پایان نامه با کلمات کلیدی بخش کشاورزی، بهرهوری کل عوامل، سطح معنادار، مدل تصحیح خطا

دانلود پایان نامه ارشد

بدون عرض از مبدأ و بدون روند است. Ln لگاریتم در مبنای عدد نپر و ∆ تفاضل مرتبه اول است. ADF، آزمون ریشه واحد دیکی-فولر تعمیم یافته و PP آزمون ریشه واحد فیلیپس-پرون میباشد. اعداد داخل پرانتز در آزمون ADF تعداد وقفهها میباشد که توسط معیار شوارتز برای رفع خودهمبستگی سریالی در اجزاء اخلال تعیین شده است. در آزمون فیلیپس-پرون اعداد داخل پرانتز Newey-West Bandwith میباشد که توسط بارتلت-کرنل تعیین شده است. ***، ** و * به مفهوم رد فرض صفر به ترتیب در سطح 1%، 5% و 10% میباشد.
جدول شماره (4-2-3) خلاصهای از نتایج جداول (4-2-1) و (4-2-2)، شامل نتایج جمعی متغیرهای تحقیق بر اساس هر دو آزمون ریشه واحد مذکور را نشان میدهد. با توجه به اینکه هیچکدام از متغیرها جمعی از درجه دو نمیباشند و درجه جمعی دادهها یکسان نمیباشد، از روش آزمون کرانهها برای بررسی وجود رابطه همجمعی در مدلهای تحقیق استفاده میشود.

جدول 4-2-3 خلاصه نتایج آزمونهای ریشه واحد

PP
ADF

I(1)
I(1)
〖Lntfp〗_t

I(0),I(1)
I(0),I(1)
〖Lnx〗_t

I(0),I(1)
I(0),I(1)
〖Lntr〗_t

I(1)
I(1)
〖LnGj〗_t

I(1)
I(1)
〖LnGo〗_t
در جدول (4-2-4) مقادیر بحرانی آزمون کرانهها ارائه شده است. به تبعیت از قاتیرچیاغلو (2009) و با توجه به قاعده مطالعات تجربی برای کمتر از 80 داده، برای آماره F از مقادیر بحرانی نارایان (2005) و برای آماره t از مقادیر بحرانی پسران و همکاران (2001) استفاده شده است.
جدول 4-2-4 مقایر بحرانی روش مدلسازی ARDL
0.01/(I(0) I(1))
0.05/(I(0) I(1))
0.10/(I(0) I(1))
K=4
36/6
59/4
63/4
27/3
89/3
96/2
F_ІІІ
61/6
14/5
66/4
57/3
99/3
03/3
F_VІ
17/7
60/5
30/5
03/4
51/4
37/3
F_V
23/4-
58/2-
60/3-
95/1-
26/3-
62/1-
t_ІІІ
60/4-
43/3-
99/3-
86/2-
66/3-
57/2-
t_V
مقادیر بحرانی آماره Fتوسط نارایان (2005) و مقادیر بحرانی آماره t توسط پسران و همکاران (2001) تعیین شده است. K تعداد متغیرها در مدل ARDL است. F_ІІІ نمایانگر آماره F مربوط به مدل با عرض از مبدأ غیرمقید و بدون روند میباشد، F_VІ نمایانگر آماره F مربوط به عرض از مبدأ غیرمقید میباشد و روند مقید است و F_V نمایانگر آمارهFمربوط به مدل با عرض از مبدأ و روند غیرمقید میباشد. به طور کلی در مدلی که بر اساس Ln Aنرمالیزه شده است، t_V و t_ІІІ، آماره t جهت آزمون برابری صفر ضریب 〖LnA〗_(t-1) به ترتیب با روند غیر مقید و بدون روند میباشد.
در جدول (4-2-5) نتایج آزمون کرانههاارائه شده است. آمارههای به دست آمده از این آزمون با مقادیر بحرانی جداول (4-2-4) مقایسه میشود. اگر آماره محاسباتی بزرگتر از مقدار بحراني كرانه بالا باشد، ميتوان بدون توجه به درجه همجمعي متغيرها (I(0)یا I(1)) فرض صفر مبني بر عدم وجود رابطه همجمعی را رد نمود. اگر آماره آزمون پائينتر از مقدار بحراني كرانه پائين قرار گيرد، فرض صفر را نميتوان رد نمود. نهايتاً اگر آماره آزمون بين كرانههاي بالا و پائين قرار گيرد نتيجه آزمون نامشخص ميباشد.
مشاهده میشود که برای هر دو مدل بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی در سطر اول و دوم جدول، آماره F_ІІІ بزرگتر از مقادیر بحرانی جدول (4-2-4) میباشد. از این رو مقدار عددی این آماره در سطح معناداری 1% نشان دهنده وجود رابطه همجمعی در هر دو مدل تحقیق میباشد. بر اساس آماره F_VІ رابطه همجمعی برای هر دو مدل تحقیق در سطح معنیداری 5% قابل رد نمیباشد. آماره F_V مؤید وجود رابطه همجعی درسطح معناداری 5% در مدل دوم می باشد، اما مطابق این آماره در مدل اول وجود رابطه همجمعی در سطح معنادارای 10% قابل رد نمیباشد. همانگونه که مشاهده میشود آماره t_ІІІنیز در هر دو مدل بزرگتر از مقدار بحرانی جدول در سطح معناداری 1% است و آماره t_V بزرگتر از مقدار بحرانی جدول در سطح معناداری 5% است. با توجه به نتایج مذکور میتوان گفت که نتایج آزمون کرانهها مؤید رابطه همجمعی در هر دو مدل تحقیق میباشد.
جدول 4-2-5 آزمون کرانهها جهت بررسی روابط همجمعی
بدون روند قطعی

با روند قطعی

t_ІІІ
F_ІІІ

t_V
F_V
F_VІ
Lag

***28/4-
***35/6
**26/4-
*20/5
**01/5
1
F_Y (〖Lntfp〗_t |〖Lnx〗_t,,〖Lntr〗_t,〖LnGj〗_t)
***36/4-
***71/6
**31/4-
**39/5
**26/5
1
F_Y (〖Lntfp〗_t |〖Lnx〗_t,,〖Lntr〗_t,〖LnGo〗_t)

در جدول (4-2-6) تخمین ضرائب بلندمدت مربوط به مدل اول تحقیق با استفاده از روش ARDLآورده شده است. مشاهده میشود که تأثیر متغیرهای مستقل مدل در سطح معناداری یک درصد بر لگاریتم بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور در بلندمدت قابل رد نمیباشد. با توجه به نتایج ارائه شده در جدول مذکور میتوان گفت که در بلندمدت با افزایش مخارج جاری دولت به اندازه یک درصد بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور به طور متوسط 017/0 درصد افزایش مییابد. همچنین با افزایش ضریب مکانیزاسیون در بخش کشاورزی به اندازه یک درصد بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور در بلندمدت به طور متوسط 368/0 درصد افزایش مییابد و با افزایش صادرات محصولات بخش کشاورزی به اندازه یک درصد بهرهوری کل عوامل بخش کشاورزی کشور به طور متوسط در بلندمدت حدود 110/0 درصد افزایش مییابد. به طور کلی نتایج این جدول حاکی از تأثیر معنادار مثبت و اندک مخارج جاری بر بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی است.
جدول 4-2-6 تخمین ضرائب بلند مدت با استفاده از روش ARDL
ARDL(0,0,1,1) بر اساس معیار شوارتز انتخاب شده است. متغیر وابسته 〖Lntfp〗_(t ) میباشد.
احتمال t
آماره t
انحراف معیار
ضریب

(004/0)
041/3
005/0
017/0
〖LnGj〗_t
(000/0)
748/18
019/0
368/0
〖Lntr〗_t
(000/0)
006/7
015/0
110/0
Lnx_t^
(000/0)
175/20-
274/0
529/5-
C

در جدول (4-2-7) تخمین ضرائب بلندمدت مربوط به مدل دوم تحقیق با بکارگیری روش ARDLآورده شده است. مشاهده میشود که مانند جدول (4-2-6) تأثیر بلندمدت متغیرهای مدل در سطح معناداری یک درصد بر لگاریتم بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور قابل رد نمیباشد. همچنین علامت متغیرها مشابه علامت متغیرهای جدول (4-2-6) است. نهایتاً مقادیر ضرایب نیز مشابه ضرایب در جدول مذکور میباشد. دلیل این شباهت این است که به جز متغیرهای مخارج جاری و عمرانی سایر متغیرها در دو مدل یکسان میباشند. با توجه به نتایج ارائه شده در جدول (4-2-7) میتوان گفت که در بلندمدت با افزایش مخارج عمرانی دولت به اندازه یک درصد بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور به طور متوسط 016/0 درصد افزایش مییابد. همانگونه که مشاهده میگردد این ضریب به مقدار 001/0 درصد کوچکتر از مقدار مشابه خود در جدول (4-2-6) میباشد، که این مقدار بسیار اندک است. از این رو به طور کلی میتوان گفت که نتایج تخمینهای بلندمدت حاکی از تأثیر معنادار، مثبت، اندک و تقریباً مشابه مخارج جاری و مخارج عمرانی دولت بر بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور است.
جدول 4-2-7 تخمین ضرائب بلند مدت با استفاده از روش ARDL
ARDL(0,0,1,1) بر اساس معیار شوارتز انتخاب شده است. متغیر وابسته 〖Lntfp〗_(t ) میباشد.
احتمال t
آماره t
انحراف معیار
ضریب

(004/0)
057/3
005/0
016/0
〖LnGo〗_t
(000/0)
151/20
018/0
373/0
〖Lntr〗_t
(000/0)
737/6
015/0
105/0
〖Lnx〗_t
(000/0)
910/19-
276/0
505/5-
C

در جدول (4-2-8) نتایج تخمین مدل تصحیح خطای مربوط به مدل اول تحقیق ارائه شده است. همانگونه که مشاهده میشود در کوتاهمدت تنها تأثیر صادرات بخش کشاورزی بر بهرهوری کل عوامل تولید این بخش قابل رد نمیباشد. ضریب جمله تصحیح خطا 892/0- تخمین زده شده است، که کاملاً معنادار و مطابق انتظار میباشد. به عبارت دیگر فاصله رشد بالفعل و بالقوه در مدل رشد بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور در مدت کمتر از یک سال تصحیح میشود.

جدول 4-2-8 مدل تصحیح خطا بر اساس مدل ARDL انتخابی
ARDL(0,0,1,1) بر اساس معیار شوارتز انتخاب شده است. متغیر وابسته 〖∆Lntfp〗_(t ) میباشد.
احتمال t
آماره t
انحراف معیار
ضریب

(647/0)
461/0
043/0
019/0
∆〖nLnGj〗_t
(559/0)
589/0
080/0
047/0
〖∆Lntr〗_t
(000/0)
003/4
0162/0
064/0
〖∆Lnx〗_t
(963/0)
046/0
013/0
000/0
C
(000/0)
276/5-
169/0
892/0-
ECM_(t-1)
در جدول (4-2-9) نیز نتایج تخمین مدل تصحیح خطای مربوط به مدل دوم تحقیق ارائه شده است. همانگونه که مشاهده میشود در این جدول نیز مانند جدول (4-2-8) در کوتاه مدت تنها تأثیر صادرات بخش کشاورزی بر بهرهوری کل عوامل تولید این بخش قابل رد نمیباشد. ضریب جمله تصحیح خطا در اینجا نیز 892/0- تخمین زده شده است، که کاملاً معنادار و مطابق انتظار میباشد. با توجه موارد مذکور به طور کلی میتوان گفت که نتایج تخمین مدلهای تصحیح خطا حاکی از عدم تأثیر مخارج جاری و مخارج عمرانی دولت بر بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور در کوتاهمدت است.

جدول 4-2-9 مدل تصحیح خطا بر اساس مدل ARDL انتخابی
ARDL(0, 0,1,1) بر اساس معیار شوارتز انتخاب شده است. متغیر وابسته 〖∆Lntfp〗_(t ) میباشد.
احتمال t
آماره t
انحراف معیار
ضریب

(453/0)
760/0
022/0
016/0
∆〖nLnGo〗_t
(591/0)
541/0
079/0
043/0
〖∆Lntr〗_t
(000/0)
094/4
014/0
061/0
〖∆Lnx〗_t
(907/0)
116/0
009/0
001/0
C
(000/0)
549/5-
164/0
893/0-
ECM_(t-1)

در جدول (4-2-10) آزمونهای تشخیصی مدل اول تحقیق آورده شده است. در سمت چپ با توجه به احتمال مربوط به ضریب لاگرانژ و احتمال مربوط به ضریب F که به اندازه کافی بزرگ بوده و به ترتیب (962/0) و (951/0) میباشند فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی در اجزاء اخلال را نمیتوان رد نمود، بنابراین در بین اجزاء اخلال خودهمبستگی سریالی وجود ندارد. همچنین در سمت راست با توجه به احتمال مربوط به ضریب لاگرانژ35 و احتمال مربوط به ضریب F که به اندازه کافی بزرگ بوده و به ترتیب (373/0) و (358/0) میباشند فرض همسانی واریانس در بین اجزاء اخلال را نمیتوان رد نمود، بنابراین ناهمسانی واریانس در بین اجزاء اخلال وجود ندارد.

جدول 4-2-10 آزمونهای تشخیصی مدل اول تحقیق
آزمون ناهمسانی واریانس
آزمون خودهمبستگی سریالی
احتمال
آماره

احتمال
آماره

(373/0)
814/0
F-statistic
(962/0)
038/0
F-statistic
(358/0)
844/0
Obs*R-squared
(951/0)
100/0
Obs*R-squared

در شکل (4-2-1) نمودار CUSUM جهت بررسی ثبات ضرائب در مدل اول تحقیق آورده شده است. با توجه به اینکه منحنی ترسیم شده در هیچ نقطهای خارج از خطوط مربوط به مقادیر بحرانی نیست، در سطح 5% میتوان عدم وجود شکست ساختاری و ثبات ضرائب مدل ARDL را پذیرفت.
شکل 4-2-1 ترسیم CUSUM جهت بررسی ثبات ضرائب در مدل اول تحقیق

در جدول (4-2-11) آزمونهای تشخیصی مدل دوم تحقیق آورده شده است. در سمت چپ با توجه به احتمال مربوط به ضریب لاگرانژ و احتمال مربوط به ضریب F که به اندازه کافی بزرگ بوده و به ترتیب (980/0) و (975/0) میباشند فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی در اجزاء اخلال را نمیتوان رد نمود، بنابراین در بین اجزاء اخلال خودهمبستگی سریالی وجود ندارد. همچنین در سمت راست با توجه به احتمال مربوط به ضریب لاگرانژ و احتمال مربوط به ضریب F که به اندازه کافی بزرگ بوده و به ترتیب (344/0) و (329/0) میباشند فرض همسانی واریانس در بین اجزاء اخلال را نمیتوان رد نمود، بنابراین ناهمسانی واریانس در بین اجزاء اخلال وجود ندارد.

جدول 4-2-11 آزمونهای تشخیصی مدل دوم تحقیق
آزمون ناهمسانی واریانس
آزمون خودهمبستگی سریالی
احتمال
آماره

احتمال
آماره

(344/0)
921/0
F-statistic
(980/0)
019/0
F-statistic
(329/0)
951/0
Obs*R-squared
(975

پایان نامه
Previous Entries پایان نامه با کلمات کلیدی بخش کشاورزی، مخارج دولت، بهرهوری کل عوامل، ریشه واحد Next Entries پایان نامه با واژگان کلیدی انگیزه تحصیلی، مدارس هوشمند، پیشرفت تحصیلی، یشرفت تحصیلی