرداخت نقدی، ضریب جینی حقیقی (با استفاده از هر دو شاخص تعدیل‌کننده تورم) از ضرایب جینی هزینه اسمی پایین‌تر است. به عبارت دیگر نابرابری توزیع هزینه حقیقی کمتر از نابرابری هزینه اسمی است و روند ضریب جینی حقیقی مبتنی بر شاخص قیمت ویژه خانوار و شاخص قیمت مصرف‌کننده تقریبا یکسان است. بعد از اجرای سیاست پرداخت نقدی، روند نابرابری شیب صعودی به خود گرفته و در عین حال منحنی ضریب جینی هزینه حقیقی فراتر از منحنی ضریب جینی هزینه اسمی قرار دارد (نمودار (۵)). وقتی هزینه‌ها با شاخص قیمت ویژه خانوار تعدیل می‌شود، شکاف نابرابری بزرگ‌تر از هزینه تعدیل‌شده توسط شاخص قیمت مصرف‌کننده است.
در سال ۱۳۹۲ با اوج‌گیری تورم تا ۳۶ درصد (و برای گروه خوراکی‌ها ۴۶ درصد) روند صعودی در تغییرات نابرابری با شتاب بیشتری تا سال ۱۳۹۳ ادامه می‌یابد. با کند شدن تورم بعد از سال ۱۳۹۳ از شتاب نابرابری هم کاسته شده است.
عامل دیگری که در کاهش نابرابری سال ۱۳۹۲ تاکنون (نسبت به دوره ۱۳۶۸ و ۱۳۸۷) نقش داشته، پدیده رکودی در اقتصاد است. تحت شرایط رکودی افت درآمد طبقات درآمدی بالا به طور نسبی بیشتر از افت درآمد در طبقات فقیر است، از این رو کاهش ضریب جینی طی دوره مورد بررسی نمی‌تواند به معنی بهبود توزیع یا فقر کمتر تلقی شود. بالاتر قرار گرفتن ضرایب جینی برحسب درآمد (هزینه) تعدیل شده با شاخص قیمت ویژه خانوار خود مبین تغییر توزیع رفاه به زیان گروه‌های کم‌درآمد است.
نتیجه‌گیری
از آنجا که خانوارها رفتارهای متفاوتی با توجه به الگوی مصرفی خود در مقابل تغییرات قیمتی نشان می‌دهند، تغییرات نسبی قیمت اثرات متفاوتی بر گروه‌های مختلف درآمدی خواهد داشت. این اثرات با تعدیل هزینه‌ها با استفاده از شاخص قیمتی مصرف‌کننده که با استفاده از الگوی مصرفی خانوار با درآمد متوسط است، قابل مشاهده نیست.
برای تبیین دقیق‌تر آثار توزیعی تغییرات قیمتی لازم است از شاخص‌هایی استفاده شود که اوزان کالاها را در سبد مصرفی خانوارها در گروه‌های درآمدی در نظر گیرد. شاخص قیمت ویژه خانوار که با استفاده از اوزان کالاها در سبد مصرفی هر خانوار محاسبه می‌شود از جمله این شاخص‌هاست. این شاخص تصویر دقیق‌تری از توزیع رفاه در جامعه در اختیار سیاستگذار قرار می‌دهد. استفاده از این شاخص‌ها در تدوین سیاست‌های حمایتی کارایی بیشتری دارند به ویژه هنگامی که تفکیک‌های جزئی‌تری مثل تقسیمات استانی، وسعت مناطق، خصوصیات اجتماعی خانوار و… مدنظر باشد.
به کارگیری این شاخص در این مطالعه نشان داد با وجود بهبود وضعیت گروه فقیر تحت تاثیر سیاست پرداخت نقدی و تورم ناشی از نحوه تامین مالی این سیاست نابرابری توزیع هزینه‌های حقیقی از سال ۱۳۹۱ افزایش یافته و با تشدید تورم از ناحیه قیمت گروه کالاهای ضروری‌تر مثل خوراک و بهداشت و درمان موقعیت دهک‌های پایینی بدتر شده است.