مقاله تصریح مدل جهت بررسی تأ ثیر عضویت در WTO بر حق بیمه سرانه

توضیحات

  مقاله تصریح مدل جهت بررسی تأ ثیر عضویت در WTO بر حق بیمه سرانه دارای 45 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله تصریح مدل جهت بررسی تأ ثیر عضویت در WTO 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 مقاله تصریح مدل جهت بررسی تأ ثیر عضویت در WTO بر حق بیمه سرانه،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

بخشی از متن مقاله تصریح مدل جهت بررسی تأ ثیر عضویت در WTO 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 كشش در آمدی تقاضا برای بیمه است.
ضریب نشاندهنده رابطه عضویت در WTO با حق بیمه سرانه و ضریب ، ضریب تفاضلی است كه 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 كل بازار بیمه‌ جهانی

SHW سهم از بازار جهانی حق بیمه، Pre حق بیمه های دریافتی و , وs اختلال مدل است.
انتظار بر این است كه ضریب مثبت باشد. چرا كه رابطه مستقیمی بین حق بیمه های دریافتی در یك كشور و سهمش از بازار جهانی حق بیممه وجود دارد. شعنی هر چه حق بیمه های دریافتی در یك كشور افزایش یابد سهم كشور مورد نظر از بازار جهانی حق بیمه افزایش خواهد یافت. به طور مثال در سال 2003، آمریكا با تولید 498/055/1 میلیون دلار حق بیمه رتبه اول را در جهان به خود اختصاص داده است. و سهمش از كل بازار بیمه جهانی 89/35 درصد می باشد.

هم چنین ژاپن با تولید 865/478 میلیون دلار حق بیمه، رتبه دوم را كسب كرده است و سهمش از كل بازار بیمهمه جهانی 28/16 درصد می باشد. در اینجا باید گفت كه سهم كشورهای در حال توسعه از بازار بیمه‌ جهانی بسیار ناچیز می باشد مثلاً سهم كشور ایران از بازار بیمه‌ جهانی تنها 05/0 درصد می باشد. هم چنین این سهم برای كشورهای سنگاپور، مالزی، اندولزی و پاكستان در سال 2003 به ترتیب 3/0،19/0،11/0،1/0 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 كامپیوتری Gviews اطلاعات و آمار گردآوری شده هر كدام از متغییرها برای كشورهای مختلف طبق چار چوب زیر مرتب و برای نشان دادن هر كدام از آنها از علامت () در آخر متغییر استفاده شده تا نشان داده شود كه این اطلاعات مربوط به داده های مرتب شده كشورهای مختلف است. به عنوان مثال شاخص نفوذ بیمه ای برای كشور به شكل زیر عمل می شود:

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

4-1) مقدمه:
در این بخش مدلهای مطرح شده در فصل سوم برای بررسی اثرات عضویت ایران در سازمان تجارت جهانی بر روی عملكرد صنعت بیمهم در قالب سه فرضیه فرعی در نظر گرفته شده كه با بررسی هر كدام از این فرضیات و بسط و تعمیم نتایج آنها به فرضیه اصلی یعنی رونق و بهبود عملكرد صنعت بیمه پس از الحاق به WTO، این فرضیه نیز مورد بررسی قرار خواهد گرفت. از آنجا كه 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 10 كشور درحال توسعه عضو سازمان تجارت جهانی ( مصر، هند، اندولزی، مالزی، پاكستان، فیلیپی، سنگاپور، تركیه، 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 كشور مورد برسی قرار دهیم. و ببینیم كه آیا الحاق به سازمان تجارت جهانی تأثیری بر صنعت بیمه خواهد داشت یا خیر و اگر مؤثر است این تأثیر به چه شكل خواهد بود، مثبت یا منفی؟
هم چنین در هر فرضیه برای اثبات برابری یا عدم برابری عرضی از مبدأ در كشورهای منتخب از آزمونF آزمون برابری عرض از مبدأها استفاده شده است. و مدلها نیز به شكل لگاریتم طبیعی مورد استفاده قرار گرفته اند.

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

4-2) آزمون فرضیه ها:
4-2-1) فرضیه فرعی شماره یك:
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در كشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در كشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در كشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش شاخص نفوذ بیمه ای در كشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: Ho
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث كاهش شاخص نفوذ بیمه ای در كشورهای در حال توسعه (ایران) می شود: H1
آماره F محاسبه شده برای مدل مورد بررسی با درجات آزادی 9و 126 برابر با 3/5 می باشد كه از آماره‌F جدول در سطح معنی دار 95/0 یعنی 88/1 بزرگتر است در نتیجه فرضیه یكسان بودن عرض از مبدأ برای كشورهای مختلف رد می شود می توان فرض كرد كه عرض از مبدأ برای كشورهای مختلف متفاوت است.

– صحت آماری تخمین:
آماده t بدست آمده برای ضرائب در سطح اطمینان 95 درصد معنی دارد و مخالف ضوابت آمار F محاسبه شده نیز دان بر معنی دار بودن كلی دگرسیون می باشد.
مقدار بحرانیآماده دوربین-واتون با 4 =K و 140 =n برابر با 69/1 = d و 78/1 =du كه با توجه به آماره محاسبه شده 09/1 = 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، ) 1)AR را به عنوان یك متغییر مستقل جدید وارد مدل می كنیم( متغییری كه با استفاده از آن و از طریق روش كوكران- اوركات خود همبستگی در جمله اختلال رفع می شود می شود. هنگامیكه ) 1)AR را به مدل اضافه می كنیم مثل این است كا وقفه متغیر وابسته از درجه یك را به مدل اضافه كرده ایم.)

با این كار خود همبستگی مدل رفع می شود و همانطور كه در جدول نیز مشاهده گردید، این متغییر در سطح اطمینان 95/0 نیز معنی دار می باشد.
R2 ( ضریب تعیین ) مدل 96 درصد می باشد و بدین معنی است كه 96 درصد از تغییرات متغیر وابسته ( شاخص نفوذ بیمه) به وسیله متغیرهای مستقل در مدل توضیح داده می شود. از آنجا كه R2 نزدیك به عدد یك می باشد می توان گفت كه قدرت توضیح دهندگی مدل بالاست.

– تجزیه و تحلیل نتایج :
همانطور كه در جدول نیز مشاهده می گردد ضریب یا همان ضریب متغیر مجازی( عرض از مبدأ) 13/0 می باشد. كه از لحاظ آماری نیز معنی دار است.

از آنجا كه متغیر مجازی (DUM) معنی دار است بنابراین می توان نتیجه گرفت كه پیوستن به WTO بر شاخصش نفوذ بیمه ای كشورهای در حال توسعه مورد بررسی تأثیر گذار بوده و هم چنین از آنجا كه علامت این ضریب منفی می باشد اینگونه استنباط می گردد كه این تأثیر منفی است یعنی عضویت در WTO باعص كاهش در شاخص نفوذ بیمه ای شده است. در نتیجه می توان فرضیه H0 را رد كر كششهای محاسبه شده نیز دارای علامت مورد انتظار و معنی دار می باشد. ضریب 43/0 می باشد و بیانگر آنست كه با ضریب ، كشش محاسبه شده برای متغیر APT ( نسبت یك درصد افزایش در حق بیمه سرانه (تقاضا برای پوششهای بیمه ای)، شاخص نفوذ بیمه ای 43/0 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 25/0 می باشد كه بیانگر این مطلب است كه قبل از الحاق به WTO یعنی زمانیكه DUM=0 است یك درشصد افزایش در درجه بازبودن اقتصاد، باعث میشود كه شاخص نفوذ بیمه ای 25/0 افزایش یابد.
ضریب دلالت بر میزان اختلاف بین كشش محاسبه شده متغییر توضیحی (درجه باز بودن اقتصاد) در دو دوره‌ قبل وبعد از عضویت است. این كشش بعد از عضویت به میزان 09/0 افزایش یافته. یعنی بعد از عضویت در WTO یك در صد افزایش در درجه بازبودن اقتصاد، شاخص نفوذ بیمه ای را به میزان 34/0 افزایش داده است.

برای مثل مدل مطرح شده برای دو كشور 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 كه ملاحظه می شود پس از عضویت در سازمان تجارت جهانی عرض از مبدأ كشورهای مورد بررسی ( برای نمونه مصر وهند) كاهش یافته است. و بر این اساس نتیجه می گیریم كه پس از الحاق به WTO شاخص نفوذ بیمه ای كشورهای در حال توسعه مورد بررسی كاهش 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 كه شدت تأثیر گذاری متغیر توضیحی بر متغیر وابسته ( شاخص نفوذ بیمه) از نسبت به قبلب از عضویت افزایش خواهد یافت.

4-2-2) فرضیه فرعی شماره 2
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش در حق بیمه سرانه كشورهای در حال توسعه (ایران ) می گردد H0
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث كاهش در حق بیمه سرانه كشورهای در حال توسعه (ایران ) می گردد H1

– آزمو برابری عرض از مبدأها:
آمار F محاسبه شده برای مدل مورد بررسی با درجات آزادی 9 و 127 برابر است با 75 كه بزرگتر از F جدول د سطح 95/0 درصدیعنی 88/1 می باشد. در نتیجه زمینه یكسان بودن عرضی از مبدأ برای كشورهای مختلف رد می شود و می توان فرض كرد كه عرض از مبدأ برای كشورهای مختلف، متفاوت باشد.
مقدار آماده دوربین- واستو با 3 =k و 140 =n برابر با 69/1 =de و 77/1 = du میباشد كه با توجه به آماده محاسبه شده 03/1 =D.W عدم خود همبستگی مدل تأثیر نمی شود. برای رفع خود همبستگی مدل، (1)AR رابه عنوان یك متغیر مستقل جدید وارد مدل می كنیم. با این خود همبستگی رفع می شود و متغیر (1)AR نیز در سطح اطمینانی 95/0 درصد دارای اعتبار آمار نیست.

R2 ( ضریب تعیین) نیز در این مدل بسیار بالا و 99/0 می باشد. یعنی 99 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 49/0 – می باشد و از لحاظ آماری نیز معنی دار است. در نتیجه می توان گفت كه پیوستن به سازمان تجارت جهانی بر روی حق بیمه سرانه كشورهای در حال توسعه مؤثر است اما از آنجا كه علامت این ضریب منفی است، تأثیر آن منفی می باشد. یعنی با عضویت كشورهای مورد بررسی در WTO ، حق بیمه سرانه كاهش یافته است.

در نتیجه می توان فرضیه H0 را رد كرد.
ضریب (كشش درآمدی) نیز معنی دار و برابر با 8/0 می باشد. یعنی در سالهای قبل از عضویت (DUM=0) یك درصد افزایش درآمد فلی تقاضا برای پوششها ی بیمه ای را در كشورهای در حال توسعه مورد بررسی 8/0 افزایش میدهد. ضریب دلالت بر میزان اختلاف بین كشش درآمدی محاسبه شده در دوره قبل و بعد از عضویت در WTO به میزان 12/0 دارد.را نشان می دهد. یعنی كشش درآمدی نمونه مورد بررسی پس از عضویت به 92/0 رسیده است.
برای مثال مدل مطرح شده برای دو كشور 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 كه ملاحظه می شود، عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث كاهش در عرض از مبدأ كشورهای مورد بررسی می شود به این دلیل اینگونه استنباط می كنیم كه پیوستن به WTO باعث كاهش در حق بیمه سرانه كشورهای 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 كه 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.
4-2-3) فرضیه فرعی شماره 3
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث افزایش سهم كشورهای در حال توسعه (ایران) از بازار جهانی حق بیمه می شود. H0
عضویت در سازمان تجارت جهانی باعث كاهش سهم كشورهای 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 9و128 برابر با 1/4 می باشد كه 1 در مقایسه باب F جدول یعنی 88/1 بزرگتر است در نتیجه فرضیه H0 مبنی بر یكان بودن عرض از مبدأ برای كشورهای مختلف رد می شود.

– صحت آماری تخمین:
در اینجا هم آماره های t محاسبه شده برای تمامی ضرائب در سطح اطمینان 95/0 درصد معنی دار و مخالف صفر می باشد. آماره F نیز دال بر معنی دار بودن كل رگرسیون است.
مقدار بحرانی دوربین- واتون با 2 =k و 140=n برابر است با 76/1= du و 70/1=du . با توجه با آماره محاسبه شده یعنی 53/1 =D.W و نزدیكی این مقدار به du با كمی تخفیف می توان عدم خود همبستگی مدل را تأیید كرد.
R2 (ضریب تعیین ) مدل نیز بالا و برابر با 97/0 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 كاهش سهم كشورهای درحال توسعه از بازار جهانی حق بیمه شده است.

برای دریافت اینجا کلیک کنید