آزمون رمزی (فرم تابع) : دانلود رایگان روانشناسی : بررسی ارتباط بین مصرف خصوصی و مخارج دولت طی سه دهه اخیر در ایران

 

3-4-تعیین تعداد بردار های همجمعی :

پوشیده نیست که بسیاری از متغیرهای  سری زمانی اقتصادی ناپایا هستند.بنابراین وقتی این متغیرها در الگوئی مورد استفاده قرار می گیرند لازم است ابتدا با انجام آزمون ؛مرتبه جمعی بودن متغیر هارا مشخص کنیم .البته لزومی ندارد که تمام متغیرهای الگوی همجمعی از مرتبه یکسانی باشند(مگر وقتی2 = K است)تا از بروز رگرسیون کاذب اجتناب شود. این امکان وجود دارد که وقتی متغیرهای الگو مجموعه ای از متغیرهای, (2),t(1),t (0) t  هستند ترکیب خطی آنها (0) tباشد و در نتیجه همجمعی حاصل شود . زیرا ممکن است ترکیب خطی متغیرهای (1) tهمجمع شده و تشکیل یک متغیر (1) t را بدهند و آنگاه ترکیب خطی این متغیر با سایر متغیر های (1) t الگو(0)tشده و در نتیجه رابطه همجمعی را تضمین کند

 

 

1-3-4-تعیین تعداد بردار های همجمعی از طریق آزمونهای ماتریس اثر و    حد اکثر مقدار ویژه:

یک الگوی خود توزیع برداری VARمانند الگوی ما در این مطالعه) که CPtتابعی از مقادیر با وقفه خود و مقادیر با وقفه یک متغیر دیگر “Gt1,Gt”می باشد )که دارای k متغير درونزا و ρوقفه زمانی برای هر متغیر است. در شکل ماتریسی به صورت زیر نمایش داده میشود.

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…AρYt-ρ+Ut  ,Ut~∑N(0,ε)                   (4-1)

در این رابطه  Yt و وقفه های آن بردارهای 1* K مربوط به متغیرهای الگو  هستند . Ai برای i=1,2,…..ρ    ماتریسهای k*kضرایب الگو هستند و Utبردار K*1به جملات اخلال الگو است.اکنون برای ییوند دادن رفتار کوتاه مدت Ytبه مقادیر تعادلی بلند مدت آن می توان رابطه زیر را در قالب الگوی تصحیح خطای برداری نوشت:

∆Yt1∆Yt-12∆Yt-2+…+βρ-1∆Yt-p-1+πYt-ρ+Ut                             (4-2)

که در آن:

Βi=(I-A1-A2-….-Ai)  ,    i=1,2,3,….,p-1

Π =(I.-A1-A2-…-Ap)

ماتریسπحاوی اطلاعات مربوط به روابط تعادلی بلند مدت است.در واقعαβ= π   که در آن αضرایب تعدیل عدم تعادل و و نشاندهنده سرعت تعدیل به سمت تعادل بلند مدت وβماتریس  ضرایب تعادلی بلند مدت است.  با توجه به رابطه 2 متوجه می شویم که بردار    πYt-ρ وقتی در بر دارنده روابط تعادلی بلند مدت است که ماتریس π دارای رتبه کامل1 نباشد . به عبارت دیگر تنها وقتی که r ≤ (k-1)  ستون از ماتریس πبه صورت خطی از هم مستقل باشند می توان r بردار همجمعی داشت .بنابراین آزمون همجمعی به آنجا منجر می شود که رتبه ماتریس αβ=π را تعیین کنیم. البته تعیین rستون مستقل خطی در π دقیقا معادل این آزمون است که (k-1)  ستون آخر ماتریسαعملا از نظر آماری متمایز از صفر نباشد.روش حد اکثر درست نمایی جوهانسن برای تعیین تعداد بردارهای همجمعی به این صورت است که ابتدا به کمک رگرسیون رتبه تقلیل یافته2 ؛ kمقدار مشخصهk λ<……< 2λ<1λ را برآورد کرده و  بردارهای مشخصه مرتبط  با آنC= (c1,c2,….,ck)  را به دست می آوریم . مقدارr عدد از این بردارها چنان ترکیبات خطی ای هستند که روابط پایایی را ارائه می کنند و   k-rعدد دیگر روابط ناپایا هستند. از انجا کهi λ    هایی که در ارتباط با روابط ناپایا قرار می گیرند برابر صفرند ؛آزمون فرضیه صفردر رابطه با اینکه حد اکثر r   بردار همجمعی وجود دارد منجر به آزمون در موردi λ  های برآورد شده به صورت زیر می شود.

  1. :λi=0 i=r+1,…,k                        این فرضیه عنوان می کند که تنها مقدار ویژه1 اولیه مخالف صفر است و بقیه برابر صفرند. اکنون می توان این قید را برای مقادیر مختلف  r=0,1,2,…,k-1بر الگو اعمال کرد و آنگاه نسبت لگاریتم تابع حداکثر درست نمایی2 الگوی مقید به الگوی غیر مقید را محاسبه کرد تا آماره آزمون نسبت درست نمایی (که در این حالت غیر استاندارد است) به دست آید . این آماره آزمون که به آماره آزمون اثر3 شهرت یافته به صورت زیر است:

trace = -2LOG (Q) = -n ∑  LOG(1-λi)             r=0,1,2,…,k-1

که در آن Qعبارت از نسبت تابع بزرگ نمایی مقید به تابع حداکثر درست نمایی غیر مقید است. آماره آزمون اثرtraceλ به گونه ای تنظیم شده است که وقتی هیچ بردار همجمعی در بین متغیرهای الگو وجود ندارد کمیت صفر را ارائه کند. از بحث های گذشته روشن است که وقتی بین متغیرهای بردار Ytهیچ رابطه تعادلی بلند مدت و یا به عبارت دیگر هیچ رابطه خطی پایایی وجود ندارد ؛باید عناصر ماتریس πدر الگوی (2)همگی صفر باشند .در این صورت ماتریس π نیز صفر خواهد بود. اکنون اگر در واقعیت هیچ رابطه تعادلی بلند مدت وجود نداشته باشد ؛iλ های برآورد شده خیلی از صفر فاصله نخواهند داشت.ودر نتیجه LOG(1-λi)=LOG(1)=0خواهد بود.

بنابراین انتظار می رود وقتی که هیچ بردار همجمعی وجود ندارد ؛کمیت آماره آزمون traceλ به صفر نزدیک باشد.در عین حال هر چه در واقعیت تعداد بردار های همجمعی بین متغیر های بردارYt  بیشتر باشد تعداد بیشتری ازi λ های مرتبط با آن بردار ها مخالف صفر (بین صفر و یک )خواهند بود. هنگام وجود   r بردار همجمعی ؛rمقدار ویژه λمتمایز از صفر و بقیه λi ها برای i=r+1,…,k  برابر صفر خواهند بود.لذا مجددا انتظار می رودکه مقدار                        k                  LOG(1-λi)   n∑          i=r+1

 

1)Eiegenvalue      2) Likelihool Ratio test      3)Trace

 

برای اینi λ نزدیک به صفر باشد . پس هنگامی .H پذیرفته می شود که کمیت آماره آزمون    trace  λاز مقدار بحرانی ارائه شده توسط جوهانسن و جوسیلیوس(1990)کمتر باشد. بنابراین روش انجام آزمون به این صورت است که که برای r=0,1,2,…,k-1 آماره آزمونtrace  λرا محاسبه کرده و مقدار آنرا با کمیت بحرانی ارائه شده مقایسه کنیم . تا مادامی که کمیت آماره آزمون از مقدار بحرانی آن بزرگتر است فرضیه صفر وجود بردار همجمعی در برابر فرضیه مقابل بیش از rبردار همجمعی رد می شود. هنگامی فرضیه صفر وجود rبردار همجمعی پذیرفته خواهد شد که مقدار آماره آزمون از کمیت بحرانی از آن کوچکتر باشد.

آزمون دیگری که برای منظور فوق طراحی شده است؛براین اساس است که بزرگترین کمیتی  از λ که از نظر آماری معنا دار است را پیدا کنیم.آماره این آزمون که به آماره حداکثر مقدار ویژه 1معروف است به صورت زیر است

λmax =-n LOG (1-λr+1)    ,         r=0,1,2,…,k-1                      (4-4)

آماره فوق وجود rبردار همجمعی را در برابر فرضیه مقابل وجود r+1 بردار همجمعی مورد آزمون قرار می دهد. اگر کمیت محاسبه شدهmax λاز مقدار بحرانی آن بیشتربغاشد؛فرضیه صفر وجود rبردار همجمعی در برابر فرضیه مقابل وجود r+1بردار همجمعی رد می شود . هنگامی وجود rبردار همجمعی پذیرفته می شود که کمیت آماره آزمون از مقدار بحرانی آن کوچکتر باشد.

مطالعات مونت کارلو نشان دادند در مواردی که جملات پسماند2 معادلات دارای چولگی3 یا اوج 4بیش از حد هستند ؛آزمون اثر از آزمون حداکثر مقدار ویژه قوی تر است.

2-3-4-تعیین تعداد بردار های همجمعی در این مطالعه:

برای تعیین تعداد بردارهای همجمعی از سه آزمون ماکزیمم مقدار ویژه؛ماتریس اثر و معیار انتخاب مدل استفاده می کنیم . نتایج حاصل از تعیین تعداد بردارهای همجمعی از طریق آزمون حداکثر مقدار ویژه در جدول 3-4 نتایج حاصل از ماتریس اثر در جدول4-4و نتایج حاصل از انتخاب مدل در جدول5-4آمده است .با توجه به آنها بهینه VARبرابر2 به دست آمده است.

1) maximal egenvalue

2)Resduals          3)Skewness        4)Kurtosis            5)Cointegration Vectors

 

جدول3-4:نتایج حاصل از آزمون حداکثرمقدار ویژه در تعیین تعداد بردارهای همجمعی

 

فرضیه صفر فرضیه مقابل آماره محاسباتی آماره جدول نتیجه
0r=        1 r= 7571/19 0300/11 رد می شود
1 r≤ 2 r= 6116/2 1600/4 رد نمی شود

منبع : یافته های تحقیق

نتایج حاصل از آزمون ماکزیمم مقدار ویژه در جدول 3-4نشان میدهد که در فرضیه 1 بردار همجمعی در مقابل 2 بردار رد نمی شود ؛چون در این جاست که مقدار آماره محاسباتی از آماره جدول کمتر است بنا براین این آزمون تعداد بردارهای همجمعی را 1 نشان می دهد.

 

جدول 4-4:نتایج حاصل از آزمون ماتریس اثر در تعیین تعداد بردارهای همجمعی:

 

فرضیه صفر فرضیه مقابل آماره محاسباتی آماره جدول نتیجه
0r= 1 r 12/3687 12/3600 رد می شود
1 r≤ 2 r= 2/6116 4/1600 رد نمی شود

منبع : یافته های تحقیق

نتایج حاصل ازآزمون ماتریس آثر در جدول4-4شان می دهد که فرضیه 1 بردار همجمعی در مقابل 2 رد نمی شود چون در اینجاست که مقدار آماره محاسباتی آز آماره جدول کمتر است .بنابراین این آزمون نیز تعداد بردارهای همجمعی را 1 نشان می دهد.

 

جدول5-4:نتلایج حاصل از انتخاب مدل در تعیین تعداد بردارهای همجمعی:

 

    رتبه        ATC           SBC HQC
0r= 8653/570- 9999/573- 7217/571-
1r= 9867/568- 7723/573- 4855/570-
2r= 6809/568- 1501/574- 3938/570-

منبع:یافته های تحقیق

بر اساس  معیارSBC تعداد بردارهای همجمعی معادل 1 بردار است  و  بنابراین از آنجایی که هرسه آزمون به وجود 1 بردار همجمعی اشاره داشتند می وتوان نتیجه گرفت بین CPt(مصرف بخش خصوصی ) و Gt (مخارج دولت) یک رابطه تعادلی بلند مدت بر قرار بوده وهم جمعند.

 

4-4- مرحله اول آزمون:

در مرحله اول جهت برآورد مدل

 

CPt=c1+(c2)Gt+(c3)CPt-1+(c2)(c3)Gt-1+Ut+vUt- 1               

 

دو فرض را که ابتدا صحت آن را آزمون کردیم در نظر می گیریم:

1)CPtوGtغیر ساکنند(در آزمون ریشه واحد مربوط به هر دو فرض H. پذیرفته شد):

یعنی (C2)=1 و(C3=1)

2)CPt, Gtهمجمعند

در این حالت سعی میکنیم که برای برآورد معادله بالا ابتدا برآوردی از vکه دارای فرایند میانگین متحرک است به دست آوریم. برای این کار ابتدا رابطه DCP,DGرا از طریق روش حداقل مربعات معمولی برآورد کرده تا مقادیر باقی مانده (یا اخلال)به دست آمده و سپس مدل دیگررا با وجود باقی مانده (جمله اخلال)تخمین بزنیم.

 

1-4-4-تخمین مدل به روش حداقل مربعات معمولی :

 

نتایج حاصل از برآورد نشان می دهد که رابطهDCP (تفاضل مرتبه اول مصرف بخش خصوصی )وDG(تفاضل مرتبه اول مخارج دولت)مثبت بوده که نشاندهنده رابطه مکملی بین این دو است با توجه به اینکه هدف از برآورد این مدل به دست آوردن باقیمانده(یا جمله اخلال)بوده تا بتوان ضریب Ut-1یعنی vرا برآورد کرد در نتیجه مدل زیر را دوباره با روش حد اقل مربعات معمولی OLSتخمین می زنیم که البته قبل از براورد جدید آزمونهای تشخیصی حاصل از برآورد اول را بررسی کنیم:

 

 

 

جدول6-4:نتایج حاصل از برآورد مدل رگرسیون با روش OLS [DCP=C+Αdg]

متغیر مقدار ضریب انحراف معیار سطح معناداری
مصرف بخش خصوصی 9/5078 3/1112 000/0
مخارج دولت 1994/1 32844/0 001/0

منبع :یافته های تحقیق

٪30R =

F=33/13

SIGNF(prob)=05/0

D.W=3/1

*آزمون همبستگی سریالی:1

آمارهF LM               VERSION

(آماره ضریب لاگرانژ)

آماره   t
    [ 045/0 ] 19/1= (1.27F(  [033/]0 25/3=(1) CHSQ آزمون همبستگی سریالی

 

جملات اخلال به صورت سریالی ناهمبسته هستند:    H.

جملات اخلال به صورت سریالی همبسته هستند:H1

همانطوری که مشاهده می شود در سطح 5درصد فرضیه صفر مبنی بر ناهمبستگی جملات اخلال رد می شود و در نتیجه جملات اخلال همبسته اند که این خود دلیلی بر وجود فرایند میانگین متحرک در مدل است.

*آزمون رمزی (فرم تابع):2

 

این آزمون توسط رمزی (1969و1970)برای شناسایی فرم تبعی صحیح یا غلط  ارائه شده است

 

 

 

1)serial correlation

2)Ramsey(1969,1970)

 

آزمون رمزی برای آزمون فرضیه زیر به کار می رود:

 

 آماره   F LM               VERSION

(آماره ضریب لاگرانژ)

آمارهt
  [163/0]05/2=(1.27) F [ 145/0]12/2= (1)CHSQ آزمون فرم تابع

 

معادله صحیح تصریح شده است:H.

معادله دچار تصریح غلط شده است:H1

 

همانطوری که مشاهده می شود فرضیه صفر مبنی بر تصریح صحیح معادله رد نمی شود.

 

*آزمون نرمال بودن جملات پسماند

یکی از مفید ترین آزمونها برای بررسی نرمال بودن جملات پسماند توسط جارگ برا(1971)ارائه شده است این آماره برای فرضیه زیر به کار می رود .

 

LM        VERSION

(آماره ضریب لاگرانژ)

آماره   t
 [ 895 /0]  221 /0= (1) CHSQ آزمون نرمال بودن جملات پسماند

 

جملات پسماند دارای توزیع نرمال است.H.:

جملات پسماند دارای توزیع نرمال نیستH1:

همانطور که مشاهده می شود در سطح 5 درصد فرضیه صفر مبنی بر نرمال بودن جملات پسماند رد نمی شود.

2-4-4-تخمین دوباره مدل به روش حداقل مربعات معمولی :

جدول 7-4:نتایج حاصل از برآورد مدل رگرسیون با روش

[DCP=C+αDG +vUt]OLS

1)Jargue and Bera

متغیر مقدار ضریب انحراف معیار سطح معنی داری
مصرف بخش خصوصی 3/4988 6/1107 000/0
تفاضل مرتبه اول مخارج 88605/0 37795/0 027/0
UT(-1) 32820/0 13672/0 022/0

منبع :یافته های تحقیق

R2=23٪

F=29/5

SignF(prob)=05/0

6/1  D.W=

از برآورد مدل قبل توانستیم بردار جمله اخلال را به دست آورده و در مدل جدید قرار داده تا ضریب میانگین متحرک (V)را تخمین بزنیم. در این مدل نیز ضریب Gt مثبت می باشد که نشاندهنده رابطه مکملی بین مصرف بخش خصوصی (CP) و مخارج دولت (G)است همانطور که مشاهده می شود در هر دو حالت ضرائب مربوط به متغیرها از نظر آماری معنا  دار بودند امامقدار 2Rبسیار کم بود که این می تواند به دلیل خود همبستگی جملات اخلال اتفاق افتد ؛بنابراین مدل حاضر DCP=C+α DG+vUtهم آزمونهای تشخیصی را انجام میدهد.

 

*آزمون همبستگی سریالی:

آماره      F LM               VERSION

(آماره ضریب لاگرانژ)

آماره t
 7/11=(1.25) F  [049/0]26/4=(1) CHSQ آزمون همبستگی سریالی

 

جملات اخلال به صورت سریالی ناهمبسته هستند:H.

جملات اخلال به صورت سریالی همبسته هستند:H

همانطور که مشاهده میشود در سطح 5 درصد فرضیه صفر مبنی بر ناهمبستگی جملات اخلال رد می شود و در نتیجه جملات اخلال همبسته اند.

 

 

*آزمون رمزی )فرم تابع):

آمارهF LM               VERSION

(آماره ضریب لاگرانژ)

آماره t
 ( 013  /0) 11/7=(1.25)F [011/0]42/6= (1) CHSQ آزمون فرم تابع

 

معادله صحیح تصریح شده است:H.

معادله دچار تصریح غلط شدهاست:H1

فرضیه صفر مبنی بر تصریح صحیح معادله رد می شود و احتمال داده می شود که معادله دچار تصریح غلط شده است.

 

*آزمون نرمال بودن جملات پسماند:

 

LM        VERSION

(آماره ضریب لاگرانژ)

آماره t
 (829 /0)375/0=(2) CHSQ

 

آزمون نرمال بودن جملات پسماند

جملات پسماند دارای توزیع نرمال است.H.:

جملات پسماند دارای توزیع نرمال نیستH1:

بنابراین جملات پسماند نرمال می باشند و فرضیه H.رد نمیشود.

 

5-4-روش متغیرهای ابزاری:

مدلهای خود رگرسیونی همگی از شکل مشترک زیر برخوردارند:

Yt=α.+α1Xt2Yt-1+vt                                         ) 5-4 (

در اینگونه مدلها روش کلاسیک حداقل مربعات به طور مستقیم قابل کاربرد نیست و این امر به دو علت است:یکی وجود متغیرهای توزیعی  با وقفه و دوم امکان وجود خود همبستگی سریالی در اجزای اخلال .

برای کاربرد تئوری حداقل مربعات کلاسیک باید این اطمینان حاصل شود که متغیر توضیحی با وقفه Yt-1به طور مستقل از جزء اخلال Vtتوزیع شده است. و خود این امر مستلزم علم به خصوصیات Vtاست چنانچه در این مرحله فرض کنیم که جزء اخلال اولیه تمام فروض کلاسیک را مانند:

فرض همسانی واریانس[VAR(Ut)=σ2  ,   E(Ut)=0]

فرض عدم وجود خود همبستگیCOV(Ut,Ut-s)=0   ,      s ≠0

تامین می کندباز این امکان وجود دارد که جزءاخلال جدید Vtدارای بعضی از این ویژگیها نباشد. به عنوان مثال حتی با صادق بودن فروض فوق در مورد Utبه راحتی می توان اثبات کرد که جزء اخلال مدل (Vt=Ut+λ Ut-1)دچارخود همبستگی است چرا که عبارت :

E(Vt,Vt-1)=λσ2                                                     ) 6-4 (

در رابطه با مدل فوق غیر صفر است (مگر آنکهλصفر باشد ) و چون در مدل فوق Yt-1به عنوان متغیر  توضیحی وارد شده است. لذا از طریق Ut-1باVtهمیشه دچار خود همبستگی خواهد بود در واقع به راحتی می توان نشان داد که :

COV(Yt-1  ,  (Ut+λ Ut-1))=λσ2                               (7-4)

که بیانگر عبارت (6-4) است.

بنابراین دلیل آنکه نمی توان روش OLS  را برای مدل (5-4)به کار برد .گرایش متغیر Yt-1به همبستگی با جزء اخلال Vtاست بنابراین چنانچه بتوانیم به طریقی این همبستگی را از میان برداشت آنگاه به راحتی قادر خواهیم بود تا روش متغیر های ابزاری (IV) را برای حصول تخمینهای سازگار بکار ببریم به این ترتیب که برای حل مشکل بایستی جانشینی برای Yt-1 پیدا نمود،بصورتیکه این جانشین علی رغم همبستگی شدید با Yt-1 با Vt همبسته نباشد. یک چنین جانشینی متغیر ابزاری نام دارد.

 

1-5-4 تخمین مدل به روش متغیرهای ابزاری1

از آنجاییکه بدلیل خود همبستگی جملات اخلال یکی از فروض کلاسیک یعنی فرض متعامد بودن   xi ui≠0ұ نقض می شود بنابراین به کمک روش متغیرهای ابزاری هم دوباره مدل و تخمین می زنیم و چون مدل دارای فرآیند میانگین متحرک از درجه اول است بنابراین متغیرهای ابزاری ما نمی توانند با تاریخ(t-1)باشند زیرا در این صورت براوردها سازگار نخواهند بود .بنابراین متغیرهای ابزاری عبارتند از:

CPt-2

1)Instrumrnt Variables

 

  Gt-2     

CPt-3   

Gt-3    

BDt-3     

BDt-3         

جدول8-4:نتایج حاصل از برآورد مدل از طریق متغیرهای ابزاری(IV)

سطح معنی داری آماره t انحراف معیار ضریب متغیر
007/0 89/1 431/6508 12/12313 C
024/0 93/1 69/0 337/1 G
000/0 12/29 036/0 076/1 CP(-1)
049/0 75/1- 65/0 1437/1- G(-1)

منبع: یافته های تحقیق

با توجه به ضرایب به دست آمده ضریب G(مخارج دولت )مثبت است که نشان دهنده رابطه مکملی مصرف بخش خصوصی (CPt)و مخارج دولت(Gt)می باشد که تاییدی است برجواب به دست آمده از روش OLSدر اینجا تمام ضرایب معنی دارند (در سطح پنج درصد )و مقدار ضریب تعیین تعدیل شده R2هم بالاست و برابر 97 درصد که این نشاندهنده اعتبار مدل است.

 

از آنجا که مدل ما به صورت:

CPt=c1+(c2)Gt+(c3)CPt-1+(c2)(c3)Gt-1+Ut+vUt-1                                   

می باشد و ضریب Gt-1 که به صورت حاصل ضرب (c2c3)  می باشد به معنای غیر خطی بودن مدل است.بنابراین بهتر است که مدل را به همین صورت به کمک متغیر های ابزاری تخمین بزنیم.

CP=c1+c2*G+c3*CP(-1)+c2*c3*G(-1)                                                         

و متغیرهای ابزاری:

G(-3),G(-2), CP(-3),CP(-2)BD(-3),BD(-2)

 

 

جدول9-4:نتایج حاصل از براورد ضرایب مدل به روش متغیرهای ابزاری

سطح معنی داری آمارهt انحراف معیار ضرایب متغیر
049/0 747/1 075/7044 72/12311 C1
038/0 301/2 019/0 043/0 C2
000/0 433/27 040/0 105/1 C3

منبع :یافته های تحقیق

97/ R2=

45/394 F=

05/0SignF(prob)=

 

ضریب G(مخارج دولت)(c2)مثبت می باشد که نشاندهنده رابطه مکملی بین مصرف بخش خصوصی و مخارج دولت است .تمام ضرایب از نظر آماری معنادار و ضریب تعیین تعدیل سده بالا می باشد .از آنجای که ضریب G(مخارج دولت)از دو طریق حداقل مربعات معمولی (OLS)و روش متغیر های ابزاری (IV)مثبت به دست آمده ؛بنابراین می توان گفت رابطه مکملی بین مصرف بخش خصوصی و مخارج دولت از اعتبار لازم برخوردار است.

این تکه ای از پایان نامه رایگان رشته روانشناسی و علوم تربیتی

با موضوع :

بررسی ارتباط بین مصرف خصوصی و مخارج دولت طی سه دهه اخیر در ایران 62ص

می باشد برای دیدن بقیه قسمت ها می توانید از قسمت بالای سایت کلمه کلیدی مورد نظر را سرچ کنید

Untitled

سایت ما حاوی تعداد زیادی پایان نامه رایگان در رشته روانشناسی و علوم تربیتی و مشاوره (هم در مقطع کارشناسی و هم در مقطع کارشناسی ارشد)می باشد

می توانید از قسمت دسته بندی که در بالای سایت قرار دارد بقیه پایان نامه ها را هم ببینید و از متن کامل آنها استفاده نمایید البته ممکن است بعضی از متون موقع انتقال از فایل ورد به هم بریزد یا عکس ها درج نشود برای دانلود پایان نامه ها با فرمت ورد به همراه تمام پیوست ها به لینک زیر مراجعه کنید:

در سایت مرجع دانلود پایان نامه می توانید صدها پایان نامه رافقط با داشتن یک پسورد  دانلود کنید و به متن کامل آنها دسترسی بدون محدودیت داشته باشید. برای جزییات بیشتر اینجا کلیک کنید 

سایت فوق (payanname.net) قوی ترین سایت در زمینه دانلود پایان نامه است 

کافیست عبارت

دانلود پایان نامه

را در گوگل سرچ کنید

خواهید دید که گوگل این سایت را به عنوان اولین گزینه معرفی می کند 

برای دانلود متن کامل پایان نامه های جدید کارشناسی ارشد روانشناسی و علوم تربیتی  می توانید لینک های زیر را هم ببینید :

قسمت اول لیست پایان نامه های دانلودی رشته روانشناسی و علوم تربیتی  176 پایان نامه

قسمت دوم لیست پایان نامه های دانلودی رشته روانشناسی و علوم تربیتی  163 پایان نامه

قسمت سوم لیست پایان نامه های دانلودی رشته روانشناسی و علوم تربیتی  208 پایان نامه

قسمت چهارم لیست پایان نامه های دانلودی رشته روانشناسی و علوم تربیتی  214 پایان نامه

قسمت پنجم لیست پایان نامه های دانلودی رشته روانشناسی و علوم تربیتی  222 پایان نامه

تکه های دیگری از این پایان نامه را می توانید

در شماره بندی فوق بخوانید

متن کامل پایان نامه ها در سایت homatez.com موجود است

You may also like...

Add a Comment