فایل ورد کامل مقاله مدل‌سازی اثر عضویت در WTO؛ تحلیل علمی پیامدهای اقتصادی بر حق بیمه سرانه

توجه : به همراه فایل word این محصول فایل پاورپوینت (PowerPoint) و اسلاید های آن به صورت هدیه ارائه خواهد شد

 فایل ورد کامل مقاله مدل‌سازی اثر عضویت در WTO؛ تحلیل علمی پیامدهای اقتصادی بر حق بیمه سرانه دارای ۴۵ صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد فایل ورد کامل مقاله مدل‌سازی اثر عضویت در WTO؛ تحلیل علمی پیامدهای اقتصادی بر حق بیمه سرانه  کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی فایل ورد کامل مقاله مدل‌سازی اثر عضویت در WTO؛ تحلیل علمی پیامدهای اقتصادی بر حق بیمه سرانه،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

بخشی از متن فایل ورد کامل مقاله مدل‌سازی اثر عضویت در WTO؛ تحلیل علمی پیامدهای اقتصادی بر حق بیمه سرانه :

این مقاله منابع نیز دارد
ضریب بیانگر نسبت در صد تغییر در حق بیمه‌سرانه (تقاضا برای پوششهای مختلف بیمه ای ) به در صد تفسیر در درآمد ملی است. درحقیقت می توان گفت کشش در آمدی تقاضا برای بیمه است.
ضریب نشاندهنده رابطه عضویت در WTO با حق بیمه سرانه و ضریب ، ضریب تفاضلی است که دلالت بر تغییرات بخشش در آمدی پس از عضویت در WTO دارد. به عبارتی نشاندهنده اختلاف بین دو دوره‌ قبل و بعد از عضویت میباشد.

-تصریح مدل جهت بررسی تأیید عضویت در WTO بررسی سهم حق بیمه از کل بازار بیمه‌ جهانی

SHW سهم از بازار جهانی حق بیمه، Pre حق بیمه های دریافتی و , وs اختلال مدل است.
انتظار بر این است که ضریب مثبت باشد. چرا که رابطه مستقیمی بین حق بیمه های دریافتی در یک کشور و سهمش از بازار جهانی حق بیممه وجود دارد. شعنی هر چه حق بیمه های دریافتی در یک کشور افزایش یابد سهم کشور مورد نظر از بازار جهانی حق بیمه افزایش خواهد یافت. به طور مثال در سال ۲۰۰۳، آمریکا با تولید ۴۹۸/۰۵۵/۱ میلیون دلار حق بیمه رتبه اول را در جهان به خود اختصاص داده است. و سهمش از کل بازار بیمه جهانی ۸۹/۳۵ درصد می باشد.

هم چنین ژاپن با تولید ۸۶۵/۴۷۸ میلیون دلار حق بیمه، رتبه دوم را کسب کرده است و سهمش از کل بازار بیمهمه جهانی ۲۸/۱۶ درصد می باشد. در اینجا باید گفت که سهم کشورهای در حال توسعه از بازار بیمه‌ جهانی بسیار ناچیز می باشد مثلاً سهم کشور ایران از بازار بیمه‌ جهانی تنها ۰۵/۰ درصد می باشد. هم چنین این سهم برای کشورهای سنگاپور، مالزی، اندولزی و پاکستان در سال ۲۰۰۳ به ترتیب ۳/۰،۱۹/۰،۱۱/۰،۱/۰ درصد می باشد. ضریب نیز نشاهنده رابطه عضویت د WTO با سهم از بازار جهانی حق بیمه می باشد.

روش استفاده از داده های آماری مدلهای Pomed Data
در بسته‌ کامپیوتری Gviews اطلاعات و آمار گردآوری شده هر کدام از متغییرها برای کشورهای مختلف طبق چار چوب زیر مرتب و برای نشان دادن هر کدام از آنها از علامت () در آخر متغییر استفاده شده تا نشان داده شود که این اطلاعات مربوط به داده های مرتب شده کشورهای مختلف است. به عنوان مثال شاخص نفوذ بیمه ای برای کشور به شکل زیر عمل می شود:

؟؟
خلاصه و جمع بندی
تلاش این فصل در جهت معرفی روش تحقیق بود ک در این راستا ابتدا جامعه آماری مورد استفاده در این پایان نامه و سپس اطلاعات آماری مورد استفاده یا نحوه آرایش داده ها در کنار هم در مدلهای Panel Data بیان گردید. در مرحله بعد روشهای تخمین مدلهای Data Panel از نظر نظری و تئوریک به تفصیل مورد بررسی قرار گرفت که در این رابطه نیز دو روش اثرات ثابت، (Fixed
Effeet) و اثرات تصادفی ( Random Effeet) به همراه خصوصیات مربوط به هر کدام از این روشها، معرفی و بررسی شدند. و در نهایت به بررسی مبانی نظری و تئوریک مدلهای تفریح شده‌ مربوط به فرضیات پرداخته شد.
فصل چهارم: تجزیه و تحلیل داده ها.

۴-۱) مقدمه:
در این بخش مدلهای مطرح شده در فصل سوم برای بررسی اثرات عضویت ایران در سازمان تجارت جهانی بر روی عملکرد صنعت بیمهم در قالب سه فرضیه فرعی در نظر گرفته شده که با بررسی هر کدام از این فرضیات و بسط و تعمیم نتایج آنها به فرضیه اصلی یعنی رونق و بهبود عملکرد صنعت بیمه پس از الحاق به WTO، این فرضیه نیز مورد بررسی قرار خواهد گرفت. از آنجا که ایران هنوز به عضویت سازمان تجارت جهانی در نیامده و به دلیل نبود آمار و اطلاعات در زمینه‌ الحاق ایران به WTO، در این پایان نامهم سعی شد تا با مطالعه و بررسی سه شاخص ارزیابی صنعت بیممه در ۱۰ کشور درحال توسعه عضو سازمان تجارت جهانی ( مصر، هند، اندولزی، مالزی، پاکستان، فیلیپی، سنگاپور، ترکیه، اروگوئه و نزوئلا)

پس از عضویت در WTO و پذیرش موافقتنامهم تعرفه و خدمات (GATS) به دلیل داشتن ماهیتس مشابه با اقتصاد ایران و تعمیم نتایج حاصل از تجارت آنها به ایران، تأثیر عضویت ایران در WTO را بر صنعت بیمه کشور مورد برسی قرار دهیم. و ببینیم که آیا الحاق به سازمان تجارت جهانی تأثیری بر صنعت بیمه خواهد داشت یا خیر و اگر مؤثر است این تأثیر به چه شکل خواهد بود، مثبت یا منفی؟
هم چنین در هر فرضیه برای اثبات برابری یا عدم برابری عرضی از مبدأ در کشورهای منتخب از آزمونF آزمون برابری عرض از مبدأها استفاده شده است. و مدلها نیز به شکل لگاریتم طبیعی مورد استفاده قرار گرفته اند.

روش بررسی هر یک از مدلهای مطروجه در فرضیه ها روش مدلهای Panel Data ( روش اثرات ثابت ) می باشد

۴-۲) آزمون فرضیه ها:
۴-۲-۱) فرضیه فرعی شماره یک:
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در کشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در کشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در کشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در کشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث کاهش شاخص نفوذ بیمه ای در کشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: H1
آماره F محاسبه شده برای مدل مورد بررسی با درجات آزادی ۹و ۱۲۶ برابر با ۳/۵ می باشد که از آماره‌F جدول در سطح معنی دار ۹۵/۰ یعنی ۸۸/۱ بزرگتر است در نتیجه فرضیه یکسان بودن عرض از مبدأ برای کشورهای مختلف رد می شود می توان فرض کرد که عرض از مبدأ برای کشورهای مختلف متفاوت است.

– صحت آماری تخمین:
آماده t بدست آمده برای ضرائب در سطح اطمینان ۹۵ درصد معنی دارد و مخالف ضوابت آمار F محاسبه شده نیز دان بر معنی دار بودن کلی دگرسیون می باشد.
مقدار بحرانیآماده دوربین-واتون با ۴ =K و ۱۴۰ =n برابر با ۶۹/۱ = d و ۷۸/۱ =du که با توجه به آماره محاسبه شده ۰۹/۱ = D.W عدم خود همبستگی مدل تأیید نمی شود یعنی آماده بدست آمده بین دو مقدار
dn=4 ) W.D ) du قرار نمی گیرد. برای رفع خو همبستگی مدل، ) ۱)AR را به عنوان یک متغییر مستقل جدید وارد مدل می کنیم( متغییری که با استفاده از آن و از طریق روش کوکران- اورکات خود همبستگی در جمله اختلال رفع می شود می شود. هنگامیکه ) ۱)AR را به مدل اضافه می کنیم مثل این است کا وقفه متغیر وابسته از درجه یک را به مدل اضافه کرده ایم.)

با این کار خود همبستگی مدل رفع می شود و همانطور که در جدول نیز مشاهده گردید، این متغییر در سطح اطمینان ۹۵/۰ نیز معنی دار می باشد.
R2 ( ضریب تعیین ) مدل ۹۶ درصد می باشد و بدین معنی است که ۹۶ درصد از تغییرات متغیر وابسته ( شاخص نفوذ بیمه) به وسیله متغیرهای مستقل در مدل توضیح داده می شود. از آنجا که R2 نزدیک به عدد یک می باشد می توان گفت که قدرت توضیح دهندگی مدل بالاست.

– تجزیه و تحلیل نتایج :
همانطور که در جدول نیز مشاهده می گردد ضریب یا همان ضریب متغیر مجازی( عرض از مبدأ) ۱۳/۰ می باشد. که از لحاظ آماری نیز معنی دار است.

از آنجا که متغیر مجازی (DUM) معنی دار است بنابراین می توان نتیجه گرفت که پیوستن به WTO بر شاخصش نفوذ بیمه ای کشورهای در حال توسعه مورد بررسی تأثیر گذار بوده و هم چنین از آنجا که علامت این ضریب منفی می باشد اینگونه استنباط می گردد که این تأثیر منفی است یعنی عضویت در WTO باعص کاهش در شاخص نفوذ بیمه ای شده است. در نتیجه می توان فرضیه H0 را رد کر کششهای محاسبه شده نیز دارای علامت مورد انتظار و معنی دار می باشد. ضریب ۴۳/۰ می باشد و بیانگر آنست که با ضریب ، کشش محاسبه شده برای متغیر APT ( نسبت یک درصد افزایش در حق بیمه سرانه (تقاضا برای پوششهای بیمه ای)، شاخص نفوذ بیمه ای ۴۳/۰ افزایش می یابد.

حجم تجارت خارجی به تولید ناخالص داخلی) نیز دارای علامت مورد انتظار (مثبت) و دارای امتیاز آماریت مقدار ضریب قبل از عضویت در WTO برابر با ۲۵/۰ می باشد که بیانگر این مطلب است که قبل از الحاق به WTO یعنی زمانیکه DUM=0 است یک درشصد افزایش در درجه بازبودن اقتصاد، باعث میشود که شاخص نفوذ بیمه ای ۲۵/۰ افزایش یابد.
ضریب دلالت بر میزان اختلاف بین کشش محاسبه شده متغییر توضیحی (درجه باز بودن اقتصاد) در دو دوره‌ قبل وبعد از عضویت است. این کشش بعد از عضویت به میزان ۰۹/۰ افزایش یافته. یعنی بعد از عضویت در WTO یک در صد افزایش در درجه بازبودن اقتصاد، شاخص نفوذ بیمه ای را به میزان ۳۴/۰ افزایش داده است.

برای مثل مدل مطرح شده برای دو کشور مصر و هند در دو زمان قبل و بعد از عضویت د سازمان تجارت جهانی به این صورت خواهد بود:

قبل از عضویت WTO (مصر)

بعد ازعضویت در WTO (مصر)
قبل از عضویت در WTO(هند)

بعد از عضویت در WTO (هند)
در حقیقت همانطور که ملاحظه می شود پس از عضویت در سازمان تجارت جهانی عرض از مبدأ کشورهای مورد بررسی ( برای نمونه مصر وهند) کاهش یافته است. و بر این اساس نتیجه می گیریم که پس از الحاق به WTO شاخص نفوذ بیمه ای کشورهای در حال توسعه مورد بررسی کاهش یافته ( هر چند جزئی)، اما از طرفی با توجه به افزایش ضریب متغیر توضیحی ( در اینجا درجه بازبودن اقتصاد) بعد از عضویت در WTO می توان گفت که شدت تأثیر گذاری متغیر توضیحی بر متغیر وابسته ( شاخص نفوذ بیمه) از نسبت به قبلب از عضویت افزایش خواهد یافت.

۴-۲-۲) فرضیه فرعی شماره ۲
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش در حق بیمه سرانه کشورهای در حال توسعه (ایران ) می گردد H0
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث کاهش در حق بیمه سرانه کشورهای در حال توسعه (ایران ) می گردد H1

– آزمو برابری عرض از مبدأها:
آمار F محاسبه شده برای مدل مورد بررسی با درجات آزادی ۹ و ۱۲۷ برابر است با ۷۵ که بزرگتر از F جدول د سطح ۹۵/۰ درصدیعنی ۸۸/۱ می باشد. در نتیجه زمینه یکسان بودن عرضی از مبدأ برای کشورهای مختلف رد می شود و می توان فرض کرد که عرض از مبدأ برای کشورهای مختلف، متفاوت باشد.
مقدار آماده دوربین- واستو با ۳ =k و ۱۴۰ =n برابر با ۶۹/۱ =de و ۷۷/۱ = du میباشد که با توجه به آماده محاسبه شده ۰۳/۱ =D.W عدم خود همبستگی مدل تأثیر نمی شود. برای رفع خود همبستگی مدل، (۱)AR رابه عنوان یک متغیر مستقل جدید وارد مدل می کنیم. با این خود همبستگی رفع می شود و متغیر (۱)AR نیز در سطح اطمینانی ۹۵/۰ درصد دارای اعتبار آمار نیست.

R2 ( ضریب تعیین) نیز در این مدل بسیار بالا و ۹۹/۰ می باشد. یعنی ۹۹ درصد از تغییرات متغیر وابسته ( حق بیمه سرانه) توسط متغیرهای مستقل در مدل توضیح داده می شود.
– تجزیه و تحلیل نتایج:
در اینجا نیز ضریب متغیر مدهولی(DUM) منفی و برابر با ۴۹/۰ – می باشد و از لحاظ آماری نیز معنی دار است. در نتیجه می توان گفت که پیوستن به سازمان تجارت جهانی بر روی حق بیمه سرانه کشورهای در حال توسعه مؤثر است اما از آنجا که علامت این ضریب منفی است، تأثیر آن منفی می باشد. یعنی با عضویت کشورهای مورد بررسی در WTO ، حق بیمه سرانه کاهش یافته است.

در نتیجه می توان فرضیه H0 را رد کرد.
ضریب (کشش درآمدی) نیز معنی دار و برابر با ۸/۰ می باشد. یعنی در سالهای قبل از عضویت (DUM=0) یک درصد افزایش درآمد فلی تقاضا برای پوششها ی بیمه ای را در کشورهای در حال توسعه مورد بررسی ۸/۰ افزایش میدهد. ضریب دلالت بر میزان اختلاف بین کشش درآمدی محاسبه شده در دوره قبل و بعد از عضویت در WTO به میزان ۱۲/۰ دارد.را نشان می دهد. یعنی کشش درآمدی نمونه مورد بررسی پس از عضویت به ۹۲/۰ رسیده است.
برای مثال مدل مطرح شده برای دو کشور مصر و هند در دو دوره قبل و بعد از عضویت در سازمان تجارت جهانی بدینگونه خواهد بود:

قبل از عضویت در WTO (مصر)

بعد از عضویت در WTO (مصر)
قبل از عضویت در WTO (هند)

بعد از عضویت در WTO (هند)
همانطور که ملاحظه می شود، عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث کاهش در عرض از مبدأ کشورهای مورد بررسی می شود به این دلیل اینگونه استنباط می کنیم که پیوستن به WTO باعث کاهش در حق بیمه سرانه کشورهای منتخب شده است.

اما از طرف دیگر چون ضریب متغیر توضیحی (در اینجا درآمد ملی) بعد از پیوستن به WTO افزایش یافته است، نتیجه می گیریم که شدت و حساسیت متغیر پس از الحا بر روی متغیر وابسته ( در اینجا بیمه سرانه) افزایش می یابد یعنی شدت تأثیر گذاری متغیر توضیحی بر روی متغیر وابسته ( حق بیمه سرانه) نسبت به قبل از الحاق افزایش خواهد یافت.
۴-۲-۳) فرضیه فرعی شماره ۳
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش سهم کشورهای در حال توسعه (ایران) از بازار جهانی حق بیمه می شود. H0
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث کاهش سهم کشورهای در حال توسعه (ایران) از بازار جهانی حق بیمه می شود. H1

– آزمون برابری عرضه از مبدأها.
آماره F محاسبه شده برای مدل مورد برری با درجات آزادی ۹و۱۲۸ برابر با ۱/۴ می باشد که ۱ در مقایسه باب F جدول یعنی ۸۸/۱ بزرگتر است در نتیجه فرضیه H0 مبنی بر یکان بودن عرض از مبدأ برای کشورهای مختلف رد می شود.

– صحت آماری تخمین:
در اینجا هم آماره های t محاسبه شده برای تمامی ضرائب در سطح اطمینان ۹۵/۰ درصد معنی دار و مخالف صفر می باشد. آماره F نیز دال بر معنی دار بودن کل رگرسیون است.
مقدار بحرانی دوربین- واتون با ۲ =k و ۱۴۰=n برابر است با ۷۶/۱= du و ۷۰/۱=du . با توجه با آماره محاسبه شده یعنی ۵۳/۱ =D.W و نزدیکی این مقدار به du با کمی تخفیف می توان عدم خود همبستگی مدل را تأیید کرد.
R2 (ضریب تعیین ) مدل نیز بالا و برابر با ۹۷/۰ می باشد. در نتیجه می توان گفت قدرت توضیح دهندگی مدل بالاست.
– تجزیه و تحلیل نتایج:
در اینجا نیز ضریب متغیر موهدلی(DUM) از لحاظ آماری معنی دار و علامتش منفی است. یعنی دز اینجا نیز عضویت در WTO باعث کاهش سهم کشورهای درحال توسعه از بازار جهانی حق بیمه شده است.