پایان نامه درمورد بهرهوری کل عوامل، ضریب جینی، آموزش عالی، دانشگاهها

دانلود پایان نامه ارشد

آموزش عالی ایران با دو پدیده مهم در دوران بعد از انقلاب مواجه شده است. اول عقبماندگی تاریخی در توسعه کمی آموزش عالی ایران و دیگری رشد سریع جمعیت که باعث افزایش تقاضا برای ورود به دانشگاهها شد. البته عوامل دیگری از جمله زمینههای فرهنگی جامعه و ضعف بازار کار برای دارندگان دیپلم نیز نقش مهمی در افزایش تقاضا برای ورود به آموزش عالی ایفا کردهاند. مجموعه این عوامل موجب شد تا سیاست توسعه کمی آموزش عالی در رأس برنامههای وزارت علوم و دانشگاهها قرار گیرد. راهاندازی دورههای شبانه، تأسیس دانشگاه پیامنور و دانشگاه جامع علمی- کاربردی، تأسیس مؤسسات غیر دولتی غیر انتفاعی، تأسیس دانشگاه آزاد اسلامی، راهاندازی دورههای نوبت دوم و فعال کردن آموزش عالی الکترونیک و تأسیس دورههای آموزشی مشترک با دانشگاههای معتبر خارج از کشور، از جمله این سیاستها به شمار میآیند. اگرچه توسعه دورههای تحصیلات تکمیلی با رشد چشمگیر صورت گرفته است اما به کیفیت آموزش توجه نشده است. موضوع اشتغال دانشآموختگان مشکلی است که به خاطر ضعف انطباق رشتههای دانشگاهی با نیازهای صنعت، ضعف آموزشها و مهارتهای کارآفرینی دانشجویان و ظرفیت پایین اقتصاد کشور برای ایجاد شغل به وجود آمده است. بنابراین سیاستگذاران باید به سیاستهای ارتقاء کیفیت آموزش توجه کنند.
3-4- جمعبندی
در بررسی روند رشد بهرهوری کل عوامل تولید ملاحظه میشود رشد بهرهوری کل عوامل تولید طی دوره 1390-1349 از نوسانات زیادی برخوردار بوده و از 8 درصد در سال 1349 به 1 درصد در سال 1390 کاهش یافته است. به طور کلی تغییرات و روند شاخص بهرهوری از سال 1355 به بعد حاکی از آن است که اقتصاد کشور عمدتاً بر پایه استفاده بیشتر از منابع شکل گرفته است و با توجه به روند نزولی بودن شاخص بهرهوری در برخی سالها، به نظر میرسد که مشکلات اساسی در این زمینه وجود دارد.
بررسی روند تغییرات ضریب جینی آموزشی حاکی از کاهش این ضریب در طی دوره مورد بررسی دارد. مقدار این ضریب از 9/0 درصد در سال 1349 به 30/0 درصد در سال 1390 کاهش یافته است که نشان میدهد نابرابریهای آموزشی در حال کاهش است. کاهش ضریب جینی نشان میدهد که افراد جامعه سالهای تحصیل تقریباً یکسانی دارند.

فصل چهارم:

4-1- مقدمه
این فصل به معرفی مدل تحقیق و روش برآورد آن اختصاص دارد. برای این منظور ابتدا مدل اقتصاد سنجی، نمونه آماری و منابع آماری دادههای جمعآوری شده بیان شده است. در پایان روش خود توضیح با وقفههای گسترده و مزایای آن و آزمونهای مرتبط در این زمینه توضیح داده شده است.
4-2- مدل تحقیق
به منظور بررسی ارتباط نابرابری آموزشی و بهرهوری کل عوامل تولید از مدل مطالعه چانگژنگ و جین59 (2009) به صورت معادله (4-1) استفاده شده است. در این مدل ضریب جینی آموزشی (که قبلاً محاسبه شده است) به عنوان شاخص نابرابری آموزشی در مدل لحاظ شده است:
〖Log TFP〗_t=β_0+β_1 Gini_t+β_2 X_t+ε_t (4-1)
که در آن:
Log TFP: لگاریتم بهرهوری کل عوامل تولید (منبع دادهها: از سایت سازمان بهرهوری آسیایی (APO)60).
Gini: ضریب جینی آموزش، محاسبه شده با استفاده از شاخص جینی توماس و همکاران (2001) (منبع: محاسبات تحقیق).
بردار X_t: شامل سایر متغیرهایی است که بر بهرهوری کل عوامل تولید مؤثر میباشند. بر اساس مطالعات تجربی صورت گرفته در این زمینه61 عواملی مانند: شاخصهای نیروی انسانی شامل، سلامت و آموزش، شاخص بازبودن تجاری، سرمایهگذاری خارجی، توسعه مالی، انباشت سرمایه R&D و … از عوامل مؤثر بر بهرهوری کل عوامل تولید میباشند. در این مطالعه از متغیرهای زیر استفاده شده است:
Log TRADE: لگاریتم شاخص باز بودن تجاری62، مجموع صادرات و واردات تقسیم بر تولید ناخالص داخلی، ( منبع دادهها: اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی).
Log TM: لگاریتم توسعه مالی، شاخص مورد استفاده در این تحقیق، نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی، (منبع دادهها: اطلاعات سری زمانی بانک مرکزی).
Log TG: اثر متقابل بازبودن تجاری و ضریب جینی (Log TRADE * Log GINI).
نمونه آماری این مطالعه 1390-1349 میباشد.
4-3- معرفی روش تحقیق
به منظور بررسی روابط بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیر وابسته و سایر متغیرهای توضیحی الگو میتوان از روشهای همجمعی مانند روش انگل- گرنجر63، VAR و مدلهای تصحیح خطا مانند ساز و کار تصحیح خطا64 (ECM) استفاده کرد. با این حال، به علت محدودیتهای موجود در استفاده از روشهای انگل- گرنجر و مدل ECM و برای اجتناب از نواقص موجود در این مدلها، از جمله وجود اریب در نمونههای کوچک و نبود توانایی در انجام آزمون فرضیات آماری، روشهای مناسبتری برای تحلیل روابط بلندمدت و کوتاهمدت بین متغیرها پیشنهاد شده است که در این زمینه میتوان به رهیافت ARDL اشاره کرد (پسران65، 1997).
در استفاده از این رهیافت به یکسان بودن درجه همجمعی متغیرها، که در روش انگل- گرنجر ضروری است، نیازی نیست. همچنین در این روش الگوهای بلندمدت و کوتاهمدت موجود در مدل به طور همزمان تخمین زده میشود و مشکلات مربوط به حذف متغیرها و خودهمبستگی را رفع میکند، لذا تخمینهای روش ARDL، به دلیل اجتناب از مشکلاتی همچون خودهمبستگی و درونزایی، نااریب و کارا هستند (سیدیکی66، 2000). به همین دلیل در مطالعه حاضر از مدل ARDL استفاده شده است. برای استفاده از این روش ابتدا پایایی متغیرها بررسی میشود.
4-4- آزمون پایایی
به کارگیری روشهای سنتی و معمول در اقتصاد سنجی در تخمین الگو با استفاده از دادههای سری زمانی بر این فرض استوار است که متغیرهای الگو پایا67 هستند یک متغیر سری زمانی وقتی پایا است که میانگین، واریانس و ضرایب خودهمبستگی آن در طول زمان ثابت باقی بماند. ناپایا68 بودن متغیرهای سری زمانی باعث میشود که یک رگرسیون کاذب69 با R^2 بسیار بالا به دست آید و در نتیجه، آزمونهای t و F معمول اعتبار خود را از دست بدهند بنابراین از آنجایی که اکثر متغیرهای سری زمانی اقتصاد کلان، ناپایا هستند لازم است که قبل از استفاده از آنها در تخمین الگو نسبت به پایایی این متغیرها اطمینان حاصل کنیم. آزمونهای پایایی و ناپایایی در ادبیات اقتصاد سنجی متنوع است. از جمله این آزمونها روش آزمون ریشه واحد دیکی- فولر، دیکی- فولر تعمیم یافته70 (ADF) و فیلیپس- پرون71 (PP) است.
4-5- روش ARDL
4-5-1- الگوهای پویا
وجود همجمعی بین مجموعهای از متغیرهای اقتصادی نه تنها به این مفهوم است که یک رابطه تعادلی بلندمدت بین این متغیرها وجود دارد بلکه میتوان با استفاده از روش OLS برآورد کاملاً سازگاری از ضرایب الگو به دست آورد. به عنوان مثال وقتی همجمعی دو متغیر Y_t و X_t بر اساس آزمونهای لازم به اثبات رسید، میتوان نتیجهگیری کرد که یک رابطه بلندمدت نظیر رابطه زیر بین دو متغیر برقرار است:
y_t=βx_t+u_t(4-2)
و میتوان پارامتر β را به روش OLS برآورد کرد. اما وقتی حجم نمونه کوچک است، استفاده از روش OLS در برآورد رابطه بلندمدت (4-2)، به دلیل در نظر نگرفتن واکنشهای پویای کوتاهمدت موجود بین متغیرها، برآورد بدون تورشی را ارائه نخواهد کرد. بنابراین منطقی به نظر میرسد برآورد چنان الگوی کاملی را مورد توجه قرار دهیم که پویایی کوتاهمدت را در خود داشته باشد و در نتیجه موجب شود تا ضرایب الگو با دقت بیشتری برآورد شوند. سادهترین شکل الگوی پویایی که برای رابطه ایستای بلندمدت مانند y_t=βx_t+u_t میتوان تنظیم کرد تا با کمک آن به برآوردهای نسبتاً بدون تورشی از ضرایب بلندمدت الگو دست یافت، الگوی پویای زیر است:
y_t=γ_0 x_t+γ_1 x_(t-1)+αy_(t-1)+u_t(4-3)
با انجام یک عملیات جبری مختصر میتوان رابطه فوق را به صورت زیر نوشت:
y_t=βx_t+λ_1 Δx_t+λ_2 Δy_t+v_t(4-4)
بنابراین برآورد مقدار بلندمدت ضریب از رابطه ایستای (4-2) معادل برآورد ضریب β از رابطه پویای (4-4) است. وجود متغیرهای Δx_t Δy_t در این رابطه موجب میشوند تا تورش مربوط به برآورد پارامتر β بر اساس یک نمونه کوچک از بین برود. شرط آنکه الگوی کوتاهمدت به سمت الگوی بلندمدت میل کند آن است که در معادله (4-3)، α1 باشد.
برای کاهش تورش مربوط به برآورد ضرایب الگو در نمونههای کوچک، تا حد ممکن الگوی پویایی را در نظر میگیریم که تعداد وقفههای زیادی را برای متغیرها لحاظ کند. بنابراین میتوان رابطه پویای (4-3) را با تعداد وقفههای بیشتر به صورت زیر نوشت:
y_t=α_0+∑_(i=0)^q▒γ_0 x_(t-i)+∑_(j=1)^p▒α_j y_(t-j)+u_t(4-5)
رابطه (4-5) برای بیش از یک متغیر توضیحی و در حالت کلی به صورت زیر نوشته میشود:
y_t=α_0+∑_(i=0)^(q_1)▒γ_1i x_(1t-i)+∑_(i=0)^(q_2)▒γ_2i x_(2t-i)+…+∑_(i=0)^(q_n)▒γ_ni x_(nt-i)+∑_(j=1)^p▒α_j y_(t-j)+βw_t+u_t(4-6)
رابطه (4-6) به الگوی خودتوضیح با وقفههای گسترده (ARDL) مشهور است. تعداد وقفههای بهینه برای هر یک از متغیرهای توضیح دهنده را میتوان به کمک یکی از ضوابط آکائیک (AIC)، شوارتز- بیزین (SBC) و حنان کوئین (HQC) و … مشخص کرد. w_t برداری از متغیرهای قطعی نظیر عرض از مبداء، متغیر روند، متغیرهای مجازی و یا برونزا با وقفههای ثابت است (نوفرستی، 1378، ص 96-91).
برای یافتن برآورد پارامتر بلندمدت β کافی است که از رابطه برآورده شده (4-5) مقدار β ̂ را به صورت زیر محاسبه کنیم:
β ̂=∑_(i=0)^q▒γ ̂_q/(1-∑_(i=1)^q▒α ̂_i )(4-7)
انحراف معیار β ̂ را نیز میتوان با استفاده از الگوریتم محاسبه کرد (بسته نرمافزاری Microfit این انحراف معیار را محاسبه میکند). در نتیجه مقدار آماره t مربوط به ضریب محاسبه شده بلندمدت نیز قابل محاسبه است. ایندر72(1993) نشان میدهد که آمارههای t از این نوع، دارای توزیع نرمال حدی معمولی هستند و آزمون t بر اساس کمیتهای بحرانی معمول از توان خوبی برخوردار است. بنابراین به کمک β ̂ میتوان آزمونهای معتبری را در مورد وجود رابطه بلندمدت انجام داد.
4-5-2- آزمون همانباشتگی روش بنرجی، دولادو و مستر73 (1992)
در این روش برای آزمون همجمعی، لازم است آزمون فرضیه زیر صورت گیرد (فرضیه صفر: مجموع ضرایب متغیر وابسته وقفهدار در رابطه (4-7) بزرگتر از یک است):
H_0 : ∑_(i=1)^p▒〖α_i-1≥0〗
H_(1 ) : ∑_(i=1)^p▒〖α_i-10〗
رد فرضیه صفر به معنی وجود رابطه بلندمدت است.
مقدار آماره t مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به صورت زیر محاسبه میگردد:
t=(∑_(i=1)^p▒〖(α_i ) ̂-1〗)/(∑_(i=1)^p▒S (α_i ) ̂ )
S(α_i ) ̂: مجموع انحراف معیار ضرایب متغیر وابسته.
بعد از محاسبه آماره فوق باید مقدار آن را با کمیتهای بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر (1992) برای انجام آزمون مورد نظر مقایسه کرد. چنانچه مقدار آماره t به دست آمده بزرگتر از مقدار بحرانی باشد فرضیه H_0، یعنی عدم وجود همگرایی رد شده و وجود رابطه تعادلی بلندمدت میان متغیرهای الگو تأیید میگردد. بنابراین با رد فرصیه H_0 میتوان به بررسی رابطه تعادلی بلندمدت در بین متغیرهای الگو پرداخت (نوفرستی، 1378،ص 92).
4-5-3- مدل تصحیح خطا74 (ECM)
وجود همجمعی بین مجموعهای از

پایان نامه
Previous Entries پایان نامه درمورد رشد اقتصادی، سرمایه انسانی، بهرهوری کل عوامل، ضریب جینی Next Entries پایان نامه درمورد بهرهوری کل عوامل، ضریب جینی، توسعه مالی، انحراف معیار