دانلود پایان نامه

(LSDV)نامیده میشود.

پایان نامه
برای دانلود متن کامل پایان نامه ، مقاله ، تحقیق ، پروژه ، پروپوزال ،سمینار مقطع کارشناسی ، ارشد و دکتری در موضوعات مختلف با فرمت ورد می توانید به سایت  77u.ir  مراجعه نمایید
رشته مدیریت همه موضوعات و گرایش ها : صنعتی ، دولتی ، MBA ، مالی ، بازاریابی (تبلیغات – برند – مصرف کننده -مشتری ،نظام کیفیت فراگیر ، بازرگانی بین الملل ، صادرات و واردات ، اجرایی ، کارآفرینی ، بیمه ، تحول ، فناوری اطلاعات ، مدیریت دانش ،استراتژیک ، سیستم های اطلاعاتی ، مدیریت منابع انسانی و افزایش بهره وری کارکنان سازمان

در این سایت مجموعه بسیار بزرگی از مقالات و پایان نامه ها با منابع و ماخذ کامل درج شده که قسمتی از آنها به صورت رایگان و بقیه برای فروش و دانلود درج شده اند

مدل اخیر یک مدل رگرسیونی کلاسیک بوده و هیچ شرط جدیدی برای تجزیه و تحلیل آن لازم نیست. میتوان مدل را با بهره گرفتن از روش OLS باK رگرسور در Xو n ستون در D به عنوان یک مدل چند متغیره با n+k پارامتر برآورد کرد.
عرض از مبدا در مدل رگرسیون به این دلیل بین افراد متفاوت است که هرفرد یا واحد مقطعی، ویژگیهای خاص خود را داراست. برای ملاحظه عرض از مبدأهای مختلف میتوان از متغیرهای موهومی استفاده کرد. مدل اثرات ثابت با بهره گرفتن از متغیرهای موهومی مدل حداقل مربعات با متغیر موهومی LSDV) ) نامیده میشود.
مدل اثرات ثابت در شرایطی مناسب است که عرض از مبدا خاص فرد با یک یا چند متغیر توضیحی همبستگی داشته باشد. یکی ازمعایب LSDVآن است که وقتی تعداد واحدهای مقطعی (N) خیلی بزرگ باشد به تعداد زیادی درجه آزادی نیاز داریم. در چنین حالتی ناچاریم N-1متغیر موهومی وارد مدل کنیم و عرض از مبدا را نیز داشته باشیم که اینکار شرایط ایجاد هم خطی را فراهم می نماید (ابریشمی، 1383).
3-9-6 مدل اثرات تصادفی (REM)یا مدل تصحیح خطا (ECM)
در مدل اثرات تصادفی فرض میشود که عرض از مبدا یک واحد تکی، انتخابی تصادفی ازجامعهای بزرگتر با یک میانگین ثابت است .بدین ترتیب عرض از مبدا تکی ، به صورت انحرافی از این میانگین ثابت بیان میشود. یکی از مزایای مدل اثر تصادفی نسبت به مدل اثرات ثابت این است که به درجات آزادی کمتری نیاز دارد، چون نباید N عرض ازمبدا مقطعی را تخمین بزنیم و تنها لازم است میانگین و واریانس عرض از مبدا را تخمین بزنیم. REMدر شرایطی مناسب است که عرض از مبدأ) تصادفی( هر واحد مقطعی با متغیرهای توضیحی همبستگی نداشته باشد (ابریشمی، 1383).

ایده اساسی و اولیه با معادله زیر شروع میشود:
طرفداران روش اثرات تصادفی معتقدند، به جای اینکه در معادله فوق، را ثابت فرض کنید، آن را به صورت یک متغیر تصادفی با میانگین در نظر گرفته و مقدار عرض از مبدا برای هرمقطع را به صورت زیر بیان نمایید .
که در آن جمله خطای تصادفی با میانگین صفر و واریانس است.
فرض اساسی درمدل اثرات تصادفی این است که، مقاطع مورد مطالعه متعلق به جامعهای بزرگتر بوده و میانگین مشترکی برای عرض از مبدا دارند. اختلاف در مقادیر عرض از مبدا هر مقطع در جمله خطای منعکس میشود. بر اساس مدل اثرات تصادفی، معادله (3-7-1) به صورت زیر خواهد بود:
جمله خطای ترکیبیمتشکل از دو جزء (خطای مقطعی) و (خطای ترکیبی) میباشد. اطلاق مدل اجزاء خطا به این دلیل میباشد که جمله خطای ترکیبی ، از دو یا چند جزء خطا تشکیل شده است. ساختار جمله خطا در روش اثرات تصادف به گونهای است که باید این روش را با کمک حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS) برآورد کرد. خاطر نشان میشود که اگر در الگوی تابلویی مورد نظر فقط اثرات فردی را در جملات خطا (چه با اثرات ثابت وچه با اثرات تصادفی) لحاظ نمایید، الگوی مورد نظر به صورت الگوی جزء خطای یک جانبهخواهد بود. اما اگر علاوه بر اثرات فردی، اثرات زمانی یا پویاییهای مقطع مربوطه درطی زمان را نیز لحاظ کنید، الگوی مورد نظربه صورت الگوی جزء خطای دوجانبه میباشد.
3-9-7 آزمون ریشه واحد پانل
برای بررسی مانایی متغیرهای مورد نظر در مدل از روش های زیر که از مهمترین روش های آزمون ریشه واحد در داده های تابلویی هستند استفاده میکنیم. این روشها ممکن است دارای نتایج متناقضی باشند. این روشها عبارتند از :
آزمون لوین، لین و چاو (LLC)
آزمون برتونگ
آزمون هادری
آزمون ایم، پسران و شین (IPS)
آزمون فیشر –ADF و فیشر –PP
برای بررسی این آزمونها فرآیند AR(1) زیر را برای داده های تابلویی در نظر میگیریم :
که در آن معرف متغیرهای مورد بررسی است. i = 1 , … , N نشان دهنده مقطعهاست که طی دورهt=1,2…,T مشاهده شدهاند. به متغیرهای قطعی درون مدل اشاره دارد که شامل عرض از مبدا و روند است. . ضریب خود همبستگی است و جمله خطا فرض میشود که به صورت مستقل و یکنواخت بین شرکتها توزیع شدهاند. اگر در این صورت گفته میشود که ماناست از طرف دیگر باشد ، دارای ریشه واحد است و در این صورت نامانا است.
به منظور آزمون ریشه واحد، دو پیش فرض اساسی در مورد وجود دارد. ابتدا، میتوان فرض کرد که عوامل مشترکی در میان مقطعها (شرکتها) وجود دارد، طوریکه به ازای تمام i ها یعنی برای تمامی مقطعها (یا شرکتها) یکسان است. آزمونهای لوین، لین و چاو (LLC)، برتونگ و هادری همه ازاین فرض تبعیت میکنند.
از سوی دیگر میتوان به اجازه داد که در بین مقاطع متفاوت باشد یعنی برای شرکتهای مختلف یکسان در نظر گرفته نشود. آزمونهای IPS، فیشر ADF – و فیشر –PP مبتنی بر این فرض میباشند. ابتدا آزمون ریشه واحد پانل IPS را با جزئیات بیشتری توضیح میهیم.
آزمون ریشه واحد پانل IPS یک آزمون اساسی برای برسی ریشه واحد در سریهای زمانی است که Y را به صورت زیر نشان میدهد :
که عملگرتفاضل مرتبه اول است و یک جمله اختلال با واریانس است. و متغیر وابسته با وقفه به دلیل وجود همبستگی سریالی در مدل آوردهشدهاست.
فرضیه صفر ریشه واحد در پانل به صورت برای تمام i ها تعریف شده است. برای آزمون این فرضیه Im و همکاران یک آماره t – bar استاندارد شدهای به صورت زیر ارائه دادهاند :
آماره t فردی برای آزمون کردن برای تمام i ها میباشد.
در جدول (3-2) خلاصهای از آزمونهای ریشه واحد مورد استفاده در این پژوهش ارائه گردیدهاست.
جدول3-3.خلاصه ویژگیهای اصلی آزمونهای ریشه واحد پانل
آماره
فرضیه صفر
آزمون
وجود ریشه واحد
آزمون لوین، لین و چو
وجود ریشه واحد
ایم، پسران و شین
وجود ریشه واحد
فیلیپس پرون- فیشر
3-9-8 آزمون هم جمعی پانل دیتا
در این قسمت به طور خلاصه آزمونهای هم جمعی که در Eviews اجرا میشود را بررسی خواهیم نمود. آزمونهای پدرونی و کائو مبتنی بر آزمون هم جمعی دو مرحلهای انگل-گرانجر (1987) میباشد و آزمون فیشر ترکیبی از آزمون جانسن است. تجزیه و تحلیلهای هم انباشتگی کمک میکند که یک رابطه تعادلی بلندمدت آزمون و برآورد شود. اگریک نظریه اقتصادی صحیح باشد، مجموعه ویژهای از متغیرها که توسط نظریه مذکور مشخص شده با یکدیگر در بلندمدت مرتبط میشوند . به علاوه تئوری اقتصادی تنها روابط را به صورت استاتیک (بلندمدت) تصریح کرده واطلاعاتی درخصوص پویاییهای کوتاهمدت میان متغیرها به دست نمیدهد. درصورت اعتبار تئوری انتظار میرود علیرغم نامانا بودن متغیرها یک ترکیب خطی استاتیک از این متغیرها مانا و بدون روند تصادفی باشد. در غیر اینصورت، اعتبار نظریه مورد نظر زیر سؤال قرار میگیرد. به همین دلیل به طور گسترده از هم انباشتگی به منظور آزمون نظریههای اقتصادی و تخمین پارامترهای بلندمدت استفاده شده است.
3-9-9 آزمون هم جمعی پدرونی
پدرونی چندین آزمون را برای همجمعی که ناهمسانی عرض از مبدا و ضرایب روند در بین مقاطع را مجاز میداند با در نظر گرفتن رگرسیون ذیل ارائه میدهد:

 
 
برای t = 1,…, T ; i = 1, … , N ; m = 1 , … , M، x و y فرض میشود در مرتبه یک همجمع هستند یعنی I(1) . پارامترهای و اث

Written by 

دیدگاهتان را بنویسید