تحقیق درباره سرمایهی اجتماعی

دانلود پایان نامه

د طرف مقابل به آنها برای دورهی کوتاهی باشد کسب می کند. بنابراین افراد با سوء استفاده از اعتماد طرف مقابل به آنها شاید بتوانند در کوتاه مدت سودی حاصل کنند اما این سود موقتی است و دایم نمی باشد. در شکل 2-3 نشان داده است که اعتماد و پیش زمینهی (سابقه) افراد، ارتباط دو طرفه دارند؛ اگر سابقهی فردی خوب باشد می توان به او اعتماد کرد و این امر به صورت عکس نیز برقرار است. اعتماد به ایجاد نهادها و روان شدن آموزش کمک می کند و همچنین توسعهی نهادها در رشد اقتصادی تأثیر گذار است و با آموزش، سرمایه گذاری در فعالیتهای اقتصادی گسترش پیدا می کند و سرمایه گذاری به رشد منجر می شود و این عوامل نیز واکنش متقابل دو طرفه دارند.
سرمایهی اجتماعی هزینه های مبادلهی مربوط به هماهنگی های رسمی نظیر قراردادها، سلسله مراتب، مقررات دیوانسالارانه، هزینهی کسب اطلاعات و هزینه های مربوط به فعالیت های قانونی را کاهش می دهد و باعث رونق اقتصادی می شود.

گسترش استفاده از چک یکی از عواملی است که باعث بهبود مبادلات اقتصادی و توسعهی مالی می شود و از این طریق می تواند بر رشد اقتصادی اثر مثبت بگذارد. اگر اعتماد دو طرفه در جامعه بیشتر شود، تمایل استفاده از چک افزایش پیدا می کند و در مواقعی که چک بلا محل افزایش پیدا می کند دال بر این است که یکی از طرفین به دنبال سوء استفاده از اعتماد طرف مقابل است. با افزایش اعتماد، قرض گیری و وام دهی بالا می رود. بدین ترتیب بر رشد اقتصادی و تسهیل فرایند تولید اثر مثبت می گذارد.
اعتماد بالا به نهادها به خصوص نهادهای حکومتی، کارایی دولت را افزایش می دهد و باعث می گردد که فعالیت های دولتمردان روانتر شده و از بار مالی تحمیل شده بر دولت کاسته شود و این عامل می تواند نقش و تأثیر بسزایی بر رشد اقتصادی داشته باشد.

3-3-5- سرمایهی انسانی، سرمایهی اجتماعی و رشد اقتصادی
برای بررسی رابطه میان سرمایهی اجتماعی، سرمایهی انسانی و رشد اقتصادی می توانیم مثلثی را در نظر بگیریم که رئوس این مثلث این سه عامل باشند و از طریق اضلاع مثلث باهم در ارتباط هستند.

سرمایهی اجتماعی سرمایهی انسانی

رشد اقتصادی
شکل 3-3 مثلث ارتباطی سرمایهی اجتماعی، سرمایهی انسانی و رشد اقتصادی

سرمایهی اجتماعی با کاهش هزینه های مبادله، جستجو و قراردادها، باعث کارایی بیشتر فرایند تولید و مبادله در اقتصاد می گردد و بر مازاد رفاه تولید کننده اثر مثبت می گذارد. در نتیجه از این طریق رشد اقتصادی را افزایش می دهد. همچنین سرمایهی اجتماعی با تسهیل کنش و ارتباطات میان افراد، کارایی سرمایه انسانی، انتشار آن و ظرفیت تولیدی کل اقتصاد را بالا می برد.

دانلود پایان نامه
اینجا فقط تکه های از پایان نامه به صورت رندم (تصادفی) درج می شود که هنگام انتقال از فایل ورد ممکن است باعث به هم ریختگی شود و یا عکس ها ، نمودار ها و جداول درج نشوند.
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

سرمایهی انسانی با ایجاد هنجارها و قوانین اجتماعی، سرمایهی اجتماعی را به وجود می آورد و سرمایهی اجتماعی به عنوان آثار خارجی مثبت سرمایهی انسانی محسوب می شود زیرا افراد می توانند از تحصیلات دیگر افراد بهره ببرند. سرمایهی انسانی با بالا بردن کیفیت نیروی کار، باعث خلق ایده های جدید و توسعهی فردی می شود و سپس درآمد سرانه را در طول زمان افزایش می دهد.
رشد اقتصادی از طریق افزایش درآمد سرانه، می تواند سرمایه گذاری در سرمایهی انسانی را افزایش دهد و همچنین رشد اقتصادی به عنوان یک عامل اقتصادی بر گروه ها و ساختارهای اجتماعی جامعه مؤثر است و نقش اجتماعی افراد جامعه را دچار تحول می سازد. بنابراین رشد اقتصادی می تواند در بعضی از کشورها، تأثیر مثبت و در بعضی دیگر، تأثیر منفی بر انباشت سرمایهی اجتماعی داشته باشد.
افزایش انباشت سرمایهی انسانی از دو طریق غیر مستقیم (افزایش سرمایهی اجتماعی) و مستقیم منجر به افزایش رشد اقتصادی می گردد. همچنین سرمایهی اجتماعی انباشته شده از دو طریق مستقیم و غیر مستقیم (افزایش انباشت سرمایهی انسانی) منجر به افزایش رشد اقتصادی می گردد. علاوه برآن، افزایش رشد اقتصادی بر انباشت سرمایهی انسانی و سرمایهی اجتماعی مؤثر است.
هدف از این مطالعه بررسی ارتباط همزمان این سه متغیر می باشد.
3-4- روش شناسی اقتصاد سنجی

3-4-1- مقدمه
بررسی مانایی سری های زمانی اولین گام در هر تحلیل اقتصاد سنجی است که در ابتدای این بخش مفهوم مانایی را توضیح می دهیم و بعد از آن به شرح آزمون شکست ساختاری زیوت-اندریوز(1992) و علت استفاده از آن می پردازیم و در نهایت جهت تشخیص علیت بین متغیرها، آزمون علیت بر اساس تخمین خود رگرسیون برداری روش تودا و یوماموتو(1995) را شرح می دهیم.

3-4-1-1- مفهوم مانایی
متغیر مانا، متغیری است که میانگین، واریانس و خود کواریانس آن با گذشت زمان ثابت بماند. انگل و گرنجر در سال 1974 نشان داده اند که اگر متغیرها نامانا باشند، برآورد الگو به روش حداقل مربعات منجر به رگرسیون کاذب می گردد که در نتیجه نمی توان به نتایج تخمین اعتماد کرد. بنابراین اگر متغیرهای الگو نامانا باشند، واریانس و میانگین با گذشت زمان افزایش و در نتیجه کمیت های بحرانی که توسط توزیع های t و Fارائه شده اند کاهش یافته و امکان رد هر چه بیشتر فرضیهی صفر کم می شود. بنابراین از آزمون ریشهی واحد برای جلوگیری از بروز نتایج گمراه کننده و تورش دار، استفاده می کنیم جهت بررسی مانایی یا نامانایی متغیرهای مورد مطالعه از آزمون ریشهی واحد زیوت-اندریوز(1992) استفاده می کنیم که در ادامه به آن می پردازیم.

3-4-1-2 آزمون ریشهی واحد زیوت اندریوز- شکست ساختاری در یک زمان نامعلوم
پرون (1989) معتقد به این مسئله است که اغلب سری های زمانی اقتصاد کلان دارای ویژگی ریشهی واحد نیستند و بیان کرده است که وجود ریشهی واحد و نامانایی که در اغلب متغیرهای سری زمانی اقتصاد کلان توسط نلسون و پلاسر (1982) به تأیید رسیده است می تواند به دلیل عدم توجه به شکست عمدهی ساختاری در روند این متغیرها باشد و اگر شکست ساختاری متغیرها را بررسی کنیم می توان ملاحضه کرد که برخی از متغیرها، ریشهی واحد نیستند و متغیرهای مانایی هستند. بنابراین علت استفاده از این آزمون در این پایان نامه، بررسی شکست ساختاری سری های زمانی مورد نظر جهت جلوگیری از وقوع ریشهی واحد صوری است.
بعد از آن پرون (1989) در ادامه مطالعات خود، سه الگوی انتخابی پیشنهاد می کند که در الگوی اول (A)، شکست ساختاری در عرض از مبدأ؛ الگوی دوم (B)، شکست ساختاری در شیب سری زمانی و در الگوی سوم (C)، شکست ساختاری هم در عرض از مبدأ و هم در شیب آن بررسی می شود. پرون زمان شکست ساختاری را به عنوان متغیر برون زا شناخته است یعنی زمان یا سالی خاص را که در آن شکست اتفاق افتاده در خارج از الگو از میان داده های سری زمانی انتخاب می کند. اما در مطالعات بعدی، زیوت و اندریوز (1992)، فروض پرون را که مبنی بر برون زا بودن زمان شکست ساختاری بوده است، رد کرده اند و شکست ساختاری را به عنوان یک متغیر درون زا در نظر گرفتند یعنی زمان شکست ساختاری درون الگو تعیین می شود و خارج از الگو تعیین نمی شود و آزمون زیوت-اندریوز (1992) در اصل آزمون تعمیم یافتهی پرون می باشد.
اگر در یک متغیر، شکست ساختاری در عرض از مبدأ رخ داده باشد از معادلهی A و اگر شکست ساختاری در روند یا شیب آن اتفاق افتاده باشد از الگوی B و اگر شکست ساختاری در هر دو هم زمان (روند و عرض از مبدأ) اتفاق افتاده باشد از الگوی C استفاده می کنیم.
فرضیه صفر در این آزمون این است که متغیر مورد بررسی دارای ریشهی واحد است و فرضیهی مقابل این است که سری زمانی دارای روند مانا است که یک شکست ساختاری در زمان نامعلوم در آن رخ داده است و تفاوت این آزمون با آزمون های معمولی ریشهی واحد در فرضیهی مقابل است. در این روش زمان شکست (TB) با حداقل کردن آمارهی t یک طرفه با α=1 انتخاب می شود. الگوهای زیوت و اندریوز (ZA,1992) با یک شکست ساختاری درون زا در سری ها (مانندyt) در ادامه آمده است.
H0= yt=µ+yt-1+et

که در آن
yt: متغیر مورد نظر؛
yt-1: متغیر مورد نظر با یک وقفه؛
μ: عرض از مبدأ؛
θ: ضریب شکست ساختاری در عرض از مبدأ؛
DUt: متغیر مجازی شکست ساختاری در عرض از مبدأ؛
Tb: زمان شکست ساختاری؛
t: زمان یا روند
βt: ضریب زمان (روند) یا متغیر روند؛
DTt: متغیر مجازی شکست ساختاری در روند؛
γ: ضریب متغیر مجازی شکست
ساختاری در روند؛
α : ضریب متغیر مورد نظر با یک وقفه و
et: جملهی اختلال
الگوی اول (معادلهی 3-14) یک تغییر زمانی در عرض از مبدأ را نشان می دهد؛ الگوی دوم (معادلهی 3-15) مانایی سری های زمانی را حول شکستگی در روند بررسی می کند و در الگوی سوم (معادلهی 3-16) تغییر همزمان در عرض از مبدأ و روند بررسی می شود.
در روابط 3-14 تا 3-16، Tbزمان شکست ساختاری است و DUt یک متغیر مجازی است که کمیت آن برای سال های tTb برابر یک و برای بقیهی سال ها برابر صفر است و DT یک متغیر مجازی روند است که کمیت آن برای سال های tTb برابر t-Tb و برای بقیهی سال ها برابر صفر است. زیوت و اندریوز بیان می کنند که نقاط شکستگی (تاریخ تغییر جهت ساختاری) مابین 80 درصد حجم نمونه قرار دارد یعنی 1Tدر الگوهای اشاره شده DUt یک متغیر مجازی است که تغییر در عرض از مبدأ را نیز دارا می باشد و DTt متغیر مجازی نشان دهندهی انتقال در روند در زمان شکست ساختاری TB می باشد. که فرضیهی مقابل این است که سری yt، با در بر داشتن یک شکست ساختاری I(0) یا مانا است و متغیرهای مجازی را به صورت زیر تعریف می کنیم:
DUt= 1 if t>TB or 0 if tو
DTt= t-TB if t>TB or 0 if tTB

برای هریک از این سال ها، الگوی A، B و C بسته به فرضیهی رقیب به روش حداقل مربعات معمولی تخمین زده می شود و پایین ترین آمارهی مربوط به ضریب yt-1 هریک از رگرسیون ها با توجه به مقدار وقفهی بهینه، به عنوان سال شکست ساختاری یا تغییر جهت ساختاری انتخاب می شود.
تحت فرضیهی صفر، آمارهی t مربوط به ضریب yt-1(یعنی ) دارای توزیع حدی است. کمیت های بحرانی مورد نیاز برای انجام آزمون با توجه به کمیت λ که نسبت زمان بروز شکست ساختاری به حجم نمونه ( ) را نشان می دهد توسط پرون استخراج و جدول بندی شده است. آمارهی آزمون مربوط به سایر ضرایب برآورد شده، وقتی فرضیهی صفر رد می شود، دارای توزیع حدی استاندارد نرمال است. بنابراین می توان از مقادیر بحرانی توزیع استاندارد نرمال برای آزمون معنی دار بودن ضرایب استفاده کرد.

آنچه که در برآورد رگرسیون الگوهای A، B و C برای ما مهم است، کمیت ضریب مربوط به yt-1، یعنی و کمیت آمارهی t آن است. به منظور انجام آزمون ریشهی واحد (نامانایی)، فرضیهی صفر و فرضیهی مقابل زیر مورد توجه قرار می گیرد:
H0: α=1
H1: α1

کمیت آمارهی آزمون بر اساس صحت فرضیهی H0 با استفاده از رابطهی محاسبه می شود و این آماره با مقادیر بحرانی توزیع حدی آمارهی آزمون که تغییر ساختاری را نشان می دهد مقایسه می شود. در صورتی که مقدار این آماره (از لحاظ جبری) از مقادیر تمامی کمیت های بحرانیارائه شده در سطوح مختلف معنی داری کوچکتر باشد، فرضیهی H0 رد نمی شود.

3-4-1-3- آزمون علیت بر اساس تخمین خود رگرسیون برداری: آزمون علیت تودا-یوماموتو(1995)
بررسی رابطهی بین دو یا چند متغیر در اقتصاد سنجی امری معمول بوده و به طور صریح انجام می گیرد. اما این روابط جهت علیت را نشان نمی دهند بلکه با کمک رگرسیون های چند متغیره و روش های مختلف به دنبال متغیرهایی می گردند که نوسانات متغیر وابسته را به خوبی تشریح کنند. همچنین در قالب الگوهای ساخته شده به بررسی اثرات تغییر در متغیرهای برون زا و متغیرهای درون زای الگو پرداخته می شود. گرنجر (1969) مفهوم علیت را برای اولین بار در اقتصاد سنجی مطرح کرده است (صمدی، 1380: 214).
گرنجر و نیوبلد (1974) بیان می کنند که هرگاه متغیرها نامانا باشند، تخمین رگرسیون با استفاده از روش (OLS) امکان بروز پدیدهی رگرسیون کاذب را فراهم می آورد و با مشکل تورش در تصریح روبرو می شویم. گجراتی (1995) همچنین اشاره می کند وقتی که متغیرها همجمع باشند و ما به جای استفاده از یک الگوی تصحیح خطای برداری از یک الگوی خودرگرسیون برداری استفاده کنیم، به علت حذف جزء تصحیح خطا، واریانس معادلهی رگرسیون افزایش می یابد و آمارهی آزمون والد مورد نظر اریب دار خواهد شد و صحت روش آزمون F کاهش می یابد و آمارهی آزمون، دیگر توزیع استانداردی نخواهد داشت. علاوه بر آن انگل و گرنجر (1987) بیان کرده اند که اگر دو متغیر X و Y همجمع باشند همواره یک الگوی تصحیح خطا بین آنها وجود خواهد داشت. بنابراین می توان برای بررسی رابطهی علیت گرنجری بین متغیرها از الگوی تصحیح خطای برداری (VECM) استفاده کرد که این الگو حالتی خاص از الگوی خود رگرسیون برداریVAR)) است. به طور خلاصه در حالتی که متغیرها همجمع نباشند، علیت گرنجری، علیت کوتاه مدت را بررسی می کند و هنگامی که متغیرها همجمع باشند با اضافه کردن جزء تصحیح خطا علیت گرنجری، علیت بلند مدت را بررسی می کند. زمانی که متغیرها همجمع باشند به این معنا است که علیت گرنجری حداقل در یک جهت وجود دارد اما جهت رابطهی علیت را نمی تواند مشخص کند یعنی نمی توان تشخیص داد که کدام متغیر علت دیگری است و آیا این رابطه به صورت عکس نیز برقرار است یا خیر و نتیجه خواهیم گرفت که آزمون علیت گرنجر محدودیت هایی دارد؛ جهت فائق آمدن بر این محدودیت ها، آزمون علیت گرنجر توسط تودا و یوماموتو (1992) توسعه داده می شود و از آزمون علیت بر اساس خود رگرسیون برداری(VAR) تعدیل یافته استفاده می شود. “در این روش احتیاجی به وجود شرط همجمع بودن سیستم خود رگرسیون برداری نیست که این روش شبیه روش آزمون کرانه های ARDL می باشد”(اووی و اونافورا ، 2010: 14). همچنین نیاز به اجرای آزمون ریشهی واحد نیست و می توان آزمون را بدون توجه به اینکه متغیرهاI(0) ، I(1) یا I(2)باشند اجرا کرد.
گجراتی اشاره می کند که الگوهای VAR یک سیستم معادلات هم زمان می باشند که تمام متغیرها به صورت درون زا در نظر گرفته شده است و تأثیرات آنها باز در سیستم در نظر گرفته می شود و دلیل استفاده ما از این الگو این بوده است که تمام متغیرهایی که ما در این مطالعه استفاده می کنیم می توانند تأثیرات متقابل و همزمان بر هم داشته باشند.
بنابراین با توجه به مطالب گفته شده در قبل نتیجه می گیریم که برای بررسی رابطهی علیت بین متغیرها، از آزمون تودا – یاماموتو (1995) بر اساس الگوی خود رگرسیون برداری(VAR) برای متغیرهای سرمایهی انسانی، سرمایهی اجتماعی و رشد اقتصادی ایران در دوره زمانی 1385-1350 استفاده می کنیم. الگوهای خود رگرسیون برداری، به صورت یک ترکیب خطی با وقفه های متغیرهایارائه شده در الگو به اضافه عرض از مبدأ و جملهی اختلال برای هر معادله نوشته می شوند.
برای مثال اگر در این تحقیق ما سه متغیر داشته باشیم که برای تخمین آنها از شیوهی رگرسیون به ظاهر نا مرتبط (SUR) که به صورت زیر

دیدگاهتان را بنویسید