پایان نامه با کلمات کلیدی ریشه واحد، بخش کشاورزی، علیت گرنجر، مدل تصحیح خطا

دانلود پایان نامه ارشد

(2001) ارائه گرديده، تخمين زده میشود. اين امر تخمين رابطه همجمعي به وسيله روش حداقل مربعات معمولي، زماني كه تعداد وقفههاي مدل معين شده باشد را ممكن ميسازد.
به تبعيت از پسران و همكاران (2001) روش آزمون كرانهها را با مدلسازي رابطه بلندمدت به عنوان يك مدل خودبازگشتي برداري (VAR) از رتبه ρ در z_t به كار ميبريم:
(8)
z_t=c_0+β_t+∑_(i=1)^p▒▒_i z_(t-i)+ε_t , t=1, 2, 3,…,T
كه در آنc_0 يك بردار (k+1) از عرض از مبدأها، و β يك بردار (k+1) از ضرائب روند26 ميباشد. پسران و همكاران (2001) VECM27 را براي رابطه فوق به صورت زير به دست آورده اند:
(9)
∆z_t=c_0+β_t+πz_(t-i)+∑_(i=1)^t▒^_i ∆z_(t-i)+ε_t , t=1,2,….,T
در رابطه فوق π=I_(k+1) ∑_(i=1)^p▒Ψ_i و _i=-∑_(j=i+1)^p▒Ψ_j , i=1,2,…,p-1 به ترتيب حاوي اطلاعات بلندمدت و كوتاهمدت ميباشند. z_t برداري از متغيرهاي y_t و x_t ميباشد. y_t بردار متغيرهاي وابسته I(1) ميباشد كه با Ln y_t تعريف شده است. x_t=[〖Lnx〗_t,〖Lntr〗_t,〖LnG〗_t] یک ماتریس برداری از رگرسورهاي I(0) و I(1) است، كه ε_t=〖(ε_1t,〖ε^’〗_2t)〗^’ بردار خطاهاي داراي ميانگين صفر، (i,i,d)28و واريانس همسان فرض شده است. پسران و همکاران (2001) با توجه به وجود یا عدم وجود و مقید یا غیر مقید بودن عرض مبدأ و روند پنج حالت برای مدل تصحیح خطا معرفی نمودهاند.
حالت اول: بدون عرض از مبدأ و بدون روند. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(10)
∆y_t=δ_yy y_(t-1)+δ_xx x_(t-1)+∑_(i=1)^(p-1)▒〖λ_i 〖∆y〗_(t-i) 〗+∑_(i=0)^(q-1)▒〖ξ_i 〖∆x〗_(t-1) 〗+ε_yt
حالت دوم: با عرض از مبدأ مقید و بدون روند. بنابراین ECM به صورت زیر است:
∆y_t=δ_yy (y_(t-1)-μ_y )+δ_xx (x_(t-1)-μ_x )+∑_(i=1)^(p-1)▒〖λ_i 〖∆y〗_(t-i) 〗+∑_(i=0)^(q-1)▒〖ξ_i 〖∆x〗_(t-1) 〗+ε_yt
(11)

حالت سوم: با عرض از مبدأ نامقید و بدون روند. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(12)
∆y_t=c_0+δ_yy y_(t-1)+δ_xx x_(t-1)+∑_(i=1)^(p-1)▒〖λ_i 〖∆y〗_(t-i) 〗+∑_(i=0)^(q-1)▒〖ξ_i 〖∆x〗_(t-1) 〗+ε_yt
حالت چهارم: با عرض از مبدأ نامقید و روند مقید. بنابراین ECM به صورت زیر است:
∆y_t=c_0+δ_yy (y_(t-1)-γ_y t)+δ_xx (x_(t-1)-γ_x t)+∑_(i=1)^(p-1)▒〖λ_i 〖∆y〗_(t-i) 〗+∑_(i=0)^(q-1)▒〖ξ_i 〖∆x〗_(t-1) 〗
(13)
+ε_yt
حالت پنجم: با عرض از مبدأ نامقید و روند نامقید. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(14)
∆y_t=c_0+βt+δ_yy y_(t-1)+δ_xx x_(t-1)+∑_(i=1)^(p-1)▒〖λ_i 〖∆y〗_(t-i) 〗+∑_(i=0)^(q-1)▒〖ξ_i 〖∆x〗_(t-1) 〗+ε_yt
در مطالعات تجربی حالتهای سوم، چهارم و پنجم مورد بررسی قرار میگیرد.ECMشرطي در سه حالت مذکور برای مدل تحقیق به صورت زیر است:
حالت سوم:

(15)

حالت چهارم:

(16)

حالت پنجم:

(17)

در رابطه فوق ها ضرائب بلندمدت، عرض از مبدأ و جمله خطاهاي نوفه سفيد29 ميباشد. گام اول در آزمون كرانهها تخمين رابطه ECMشرطی به وسيله روش حداقل مربعات معمولي به منظور آزمون وجود ارتباط بلندمدت ميان متغيرها توسط آزمون F جهت معناداري ارتباط ضرائب سطوح تأخيري متغيرها، يعني در مقابل ميباشد. براي متغيرهاي مستقل I(d)، دو دسته از مقادير بحراني جهت انجام آزمون كرانهها توسط نارایان30 (2005) برای آزمون F فراهم گرديده است: كرانه پائين براي رگرسرهاي I(0) و كرانه بالا براي رگرسرهاي I(1) در نظر گرفته شدهاند. اگر آماره F بزرگتر از مقدار بحراني كرانه بالا باشد ميتوان بدون توجه به درجه همجمعي متغيرها فرض صفر مبني بر عدم وجود رابطه همجمعی را رد نمود. برعكس 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. در گام دوم بعد از اينكه آزمون همجمعي انجام شد، ميتوان مدل بلندمدتشرطی براي را به صورت زير تخمين زد:

(18)

اكنون بايد تعداد وقفههاي مدل را با استفاده از معيار شوارتز31 تعيين نمود. درگام بعد پارامترهاي پوياي كوتاهمدت و بلندمدت را به وسيله تخمين ECMزير به دست ميآوريم:

(19)

در رابطه فوق ضرائب كوتاهمدت پوياي همجمعي مدلها به سمت تعادل و سرعت تعديل ميباشد.

آزمون علیت گرنجر
در صورت به کارگیری آزمون کرانهها جهت بررسی روابط همجمعی، آزمون علیت گرنجر با استفاده از VECMانجام میشود. در این صورت انحراف کوتاه مدت متغیرها از مسیر تعادل بلند مدت آنها نیز توسط جمله تصحیح خطا مورد بررسی قرار میگیرد. بنابراین VECMشرطی جهت انجام آزمون علیت گرنجر برای مدل رشد ارزش افزوده به صورت زیر است:

∆〖ln⁡TFP〗_t=α_0+φ_11^p (L)∆〖ln⁡TFP〗_t+φ_12^q (L)∆〖lnG〗_t+〖δECT〗_(t-1)+u_1t
(20)
∆〖lnG〗_t=α_0+φ_21^p (L)∆lnG_t+φ_22^q (L)∆〖ln⁡TFP〗_t+〖δECT〗_(t-1)+u_2t
که در آن:
(21)
φ_11^p (L)=∑_(i=1)^(p_11)▒〖φ_(11,i)^p L^i 〗 φ_12^p (L)=∑_(i=0)^(p_12)▒φ_(12,i)^p
(22)
φ_21^p (L)=∑_(i=1)^(p_21)▒〖φ_(21,i)^p L^i 〗 φ_22^p (L)=∑_(i=0)^(p_22)▒φ_(22,i)^p
که ∆ عملگر تفاضل مرتبه اول است و L عملگر تأخیر32 است، که (L)∆Lny_(t-1)=∆Lny_(t-1).〖ECT〗_(t-1) جمله تصحیح خطای باوقفه است که از مدل همجمعی بلند مدت گرفته شده است. u_1t وu_2t و … اجزاء اخلال نوفه سفید میباشند. نهایتاً بر اساس VECM جهت آزمون علیت آماره tمعنیدار مربوط به 〖ECT〗_(t-1) نشان دهنده علیت بلندمدت است، در حالیکه آماره F معنیدار تصدیق کننده علیت کوتاهمدت میباشد (نارایان و اسمیت33، 2004).

جمعبندی
در این فصل ابتدا مدل تحقیق ارائه گردید. سپس آزمونهای ریشه واحد ارائه شد. با توجه به هدف این تحقیق که بررسی تأثیر مخارج جاری و عمرانی دولت بر بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی ایران میباشد، به بررسی روابط همجمعی میان متغیرهای مدل پرداخته شد. اين روش به سه دليل در این تحقیق مورد استفاده قرار گرفته است؛ اول اينكه نسبت به ساير روشهاي آزمون همجمعي مانند روش يوهانسن ساده ميباشد، دوم، روش آزمون كرانهها بر خلاف ساير روشها مانند يوهانسن صرفنظر از اینکه همه متغيرها I(0) يا I(1) يا جمعی از درجات متفاوت I(0) و I(1) باشند، قابل استفاده ميباشد. سوم، آزمون مذكور در نمونههاي محدود و كوچك كارايي نسبتاً بالايي دارد. در گام بعد روابط ARDLبلندمدت و مدل تصحیح خطا ارائه گردید و در نهایت آزمون علیت گرنجر شرطی مورد بررسی قرار گرفت.

فصل چهارم
تجزیه و تحلیل داده ها و اطلاعات

مقدمه
در این فصل نتایج تخمین مدلها بر اساس روابط اقتصادسنجی که در فصل سوم ارائه گردید، آورده شده است. در قسمت 4-2 یافتههای تحقیق ارائه شده است. در این مرحله ابتدا نتایج آزمون ریشه واحد ديكي-فولر تعمیم یافته (ADF) و فيليپس-پرون (PP) آورده شده است. در مرحله بعد مقادیر بحرانی آزمون کرانهها ارائه شده است؛ به تبعیت از قاتیرچیاغلو (2009) برای آماره F از مقادیر بحرانی نارایان (2005) و برای آماره t از مقادیر بحرانی پسران و همکاران (2001) استفاده شده است. سپس به تخمین روابط همجمعی با استفاده از آزمون کرانهها پرداخته شده است. در مرحله بعد تخمین روابط بلندمدت و مدل تصحیح خطا برای مدل ARDL ارائه گردیده است. انتخاب مدل ARDL بر اساس معیار شوارتز، صورت پذیرفته است. سپس آزمونهای تشخیصی مدل ARDL آورده شده و در نهایت بر اساس مدل تصحیح خطای برداری، نتایج آزمون علیت گرنجر شرطی ارائه شده است.

یافتهها
در جدول (4-2-1) نتایج آزمونهای ریشه واحد ديكي-فولر تعمیم یافته و فيليپس-پرون برای لگاریتم بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی کشور، لگاریتم صادرات بخش کشاورزی و لگاریتم ضریب مکانیزاسیون این بخش آورده شده است. مشاهده میشود که لگاریتم بهرهوری کل عوامل تولید بخش کشاورزی مطابق هر دو آزمون ریشه واحد ADF و PP در تمامی حالتها جمعی از درجه یک میباشد. نتایج آزمونهای ریشه واحد لگاریتم صادرات بخش کشاورزی و لگاریتم ضریب مکانیزاسیون متفاوت از بهرهوری کل عوامل تولید است. مطابق هر دو آزمون ریشه واحد مذکور لگاریتم صادرات بخش کشاورزی در حالت با عرض از مبدأ و بدون روند و در حالت با عرض از مبدأ و روند در سطح معناداری 1% ایستا است. به دیگر سخن این متغیر در دوحالت مذکور I(0) است. متغیر مذکور بعد از یک بار تفاضلگیری در تمامی حالتها جمعی از درجه صفر میباشد. با توجه به این نتایج لگاریتم صادرات بخش کشاورزی در حالت بدون عرض از مبدأ و روند دارای ریشه واحد بوده و جمعی از درجه یک است. همانگونه که مشاهده میشود لگاریتم ضریب مکانیزاسیون در حالت با عرض از مبدأ و بدون روند در سطح معناداری 1% جمعی از درجه صفر بوده و ایستا است. و در حالتهای با عرض از مبدأ و روند و بدون عرض از مبدأ و روند جمعی از درجه یک میباشد.

جدول 4-2-1 آزمون ریشه واحد دیکی-فولر تعمیم یافته و فیلیپس-پرون
lag
〖Lntr〗_t
lag
〖Lnx〗_t
lag
〖Lntfp〗_t
آماره
(0)
***4.100837-
(0)
***4.935896-
(0)
1.434280-
τ_μ (ADF)
(0)
1.960445-
(0)
***4.655239-
(0)
0.426225-
τ_T (ADF)
(0)
4.429900
(0)
1.112294-
(0)
0.265447-
τ(ADF)
(1)
***4.437928-
(4)
***4.802115-
(0)
1.434280-
τ_T (PP)
(1)
2.006162-
(4)
***4.580160-
(0)
0.426225-
τ_μ (PP)
(4)
3.146102
(4)
1.231143-
(3)
0.367946-
τ(PP)
lag
〖∆Lntr〗_t
lag
〖∆Lnx〗_t
lag
〖∆Lntfp〗_t

(0)
***5.033908-
(0)
***8.376515-
(0)
***6.058799-
τ_μ (ADF)
(0)
***6.366608-
(0)
***8.181038-
(0)
***6.501218-
τ_T (ADF)
(0)
***3.676228-
(0)
***8.479676-
(0)
***5.331103-
τ(ADF)
(3)
***5.097416-
(1)
***8.522012-
(2)
***6.090822-
τ_T (PP)
(1)
***6.365975-
(1)
***8.319018-
(1)
***6.504805-
τ_μ (PP)
(3)
***3.638846-
(1)
***8.619647-
(3)
***5.517409-
τ(PP)
τ_μ آماره آزمون ریشه واحد برای مدل با عرض از مبدأ و بدون روند، τ_T آماره آزمون ریشه واحد برای مدل با عرض از مبدأ و روند و τ آماره آزمون ریشه واحد برای مدل 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-کرنل34 تعیین شده است. ***، ** و * به مفهوم رد فرض صفر به ترتیب در سطح 1%، 5% و 10% میباشد.
در جدول (4-2-2) نتایج آزمون ریشه واحد ديكي-فولر تعمیم یافته و فيليپس-پرون برای لگاریتم مخارج جاری دولت و همچنین مخارج عمرانی دولت آورده شده است. مشاهده میشود که مطابق هر دو آزمون ریشه واحد مذکور هر دو متغیر جمعی از درجه یک میباشند.

جدول 4-2-2 آزمون ریشه واحد دیکی-فولر تعمیم یافته و فیلیپس-پرون
Lag
Ln〖َGo〗_t^

lag
Ln〖Gj〗_t^
آماره
(0)
0.092949

(1)
2.350676
τ_μ (ADF)
(3)
3.041881-

(1)
1.872059-
τ_T (ADF)
(0)
3.654141

(1)
4.899363
τ(ADF)
(3)
0.033429-

(3)
0.458846
τ_T (PP)
(3)
1.601195-

(3)
1.148520-
τ_μ (PP)
(3)
3.322196

(3)
5.622085
τ(PP)
lag
∆Ln〖Go〗_t^

lag
∆Ln〖Gj〗_t^

(0)
***5.864872-

(0)
***6.067881-
τ_μ (ADF)
(0)
***6.106604-

(0)
***7.114593-
τ_T (ADF)
(2)
*1.641418-

(0)
***3.741930-
τ(ADF)
(4)
***5.812906-

(4)
***5.782194-
τ_T (PP)
(3)
***6.149286-

(3)
***6.602950-
τ_μ (PP)
(4)
***4.825226-

(4)
***3.777575-
τ(PP)
τ_μ آماره آزمون ریشه واحد برای مدل با عرض از مبدأ و بدون روند، τ_T آماره آزمون ریشه واحد برای مدل با عرض از مبدأ و روند و τ آماره آزمون ریشه واحد برای مدل

پایان نامه
Previous Entries پایان نامه با کلمات کلیدی بهرهوری کل عوامل، بخش کشاورزی، تابع تولید، رشد اقتصادی Next Entries پایان نامه با واژگان کلیدی انگیزه تحصیلی، مدارس هوشمند، پیشرفت تحصیلی، یشرفت تحصیلی