دسترسی متن کامل – 
برآوردی از ظرفیت وتلاش مالیاتی در ایران و مقایسه آن باکشورهای منتخب عضو کنفرانس اسلامی۲۰۰۵   …

دسترسی متن کامل – برآوردی از ظرفیت وتلاش مالیاتی در ایران و مقایسه آن باکشورهای منتخب عضو کنفرانس اسلامی۲۰۰۵ …

۳-۵-۲- اثرات ثابت

یک روش متداول در فرموله کردن مدل دادههای تلفیقی، بر این فرض استوار است که اختلافات بین واحدها را میتوان به صورت تفاوت عرض از مبدا نشان داد.
با فرض این که  شامل T مشاهده برای واحد iام باشند و  بردار جزء اخلال بوده و دارای ابعاد T*1 باشد، در نتیجه رابطهی خطی بین  به صورت زیر مرتب میشود:
(۳-۲۰)
که در این فرمولها I بردار یکه با ابعاد۱ *T میباشد مدل فوق را میتوان به شکل زیر خلاصه کرد.(۳-۲۰)
 
که  متغیر مجازی برای نشان دادن i امین مقطع میباشد حال اگر ماتریس D را به صورت  با ابعاد  تعریف کنیم، خواهیم داشت.
(۳-۲۱)
که این رابطه به عنوان «مدل حداقل مربعات متغیر مجازی»[۱۱۱] نامیده میشود. مدل اخیر یک مدل رگرسیونی کلاسیک بوده و هیچ شرط جدیدی برای تجزیه و تحلیل آن لازم نیست و میتوان مدل را با استفاده از ارزش OLS با k رگرسور در x وn ستون در D به عنوان یک مدل چند متغیره با n+k پارامتر برآورد کرد. لازم به ذکر است که میتوان در روش اثرات ثابت، عرض از مبدأ را طوری بر آورد کرد که نه تنها در مقاطع مختلف بلکه در زمانهای مختلف نیز متفاوت از هم باشند.

۳-۵-۳- اثرات تصادفی

مدلهای اثرات ثابت تنها درصورتی منطقی خواهد بود که ما اطمینان داشته باشیم، اختلاف بین مقاطع را میتوان به صورت انتقال تابع رگرسیون نشان داد؛ در حالیکه ما همیشه از وجود این موضوع مطمئن نیستیم. لذا روشهای دیگر مورد استفاده قرار میگیرند. روش دیگر برآورد، روش اثرات تصادفی است که فرض میکند جزء ثابت مشخصکننده مقاطع مختلف به صورت تصادفی بین واحدها و مناطق توزیع شده است. با توجه به این مورد، مدل با اثرات تصادفی به شکل زیر خواهد بود:
(۳-۲۲)
که دارای K رگرسور به اضافه یک عرض از مبدا میباشد. مولفهی  مشخص کننده جزء تصادفی مربوط به iامین واحد بوده و در طول زمان ثابت است. در مطالعات کاربردی، میتوان  را آن دسته از ویژگیهای خاص مربوط به هر مقطع در نظر گرفت که در مدل وارد نشدهاند. باید توجه داشت که در این حالت واریانسهای مربوط به مقاطع مختلف با هم یکسان نبوده و مدل ما دچار واریانس ناهمسانی میباشد که باید از روش GLS استفاده نمود. با معرفی این دو روش سؤالی که پیش میآید این است که: «در عمل ما باید کدامیک از روشهای مذکور مورد استفاده قرار گیرد»؛ برای تصمیمگیری در این رابطه از آزمون هاسمن[۱۱۲] کمک گرفته میشود.

۳-۵-۴- آماره هاسمن

آماره این آزمون برای تشخیص ثابت یا تصادفی بودن تفاوت واحدهای مقطعی به صورت زیر محاسبه میشود که دارای توزیع کای- دو با درجه آزادی برابر با تعداد متغیرهای مستقل (K) است.
(۳-۲۳)
که:
(۳-۲۴)
فرضیه صفرآزمون هاسمن، برابری برآوردکننده هر دو روش «حداقل مربعات تعمیم یافته» و «حداقل مربعات متغیر مجازی» است؛ یعنی داریم:
 
چنانچه آماره آزمون محاسبه شده بزرگتر از  جدول باشد فرضیه  رد می‏شود. اگر  رد شود، یعنی درحقیقت برابر بودن برآوردهای این دو روش رد شده است که در این صورت از مدل F.E [۱۱۳]استفاده میشود. اما اگر  پذیرفته شود توصیه میگرددکه از مدل R.E [۱۱۴]استفاده شود.
مطلب بالا رامی توان به طریق دیگر نیز بیان کرد بدین ترتیب که اگر   ( اثرات فردی ) و  ها همبستگی داشته باشند ازمدل F.E استفاده مینماییم. و اگر    و  ها همبستگی نداشته باشند از مدل R.E استفاده می نماییم.
۳-۵-۵- آزمون LM[115] به روش پاگان[۱۱۶]
در مدلهای اثرات تصادفی جمله خطای ترکیبی متشکل است از دو جزء (  )، که جزء خطای ترکیبی سریزمانی و مقطعی است و (Ui) که جزء خطای مقطعی است. بنابراین به این مدلها، مدلهای اجزای خطا نیز میگویند. در واقع این مدلها بدین سبب به این نام خوانده میشوند که جمله خطای ترکیبی (  ) از دو جزء خطا تشکیل میشود.
فروض مدلهای اجزای خطا عبارت است از:
 
 
یعنی اجزاء خطای تکی با یکدیگر همبستگی ندارند و میان واحدهای مقطعی و سری زمانی خود همبستگی وجود ندارد. حال از فروض فوق نتیجه میشود:
 
اکنون اگر  باشد، اختلافی میان مدلهای (Pooling) و (Random Effect) وجود ندارد و میتوانیم تمامی مشاهدات( مقطعی و سریزمانی) را با هم ترکیب (Pool) کنیم. (گجراتی، ۱۳۸۷)[۱۱۷]

۳-۶- جمعبندی

در این فصل ابتدا به معرفی توابع مختلف رفاه اجتماعی که در ادبیات اقتصادی مورد استفاده بیشتری قرار میگیرند، پرداخته شدهاست. تابع رفاه اجتماعی مورد استفاده در این پژوهش، تابعی است که توسط لیتولد(۱۹۹۱) معرفی شده و دارای تفاوتهایی با توابع رفاه متعارف میباشد. از جمله این تفاوتها اینکه این تابع برخلاف اکثر توابع رفاه از یک زیربنای خرد برخوردار نیست و نمیتوان با بیان استدلالات عقلایی که برای عوامل اقتصادی در سطح خرد عنوان میشود، به تابع رفاه انفرادی و سپس تابع رفاه اجتماعی دست یافت. توابعی مانند تابع رفاه مطلوبیتگرایی از حاصلجمع توابع رفاه انفرادی افراد جامعه بهدست میآیند، در حالی که تابع رفاه لیتولد اینگونه نیست. پس از بیشینه کردن تابع رفاه اجتماعی مذکور با توجه به قید بودجهای، مقادیر بهینه پارامترهای مختلف از جمله مقدار بهینه نسبت مالیاتی بهدست آمدهاست.
در مرحله بعد، عوامل مهم تأثیرگذار بر ظرفیت مالیاتی معرفی شدهاند که یکی از این عوامل نسبت مالیاتی بهینه یا مطلوب است. سایر عوامل مؤثر بر ظرفیت مالیاتی درالگوی مورد استفاده در این پژوهش عبارتند از:
-سهم بخش کشاورزی در تولید ناخالص داخلی
-سهم بخش خدمات از تولید ناخالص داخلی
-سهم بخش صنعت از تولید ناخالص داخلی
-سهم بخش خارجی از تولید ناخالص داخلی
-سهم قرضهای خارجی از تولید ناخالص داخلی
-معکوس تولید ناخالص داخلی سرانه
-سهم جمعیت شهری از کل جمعیت
-پولی کردن
-مقدار ضریب جینی
در فصل چهارم، براساس روشهای اقتصادسنجی به تخمین الگو با استفاده از دادههای تلفیقی پرداخته خواهدشد.
فصل چهارم

برای دانلود متن کامل این فایل به سایت torsa.ir مراجعه نمایید.
برچسب گذاری شده با: , , ,