Journal of Information Technology Management University of Tehran
ISSN: 2008-5893 Faculty of Management
EISSN: 2423-5059
Vol. 9, No. 3; PP. 613-636
Fall 2017

Multiplicity and Exchange in the World Trade and
Applied Diplomacy Structure Regarding Social Network Analysis
Saeed Nasehi Moghaddam 1, Mehdi Ghazanfari
Abstract: In the Multi-relational networks, the study of concurrent choices or multiplicity, and exchanging the choices is important. In this paper, we reviewed multiplicity and exchange in the literature and tried to study these effects in the world network of trade and diplomacy. In addition to reporting the results of exploiting other researchers’ contributions in the case of trade and diplomacy relations on our data, we proposed our own solution to study and evaluate social structure in the situation that multiplicity and exchange effects are significant. Due to the significant number of concurrent choices and choice exchange, we used appropriate probable block model of multiplicity and exchange. Specifically, we found that there are four clear patterns in the world trade and diplomacy network: Trade affected by diplomatic hosting, Trade affected by diplomatic activity, Diplomacy affected by export and Diplomacy affected by import.

Key words: Block modeling, Exponential random graph model, Multiplicity and exchange pattern, Positional analysis, World system.

1. MSc., Industrial Engineering, Iran University of Science and Technology, Tehran, Iran 2. Prof. Industrial Engineering, Iran University of Science and Technology, Tehran, Iran

Submitted: 19 / July / 2016
Accepted: 28 / May / 2017
Corresponding Author: Saeed Nasehi Moghaddam
Email: sanameed@gmail.com

Journal of Information Technology Management
دانشكدة مديريت دانشگاه تهران دورة 9، شمارة 3 پاييز 1396
صص. 636- 613

چندگانكي و تبادل در ساختار روابط تجاري و ديپلماتيك:
كاربردي از تحليل شبكة اجتماعي
سعيد ناصحي مقدم1، مهدي غضنفري2
چكيده: در شبكههاي چند رابطهاي مطالعة انتخاب هاي همزمان يا چندگانه و تبادل انتخاب هـااز اهميت بسزايي برخوردار است. در اين مقاله با بررسي سوابق در ادبيات موضوعي، به مطالعـ ة شبكة متشـكل از دو رابطـة تجـارت و ديپلماسـي پرداختـه مـيشـود و ضـمن گـزارش نتـايجبه دست آمده از اعمال روش هاي محققان پيشـين در مجموعـه داده هـاي تحقيـق حاضـر، روشجديدي در تحليل ساختار پيشـنهاد شـده اسـت . در ايـن روش مـدل بلـوكي احتمـالي برازنـدهچندگانگي و تبادل، ب هدليل وجود معنادار انتخابهـاي همزمـان و تبـادل انتخـاب هـا در شـبكة تجارت و ديپلماسي اتخاذ شده است. نتايج حاصل از به كارگيري ايـن روش، بـه طـور مشـخصنشان داد ساختار اجتماعي متضمن چندگانگي و تبادل، مبـين چهـار الگـوي رفتـاري در شـبكة تجاري و ديپلماتيـك اسـت: تجـارت متـأثر از ميزبـاني ديپلماتيـك، تجـارت متـأثر از فعاليـتديپلماتيك، ديپلماسي متأثر از صادرات و ديپلماسي متأثر از واردات.

واژه هاي كليدي: الگوي چندگانگي و تبادل، تحليل موقعيتي، سيستم جهاني، مدلسازي بلـوك ي، مدلهاي گراف تصادفي.

كارشناس ارشد مهندسي سيستمهاي اقتصادي ـ اجتماعي، مهندسي صنايع، دانشگاه علم و صنعت، تهران، ايران
استاد گروه مهندسي سيستم، تجارت الكترونيك و زنجيرة تأمين، دانشكدة صنايع، دانشگاه علم و صنعت، تهـران،ايران

تاريخ دريافت مقاله: 29/04/1395 تاريخ پذيرش نهايي مقاله: 07/03/1396 نويسندة مسئول مقاله: سعيد ناصحي مقدم
E-mail: sanameed@gmail.com
مقدمه
تئوري سيستم جهاني، بر وابستگي رفتار واحدهاي ژئوپلتيك به ويژگي هاي سيستم محيط بر آنها به عنوان يك كليـت دلالـت دارد. ايـن سيسـتم متشـكل از سـه موقعيـت سـاختاري: هسـته اي، شبه پيراموني و پيراموني به گونه اي است كه: علي رغم اينكه موقعيت هاي هسته اي واجـد انسـجامدروني هستند، موقعيت هاي پيراموني مرتبط با موقعيت هـاي هسـته اي و نـه خودشـان يـا سـايرموقعيت هاي پيراموني هستند (والرستين، 1974- الف و ب، 1976). تحليل موقعيتي و مدلسازي بلـوكي، بـه عنـوان زيرمجموعـة تحليـل شـبكة اجتمـاعي، نقـش بسـزايي در تبيـين و تصـريح موقعيت هاي سه گانة ساختاري سيستم جهاني ايفا كرده اسـت و محققـان مختلـف بـا تعـاريف وروش هاي مختلف به شناسايي و مطالعة اين موقعيت هاي ساختاري پرداختـه انـد . رويكـرد اغلـبمحققان در اين زمينه، استفاده از مدل سازي بلوكي كلاسيك قطعي با تعاريف مختلف هم ارزي و مستقل از الگوي پيوند بين روابط شبكه بوده است. در پژوهش حاضر، ضمن طرح مشاركت هـايمحققان در زمينة پيوندسنجي روابط، اين مشاركت ها در شبكة تجـارت و ديپلماسـي بـين المللـيبه كار گرفته شده و با توجه به اين نتايج، به كمك روشي نو، ساختار مبتني بر الگـوي پيونـد بـينتجارت و ديپلماسي از طريق مدل سازي بلوكي احتمالي جست وجو شده است. از اين رو هـدف از اجراي اين پژوهش، يافتن موقعيت هاي ساختاري متمايز برحسـب الگـوي پيونـد بـين تجـارت وديپلماسي است. اجراي روش روي داده هاي واقعي و نسبتاً جديد و ارائة تصوير نو از ساختار روابط بين الملل كه موجد ويژگي هاي شايان توجهي براي كشورها ميشود، از نوآوري هـاي اصـلي ايـنپژوهش است. پژوهش حاضر مبتني بر تجميع داده هاي تجارت بين الملل صندوق بين المللي پول از 1994 تا 2008 و دادة تبادلات ديپلماتيك از كتاب سال جهان اروپا 12009 است.
پيشينة پژوهش
در پيشينة نظري، ابتدا به مرور مشاركتهاي عمـد ة محققـان در توسـع ة تحليـل پيونـد پرداختـهمي شود؛ سپس مشاركت ها ي مرتبط با كاربردهـاي تحليـل شـبكة اجتمـاعي بـه ويـژه در زمينـ ة ساختاريابي در سيستم جهاني مطرح خواهد شد.
پيشينة نظري پژوهش
تحليل پيوند بين روابط در شبكه هاي چند رابطه اي، از همان مراحـل آغـاز رشـد تحليـل شـبكة اجتماعي، ب هعنوان موضوع شايان توجه، مطرح بوده است. اولين تحقيق در ايـن زمينـه را كتـز و
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
.1 Europa World Year Book 2009
پاول (1953) انجام دادند. آنها در كار خود براي سنجش ميزان تطابق1 بين دو مـاتريس بـاينرييك شاخص تعريف كردند. فرض كنيد X و Y دو ماتريس مبين دو رابطه باشند، شاخص كتـز وپاول كه با Γ نمايش داده مي شود، واجد سه ويژگي زير است:
اگر X و Y مستقل از هم باشند، Γ مساوي صفر است.
اگر رخداد Y بهطور دقيق از رخداد Xپيروي كند، Γ مساوي يك است.
Γ بهوسيلة تابع خطي از تعداد هم رخدادي ها در دو ماتريس رابطه، برآورد مي شود.
كتز و پاول شاخص متضمن سه ويژگي فوق را به صورت رابطة 1 فرمول بندي كردند.
1
رابطة 1) −(1−)=Γ

جايي كه تعداد هم رخدادي ها و و به ترتيب تعداد 1ها در مـاتريس رابطـة X و ماتريس رابطة Y و

تعداد صفرها در رابطة Y است. اين شاخص يكي از ماتريس ها را وابسته و ديگري را مستقل فرض مي كند. از اين رو شاخص متقارني نيست. هابرت و بيكر (1978) براي متغيرهاي رابطه اي مستقل و وابسته، رابطه اي رگرسيوني در نظر مي گيرند و از ضريب همبستگي بين دو متغير به عنوان ضريب تطابق يا هم رخدادي2 استفاده مي كنند. مزيت كار هـابرت و بيكـر، امكان به كارگيري در داده هاي پيوسته است. در واقع، شاخص تطابق كتز و پـاول (1953) توسـطهابرت و بيكر به ضريب همبستگي تبديل ميشود؛ يعني داريم:
رابطة 2) ≤≠≤1;+=رابطة 3)

رابطة 4)

رابطة 5)
Γ

ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Conformity
Concordance
به بيان بهتر، به منظور استخراج ميزان تطابق بين دو ماتريس، هابرت و بيكر ابتدا يـك مـدلرگرسيون خطي به داده هاي برداري شدة دو ماتريس رابطة X و Y بـرازش مـي دهنـد؛ سـپس ازضريب رگرسيون برآمده از اين برازش، به عنوان ضريب تطابق دو رابطه اسـتفاده مـي كننـد . كـاربنيادين فينبرگ، مـاير و وسـرمن (1985) در تبيـين و تعريـف دو اثـر چنـدگانگي 1 و مبادلـه 2 از مهم ترين مشاركت ها در زمينة مطالعة آماري در محيط هاي چند رابطه اي است. در يك شبكة دو رابطه اي، چندگانگي به معناي انتخاب هاي همزمان و هـمرخـداد در دو رابطـه اسـت؛ يعنـي اگـركنشگري در يك رابطه كنشگر ديگر را انتخاب كند، به اين انتخاب در رابطـ ة دوم هـم گـرايشدارد. مبادله به معناي انتخاب شدن در رابطه اي حين انتخاب در رابطة ديگر اسـت . يعنـي كنشـگرانتخاب كننده در يك رابطه، به انتخاب شدن در رابطـ ة ديگـر تمايـل دارد. دوسـويگي 3 بـه م عنـاي انتخاب هاي دوسويه در هر رابطة مفروض است. فينبرگ و همكـاران ش (1985) در شـكل 3 مقالـة خود به تبيين حالات مختلف متصور بين دو كنشگر پرداختند. يعني برحسب تعداد كمان هاي بين دو كنشگر، پنج كلاس مطابق جدول 1 براي يك زوج كنشگر حاضر در دو رابطه شناسايي كردند.
جدول 1. دسته بندي حالات مختلف يك زوج كنشگر در محيط دو رابطه اي
نوع تعداد بند
كاملاً تهي 0
تك انتخاب 1
⟶ مبادله چندگانگي دوسويگي در يك رابطه 2
دوسويگي مشروط 3
دوسويگي كامل 4
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Multiplexity
Exchange
Mutuality
يعني در محيط دو رابطه اي بين دو كنشگر مفروض، پنج حالت متصور است:
عدم انتخاب در هر دو رابطه
وقوع فقط يك انتخاب
وقوع دو انتخاب: دوسوية تك رابطه اي، انتخـاب هـا ي چندگانـ ة دو رابطـه اي و تبـادلانتخاب ها در دو رابطه
وقوع سه انتخاب: دوسويگي مشروط
وقوع چهار انتخاب: دوسويگي كامل
وسرمن (1987) با مرور كار كتز و پاول و هابرت و بيكر، ضمن تشريح آنها متذكر مي شود كه استفاده از رگرسيون به عنوان ضريب تطابق، بدون كنترل آماري سـاير ويژگـي هـاي كمـي يـكرابطه در قالب يك مدل، مي تواند به بـروز همبسـتگي مصـنوعي منجـر شـود . از ايـن رو بـراي نخستينبار وي به تعميم اولين كلاس از مدلهاي گراف تصادفي نمايي1، مدل 1p، به محـيط دو رابطه اي در راستاي سنجش آثار چندگانگي، مبادله و دو سويگي مي پردازد؛ اگرچه فرض استقلال دو رابطة مفروض توسط وسرمن، چالش انگيز است. رويكـرد ديگـر در تحليـل پيونـد، اسـتفاده از آزمونهاي جايگشتي2 منتل (1967) است. اگرچه آزمون منتل در اصل بـراي اسـتنتاج آمـاري از همرخدادي زماني و مكاني بيماري ها بود، وليكن به عنوان روية كلي در استنتاج مقايسة گراف هـااستفاده مي شود. در اين آزمون، در حالي كه يك ماتريس با استفاده از جايگشتي تصادفي بازآرايي مي شود، ديگري ثابت نگه داشته شده و ضريب رگرسيون بين ماتريس ثابت و ماتريس جايگشـتداده شده ثبت مي شود، اين رويه به تعداد مناسبي تكرار مي شود؛ سپس با استفاده از ايـن مقـاديرثبت شده، توزيع تجربي براي جايگشت ها بهدست مي آيد كه قابـل اسـتفاده در آزمـون معنـادارياست. روية تخصيص درجة دوم3 بهعنوان توسـعه اي بـر آزمـون منتـل توسـط هـابرت و شـولتز (1976) مطرح شد. كركهارد (1988) تأكيد دارد كه فرض استقلال عناصر ماتريس رابطه از هـمكه اساس تحليل هاي رگرسيوني است، جاي ترديد دارد و عبارت خطا در رگرسيون خطـي واجـددرجاتي از خودهمبستگي4 است. وي تأكيد ميكنـد كـه اسـتفاده از رويـه هـايGLS در بـرآوردنااريب پارامترهاي خودهمبسته امكانپـذير نيسـت، از ايـن رو نشـان مـي دهـد اسـتفاده از رويـة تخصيص درجة دوم به كنترل خطاي نـوع اول و بـرآورد نااريـب پارامترهـاي رگرسـيوني منجـرمي شود. با وجود اين، وي متذكر مي شود كه برآورد پارامتر به وسيلة رويـة تخصـيص درجـة دوم،
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Exponential random graph model
Permutation test
Quadratic Assignment Procedure
Autocorrelation
هنگامي كه نسبت تعداد متغيرهاي رابطه اي به تعداد كنشگرها بزرگ باشـد، اريـب خواهـد بـود. بنابراين در رگرسيون چند متغيره، استفاده از روية تخصيص درجة دوم بايد با توجه به نسبت تعداد روابط به تعداد كنشگرها صورت گيرد. به منظور غلبـه بـر مشـكل هـم خطـي، دكـر، كركهـارد واسنيجدرز (2003) روش جديدي براي برآورد اريب پارامترها پيشنهاد دادند كـه رويـة تخصـيصدرجة دوم را در رگرسيون چندمتغيري هم معتبـر مـي سـاخت . پايـداري در برابـر خودهمبسـتگيسطري، ستوني و بلوكي، روية تخصيص درجة دوم را به رويكرد غالبي در مقايسة گرافـي مبـدلكرده است؛ اگرچه لحاظ پيوند بين روابط در دل يك مدل آماري پيش تر در كار وسـرمن (1987) و پاتيسون و وسرمن (1999) آمده بود. مدل جايگشتي باتس (2007) كـه تلفيقـي از مـدل هـاينمايي گراف هاي تصادفي و روية تخصيص درجة دوم است، به داده هاي گسسته محدود نيست و در محيط هاي چند رابطه اي براي استنتاج دربارة قوت پيوند روابط قابل استفاده است. در اين مدل كه باتس آن را مدل نمايي جايگشت گرافي تصادفي1 ناميده است، به وسيلة يك الگوريتم تعويض دوگانه اي متروپليس، يك توزيع نمايي به مجموعـ ة بردارهـاي جايگشـتي كـه آمـارة بسـنده اي مساوي مجموع حاصل ضرب عناصر دو ماتريس رابطة مفروض دارند، نسبت داده مي شـود . اگـرX و Y دو ماتريس رابطة متناظر با دو رابطة متمايز روي مجموعة كنشگرهاي N باشـند؛ بـاتسيك توزيع از خانوادة نمايي به هر بردار جايگشت در نظر مي گيرد (رابطة 6).
رابطة 6) (,)( ) .(,,)= (,,| )
جايي كه (,) ثابت نرمالسازي است و مسـاوي مقـدار صـورت اسـت كـه روي همـة جايگشت هاي ممكن جمع زده مي شود؛ پارامتر مبـين ميـزان قـوت پيونـد بـين دو مـاتريس و ( , , )آمارة بسندة مساوي مجموع عناصر حاصل ضرب دو ماتريس تحـت جايگشـت
است. از آنجا كه مقدار اين ثابت نرمال سازي نامعلوم اسـت، بـا اسـتفاده از شـبيه سـازي زنجيـرة ماركفي، تعدادي جايگشت تصادفي شبيه سازي مي شـود و بـا اسـتفاده از جامعـة حاصـل از ايـنشبيه سازي، ثابت نرمال سازي برآورد مي شود. در گام بعد برآورد اولية كه در گـام قبـل بـرايشبيه سازي استفاده شده بود، به منظور برآورد درستنمايي بيشينه2 بهبود داده مي شود. از آنجـا كـهاين مدل وابسته به مقدار برآورد اولية پـارامتر اسـت، بـاتس بـرآورد شـبه درسـتنمايي بيشـينه3 را بهعنوان برآورد اوليه پيشنهاد مي دهد؛ هرچند لزوماً برآورد شبه درستنمايي بيشينه، بهترين بـرآورداوليه نيست. به منظور برآورد واريانس پارامتر برآورد شده، دو روش استفاده از نمونه هاي برآمـده از
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Exponetial Random Graph Permutation (ERGP)
Maximum Likelihooh Estimation (MLE)
Maximum Pseudo Likelihood Estimation (MPLE)
شبيه سازي مونت كارلو زنجيرة ماركفي يا استفاده از هسين ثابت نرمـال سـازي در نقطـة بـرآورددرستنمايي بيشينه، پيشنهاد شده است؛ اما به نظـر مـي رسـد در پيـاده سـازي بسـتة نـرم افـزاريnetperm از هسين ثابت نرمال سازي استفاده شده اسـت ؛ هرچنـد روش اسـتفاده از نمونـه هـايبرآمده از شبيه سازي مونت كارلو زنجيرة ماركفي به لحاظ محاسـبات ، سـنگين و زمـان بـر اسـت. روش ياد شده توسط خـود كـارتر بـاتس در بسـتة نـرم افـزاري netperm تحـتR.2.11.1 در چارچوب بستة نرم افزاري Statnet دانشكدة آمار دانشگاه واشنگتن پياده سازي شده است.
پيشينة تجربي پژوهش
تحليل شبكة اجتماعي در مجموعة متنوعي از مسائل دنياي واقعي كاربرد دارد. علاوه بـر مطالعـة روابط بين الملل، تحليـل شـبكة وابسـتگي 1 هـم نويسـندگي2 (عباسـي، آلـتمن و حسـين 2011؛ رضايي نور، لساني، زكي زاده و صفامجيد، 1393؛ مردانـي و مردانـي، 1395)، بررسـي آثـار شـبكه اجتماعي (جلالي و مهديزاده، 1395؛ ايراني و حقيقي، 1392) و كشف برتري و تمـايز در سـطحكنشگري و گروهي (تيكس و كوسترس، 2011؛ شارا، سينگ، گتور و مـان ، 2012 ؛ كاتسـاروس،ديموكاس و تاسيولاس، 2012) تنها نمونههايي از اين كاربردهاست.
تئوري سيستم جهاني، بر وابستگي رفتار واحدهاي ژئوپلتيك، به ويژگي هاي سيستم محيط بر آنها به عنوان يك كليت دلالت دارد. اين سيستم متشـكل از سـه موقعيـت سـاختاري: هسـته اي، شبه پيراموني و پيراموني به گونه اي است كه: علي رغم اينكه موقعيت هاي هسته اي واجـد انسـجامدروني هستند، موقعيت هاي پيراموني مرتبط با موقعيت هـاي هسـته اي و نـه خودشـان يـا سـايرموقعيت هاي پيراموني هستند. اگرچه اين تئوري ها طرح كيفي دارند، مطالعات كمي كنندة آنهـا دردرك بهتر اين تئوري ها مؤثر بوده است. براي نخستين بار، اسنايدر و كيك (1979) از مدل سـازي بلوكي براي تصريح و تدقيق اين موقعيت هاي هسته اي/ پيراموني استفاده كردند. آنها نشان دادند آموزش و عضويت در اين موقعيـت هـاي سـاختاري بـر درآمـد سـرانة ملـي تـأثير دارد. در واقـعكشورهاي عضو موقعيت هاي مركزي، ضمن برخورداري از سطح آموزش بالا، واجد درآمد سـرانة زيادي هستند. بولن (1983) دستهبندي اشتباه شش كشور در تحقيق اسنايدر و كيك را گـزارشكرد و نشان داد عضويت در موقعيت غيرهسته اي، بر وضـعيت دموكراسـي تـأثير منفـي دارد؛ در حالي كه توسعة اقتصادي بر وضعيت دموكراسي تأثيري مثبتي ميگذارد. نمـث و اسـميت ضـمنانتقاد به تحقيق اسنايدر و كيك به سبب عدم شمول عناصر كليدي تئوريهاي سيستم جهاني، با استفاده از دادههاي شـبك ة تجـارت بـين الملـل و لحـاظ متغيرهـاي غيررابطـه اي درآمـد سـرانه،
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Affiliation network
Co-authorship
مرگ ومير كودكان1، مصرف انرژي و ضريب جيني، نشان دادند عضـويت در موقعيـت سـاختارياقتصادي بر اين متغيرها تأثير دارند. پيكاك، هوور و كيليان (1988) طي مطالعة داده هاي تجاري بين سال هاي 1950 تا 1980، نشان دادند در موقعيت هاي هسته اي، همگرايي برحسـب كـاهشنابرابري و در موقعيت هاي غيرهسته اي، واگرايي برحسب افزايش نابرابري حاكم اسـت . تغييـراتساختار اقتصاد بين الملل در بازة 1960 تـا 1980 در كـار اسـميت و وايـت (1992) تحليـل شـد .
اسميت و وايت به جاي هم ارزي ساختاري و الگوريتم CONCOR كه پيش تر توسـط اسـنايدر وكيك و نمث و اسميت براي استخراج بردار افراز كشورها به موقعيت هاي ساختاري استفاده شـدهبود، از هم ارزي منظم2 كه كليتر از هم ارزي ساختاري است و الگوريتم REGE استفاده كردند و به مطالعة تغييرات عضويت كشورها در موقعيت هاي سه گان ة هسته اي، شبه پيرامـوني و پيرامـوني پرداختند. با طرح مفهوم نقش3 وينشـيپ و منـدل (1983) و بيـان وجـوه برتـري آن بـه مفهـومموقعيت، ون رسم (1996) بـا طراحـي شـاخص متفـاوت بـا ايـدة اوليـه وينشـيپ و منـدل، بـهخوشه بندي كشورها اقدام مي كند. با توجه به وجود 16 حالت سهگانة متمايز براي هر سه كنشگر مفروض (هولند و لينهارد، 1971) در يك رابطة جهـت دار، ايـن شـاخص در واقـع مبـين فاصـلة اقليدسي بين فراواني الگوهاي سه گانه اي4 است كه دو كنشگر مفروض روي همة روابـط موجـوددر شبكه حضور دارند. بدين ترتيب، كشورهايي كه الگوهاي سهگانة نزديك به هم دارند، در يك كلاس هم ارزي كه ون رسم آن را هم ارزي نقشي مي نامد، قرار مـيگيرنـد . سـاكس ، ونترسـكا ويوزي (2001) با استفاده از مفهوم حفرههاي ساختاري (برت، 1992) و سـرماي ة اجتمـاعي (بـرت،1997) مطرح شده توسط رونالد برت، به تعريف يك شاخص استقلال سـاختاري بـراي كشـورها اقدام مي كنند و با استفاده از آن نشان مي دهند استقلال ساختاري مي تواند اثر مثبتي بـر اقتصـادكشورها داشته باشد. هافنر برتون، كوهلر و مونت گومري (2009)، ضمن مرور كاربردهاي تحليل شبكه در مطالعات روابط بين الملل، تأكيد دارند كه تكنيك هاي تحليل شبكه با تعريف انواع جديد قدرت شبكه اي، ديدگاه هاي سنتي از قدرت5 در روابط بين الملل را به چالش كشيده اند.
در مشاركت هاي ياد شده، استخراج ساختار روابط از طريـق مـدل سـازي بلـوكي بـا تعـاريفمختلف هم ارزي صورت گرفته است و بدون لحاظ مفروضات تصادفي بودن، مـدل بـه اصـطلاح بلوكي قطعي و نه احتمالي، ارائه شده است. علاوه بر اين، بردار افـراز كشـورها بـه موقعيـتهـايساختاري، مستقل از پيوند بين روابط يك شبكه صورت گرفته است.
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Child mortality
Regular equivalence
Role
Triad patterns
Power
مدل مفهومي
استخراج ساختار اجتماعي هر شبكه، تحليـل مـوقعيتي1 خوانـده مـيشـود . در تحليـل مـوقعيتيكنشگرها به كلاس هاي هم ارزي به نام موقعيت ها، اختصاص داده مـي شـوند و شـبكة اصـلي ازكنشگرها همراه با تمام ارتباطات، به شبكه اي از موقعيت ها و ارتباطات بين اين موقعيت ها تقليـلداده مي شود. ساختار شبكة تقليل يافته به سادگي تحليل و تعبير مي شود. عمل كاهش بعد شـبك ة كنشگرها به موقعيت ها، مدل سازي بلوكي2 ناميده ميشود و شامل دو جزء اصلي افراز كنشـگرها به موقعيت ها و تصريح و تعيين روابط بين اين موقعيت هاست. با وجود ارائـة تعـاريف مختلـف ازهم ارزي، هم ارزي ساختاري به عنوان مبناي نظري استخراج موقعيت هاي ساختاري در يك شبكة مفروض، بيشتر به اجماع و اقبال محققان رسيده است (وسرمن و فاست، 1994). بنـا بـه تعريـفلورين و وايت (1971)، دو كنشگر زماني هم ارز ساختاري تلقي مي شوند كه بندهاي يكسـاني از/ به ديگر كنشگرها داشته باشند. تعيين روابط بين موقعيت ها در مدل سازي بلوكي، به وسيلة جدول چگالي، ماتريس تصوير يا گراف كاهيده انجام مي شود. در جدول چگالي، هر عنصر مبين احتمال وقوع بند (ميانگين تعدادبندها) از موقعيت سطري بـه موقعيـت سـتوني اسـت؛ مـاتريس تصـوير،باينري شدة جدول چگالي به وسيلة يك حد آستانة معقول (نظيـر چگـالي رابطـة اصـلي ) اسـت وگراف كاهيده، شكل گرافي ماتريس تصوير است. تعيين ترتيب اين دو جزء، مـدل سـازي بلـوكيكلاسيك را از مدل سازي بلوكي تعميم يافته متمايز مي كند. در حالي كـه در مـدل سـازي بلـوكيكلاسيك، ابتدا با استفاده از يك خوشه بندي روي فاصلة مبتني بر يك تعريف هم ارزي مفـروضكنشگرها از هم، تابع افراز كنشگرها به موقعيتهـا مشـخص شـده ، سـپس روابـط بـين و درونموقعيت ها به عنوان ساختار اجتماعي تعيين مي شود؛ مدل سازي بلوكي تعميم يافتـه بـا اسـتفاده از نوعي روية جست وجوي محلي به دنبال يافتن بردار افراز متضمن كمتـرين خطـا از يـك سـاختاراجتماعي پيش فرض است (دورين، باتاجلج و فرليگوج، 2005). اين رويكرد مسـتقيم مـدل سـازي بلوكي تعميم يافته، به دليل بي نياز بودن به تعريف هم ارزي و بهينه يـابي ، بـر مـدل سـازي بلـوكيكلاسيك برتري دارد، اما به دليل استفاده از روية جست وجوي محلي براي يـافتن بهتـرين بـردارافراز ت أمينكنندة كمترين خطا از ساختار از پيش معلوم، در شبكههاي بزرگ تر از 100 گره بسـيار زمان بر است؛ ضمن آن كه به تعيين ساختار اجتماعي بـه عنـوان ورودي نيـاز دارد . از ايـن رو، در مواردي كه اين ساختار به هر دليلي نـامعلوم باشـد، كـاربردي نيسـت. از آنجـا كـه در داده هـايپژوهش حاضر، شبكه اي متشكل از دو رابطة تجارت و ديپلماسي بين 173 كشـور جهـان احصـا
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Positional analysis
Blockmodeling
شده است و هدف اسـتخراج سـاختار متضـمن الگـوي پيونـد بـين تجـارت و ديپلماسـي اسـت،مدل سازي بلوكي تعميم يافته موضوعيت نداشته و غيركـاربردي اسـت. از سـويي، رويكـرد كلـيمحققان در مدل سازي بلوكي احتمالي، بعد از مشاركت اندرسون، وسـرمن و فاسـت (1992)، بـررويه هاي يافتن درستنمايي بيشينه1 متكي هستند، اين رويه ها به لحاظ محاسباتي زمان برنـد و درشبكه هاي چند رابطه اي بزرگ همچون شبكة تجارت و ديپلماسي بين الملـل ، كـاربردي نيسـتند.
تجربة اتخاذ اين رويه ها نظير مدل بلوكي احتمالي اسنيجدرز پياده سازي شده در ماژول BLOCK بستة نرم افزاريStOCNET (نويكي و اسنيجدرز، 1997 و 2001) به همگرايي منجر نشد و مدل بلوكي احتمالي هندكوك، رافتري و تانتروم (2007) در بستة نرم افـزاريlatentnet پـس از سـهروز اجرا در پيكـره بنـدي (CPU:Intel Core 2 Duo T7100 1.8 GHz |RAM Memory:
2048 MB) به همگرايي نرسيد و پاسـخي بـه دسـت نيامـد. از ايـن رو، مـدل بلـوكي احتمـالياندرسون و همكارانش، تنها روش صرفه جويانة مدل سازي بلوكي احتمالي است كه در شبكة چند رابطه اي تجارت و ديپلماسي بـين الملـل كـاربردي، تعبيرپـذير و واجـد مفهـوم اسـت. مشـاركتاندرسون و همكارانش، مبتني بر اولين كلاس نمايي از گرافهاي تصـادفي اسـت و در آن بـرايبناي مدل بلوكي احتمالي، از خوشهبندي بر اساس پارامترهاي مدل 1p برازش شده بـه داده هـايرابطه اي استفاده مي شود و خوشه بندي K-means توسط اندرسون و همكارانش به كارگرفته شده است. اين روش امكان استفاده در محيطهاي چند رابطه اي را فراهم مي كنـد كـه از مزيـت هـايروش اندرسون و همكارانش به شمار مي رود. از اين رو براي درك بهتر به تعريـف مـدل 1p نيـازداريم.
مدل 1p هولند و لينهارد
در ادبيات موضوعي تحليل شبكة اجتماعي، اولين كلاس از مدلهاي نمايي گرافهاي تصـادفيمدل 1p ، نخستين بار توسط هولند و لينهارد (1981) معرفي شد. در مدل احتمالي 1p، رخـداد هـردوگانه، مستقل از ساير دوگانه ها تلقي مي شود. احتمال رخداد هر دوگانة مفروض، به صورت رابطة 7 است.
رابطة 7) + ++=,=log
++ ++
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
1. Maximum likelihood Estimation
در اين رابطه، دوگانه متشكل از دو كنشگر i وj به همراه تمام بندهاي ممكن بين آنهـا؛ α ها پارمترهاي معاشرت پذيري1؛ ها پارامترهاي محبوبيت2؛ پارامتر تقابـل 3؛ پـارامترانتخاب كلي4 و ها الزامات رياضياتي هستند. حال با اسـتفاده از اصـل اسـتقلال دوگانـه اي براي تابع احتمال كل شبكه داريم:
رابطة 8) = == ( )
در پژوهش حاضر به منظور برازش مدل از بسـت ة نـرم افـزاريStOCNET بـوئر ، هويسـمن،اسنيجدرز، ويچرز و زگلينك (2006) استفاده شده است.
ارزيابي برازندگي مدل بلوكي
از آنجا كه هر مدل بلوكي دربردارندة نظريه اي دربارة ساختار اجتماعي است، واجد قابليت بـرآوردبندهاي رابطهاي است. از اين رو، مدل بلوكي اي كه بـرآورد نزديكـي بـه مقـدار واقعـي بنـدهايرابطه اي توليد كند، مدل بلوكي بهتري است. اين تعبير بهتر بودن، معادل برازندهتـر بـودن اسـتكه با آمارههايي نظير نسبت درستنمايي لگاريتمي،2G ، سنجيده ميشود. اين آمـاره در مشـاركتاندرسون و همكاران به عنوان شاخص منعكسكنندة ميزان فقدان برازش استفاده شده اسـت و در پژوهش حاضر هم به عنوان شاخص ارزيابي نيكويي برازش استفاده ميشود.
مدل بلوكي احتمالي برازنده
به دليل دست نيافتن به جواب يكتـا توسـط الگـوريتمK-means (هارتيگـان ، 1975) بـه اعمـالتوسعه اي بر مشاركت اندرسون و همكاران براي انتخاب بردار افراز بهينه نيـاز داريـم. بـه منظـورانجام اين توسعه بردار واجد كمينه مقدار آمارة 2G در بين اجراهاي متعدد K-means را به عنـوان برازنده ترين بردار افراز كنشگرها به موقعيت ها اختيار مي كنيم و مدل بلوكي مبتني بر ايـن بـردارافراز را مدل بلوكي احتمالي برازنده مي ناميم. شبه كد مـدلسـازي احتمـالي برازنـده در شـكل 1 فراهم آمده و تحت R پياده سازي شده است.
ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Expansiveness
Popularity
Reciprocity
Overall choice effect
تبادلروابطديپلماتيك

شكل 1. شبهكد مدل سازي بلوكي برازنده

روششناسي پژوهش
در پژوهش حاضر ابتدا به سنجش پيوند بين تجارت و ديپلماسي پرداخته شده اسـت . نتـايج ايـنسنجش در آزمـون جايگشـتيQAP بـهوسـيلة دسـتور netlm بسـتة ن ـرمافـزاري sna و مـدلجايگشتي باتس در بستة نر مافزاري 0.2netperm تحتR2.11.1. به بوتة آزمون گذاشته شـدهاست؛ سپس با استفاده از ماژول 2p بستة نرمافزاري StOCNET(بوئر و همكاران، 2006)، مدل 1p به ماتريس حاصل ضرب دو مـاتريس تجـارت و ديپلماسـي/ ترانهـاد ة ديپلماسـي، بـه منظـوردسـتيابي بـه پارامترهـاي آلفـا و بتـاي چنـدگانگي/ تبـادل، بـرازش داده و سـپس پارامترهـاي برازش شده، به عنوان ورودي الگوريتم مدل بلوكي احتمالي برازنـدة مولـد مـدل بلـوكي احتمـاليبرازندة چندگانگي و تبادل است. با هدف ايجاد امكان مقايسه، بردار افراز تجارت و ديپلماسي كـهمولد مدل بلوكي احتمالي برازندة تجارت و ديپلماسي است، با استفاده از پارامتر آلفا و بتاي مدل 1p برازش شده به دو ماتريس تجارت و ديپلماسي، بعنوان ورودي الگوريتم مدل بلـوكي احتمـاليبرازنده، ب هدست ميآيد.
يافتههاي پژوهش
حال نتايج سنجش پيوند بين تجارت و ديپلماسي و استخراج ساختار مبتني بر اين پيونـد تشـريحمي شود.

سنجش پيوند بين تجارت و ديپلماسي
نتايج محاسبات مربوط به شاخص هاي كتز و پاول و هابرت و بيكـر در جـدول 2 تلخـيص شـدهاست. همان طور كه از جدول 2 و شـاخص كتـز و پـاول پيداسـت، تبعيـت تجـارت از ديپلماسـيمحتمل تر است و هم رخدادي تجارت و ديپلماسي به گواهي شاخص هـابرت و بيكـر هـم نـاچيزنبوده و محتمل است.
جدول 2. شاخص هاي تطابق ديپلماسي و تجارت
Γ⟵= 0/803 شاخص انطباق كتز و پاول (1953)
Γ⟵= 0/391 شاخص انطباق كتز و پاول (1953)
Γ= ⟵= 0/56 شاخص انطباق هابرت و بيكر (1978)

حال براي ارزيابي آماري از رويه هاي رگرسيون QAP با تعداد جايگشـت 100,000 اسـتفادهمي كنيم. با توجه به نتايج جدول 3 برآورد پارامترهـاي رگرسـيون مـاتريس رابطـة تجـارت رويماتريس رابطه (ترانهاده) ديپلماسي، نمي تواند ناچيز يا تصادفي تلقي شـود ، از ايـن رو پيونـد بـينتجارت و ديپلماسي/ ترانهاده ديپلماسي كه مبين اثر چندگانگي/ تبادل اسـت نـاچيز يـا تصـادفينيست.
جدول3. نتايج آزمون معناداري رگرسيون تجارت روي ديپلماسي با استفاده از آزمون جايگشتي QAP
Coefficients Estimate Pr(<=b) Pr(>=b) Pr(>=|b|) Significance
(intercept) 0.2635898 1 0 0 ***
Diplomacy 0.6248445 1 0 0 ***
Residual standard error: 0.4103 on 29754 degrees of freedom
33528-67048

F-statistic= 1.364e+04 on 1 and 29754 degrees of freedom, p-value= 0
Multiple R-squared: 0.3143 Adjusted R-squared: 0.3142
Coefficients Estimate Pr(<=b) Pr(>=b) Pr(>=|b|) Significance
(intercept) 0.2628060 1 0 0 ***
DiplomacyTr 0.6277357 1 0 0 ***
Residual standard error: 0.4095 on 29754 degrees of freedom
24384-67047

F-statistic= 1.382e+04 on 1 and 29754 degrees of freedom, p-value= 0
Multiple R-squared: 0.3172 Adjusted R-squared: 0.3171

از آنجا كه پارامتر مدل جايگشتي باتس در داده هاي صفر و يك مقداري نزديك بـه ضـريبرگرسيون توليد مي كند، براي حصول همگرايـي از ضـريب رگرسـيون بـين مـاتريس تجـارت و(ترانهاده) ديپلماسي به عنوان برآورد اولية پارامتر استفاده شده است. نتايج برازش مدل جايگشـتيباتس از خروجي بستة نرم افزاري netperm0.2، در جدول 4 تلخيص شده است و نتـايج آزمـونQAP را تأييد مي كند و بر معناداري آثار چندگانگي و تبادل صحه ميگذارد.

جدول 4. نتايج آزمون معناداري مدل جايگشتي باتس
Multiplexity Effect Standard Error P(>|Z|)
Trade ×Diplomacy 0.3719841 0.5201 0.031006 0.000**
Goodness of Fit Log-Likelihood DF AIC
-455.9978 1 913.9956
Exchange Effect Standard Error P(>|Z|)
Trade ×DiplomacyTr 0.382485 0.5112 0.03130892 0.000**
Goodness of Fit Log-Likelihood DF AIC
-403.9092 1 809.8183

ساختار پيوند مبنا در تجارت و ديپلماسي بين الملل
در نتيجة 100,000 بار اجراي الگوريتم K-means در چارچوب الگـوريتم مـدل بلـوكي برازنـده،580 بردار افراز متمايز به دست آمد كه همگي كانديـد بنـاي مـدل بلـوكي احتمـالي اندرسـون وهمكاران، هستند؛ اما از ميان آنها بردار افراز تنظيم شده در جدول 5 با آمارة 28482 = 2G واجـدكمترين ميزان فقدان برازش است. از اين رو توسعة پيشنهادي ما در قالب مدل بلـوكي احتمـاليبرازنده، نقش مؤثري در ابهام زدايي از مشاركت اندرسون و همكاران ايفا كرده است. نكتة كليدي حائز اهميت اين است كه علاوه بر دلايل ذكرشده در بخش مـدل مفهـومي، در پشـتيباني ايـدة به كارگيري مشاركت اندرسون و همكاران، تجربة ما در بهينه سازي زمان بـر آمـارة 2G بـه وسـيلة الگوريتم هاي متاهيوريستيك مختلف نظير الگوريتم ژنتيـك، جسـت وجـو ي همسـايگي متغيـر و الگوريتم جست وجوي فاخته، نشان مي دهد در داده هـاي روابـط تجـاري و ديپلماسـي حـداكثر 5 درصد نسبت به مدل بلوكي احتمالي برازنـد ة چنـدگانگي و تبـادل، در برازنـدگي بهبـود حاصـلمي شود و اين به معني حصول پاسخ نزديك به پاسخ بهينه در زماني بهشدت صرفهجويانه توسط مدل بلوكي احتمالي برازنده است.
جدول5. بردار افراز كشورها به موقعيت ها
اعضا رديف
انگلستان، ايالات متحده آمريكا، ايتاليا، آلمان، چين، روسيه، ژاپن، فرانسه، هند، بلژيك 1
تآرژان ين، اتريش، ناسپا يا، ئاسرا يل، اندونزي، ايران، آفريقاي جنوبي، برزيل، پاكستان، پرتغال، تركيه، سوئد، سوئيس، عربستان، كانادا، كره جنوبي، لهستان، مالزي، مجارستان، مراكش، مصـر، مكز يـك ، هلند، يونان 2
اسلواكي، اكراين، الجزاير، ايرلند، بلغارستان، پرو، تايلند، تـونس، چـك، دانمـارك، رومـاني، شـ يلي، فنلانـد،فيليپين، كرواسي، كوبا، كويت، لبنان، ليبي، نيجريه، ونزوئلا 3
اتيوپي، اردن، استراليا، امارات متحده عربي، سنگاپور، سنگال، سوريه، قزاقستان، كلمبيا، نك يا، ويتنام 4
ازبكستان، اوگاندا، بحرين، تاجيكستان، تانزانيا، تركمنستان، ترينيدادوتوباگو، ئجاما يكا، بزام يا، زيمباوه، ساحل عاج، صربستان، عمان، كامبوج، كامرون، گابن، لوكزامبورگ، موزامبيك 5
اروگوئه، استوني، اسلوني، افغانستان، اكوادور، السالوادور، آذربايجان، آلبـا ني، برونئـ ي، بـلاروس، بـنگلادش،بوسني وهرزگوين، بوليوي، پاراگوئه، پاناما، جمهـور ي دمكراتيـك كنگـو، دومينـيكن ، زلانـدنو، سـريلانكا، سودان، عراق، غنا، قبرس، قرقيزستان، قطر، كاستاريكا، كـره شـمالي، گرجسـتان ، گواتمـالا، گ ينـه ، لاتويـا ، ليتواني، مالت، مقدونيه، مولدوا، ميانمار، نيكاراگوئه، هندوراس، يمن 6
ايسلند، آفريقاي مركزي، بروندي، لب يز، نب ين، بوكينافاسـو، پـاپوآ گينـه نـو، توگـو ، جزايـر ل سـ يمان، جمهوري كنگو، جيبوتي، چاد، رواندا، سورينام، سومالي، سـيرالئون، فيجـي ، گويانـا، گينـه اسـتوائي، لائوس، ليبريا، ماداگاسكار، مالاوي، مالي، مغولسـتان، موريتـاني ، مـوريس، نپـال، نيجـر ، هـائيتي، باربادوس 7
باهاما، تونگا، دومينيكا، ساموآ، سائوتومه و پرنسيپه، سنت كريستوفرونويس، سـنت لوسـيا، سـنت و ينسـنت وگرانادين، سيشل، كومور، كيپ ورد، گامبيا، گرانادا، گينه بيسائو، مالديو، وانواتو 8
ℬ =. +.= 14330.95+14151.19=28482.14

جدول 6. جدول چگالي براي دو رابطه تجارت و ديپلماسي
P# 1 2 3 4 5 6 7 8 1 1/00 1/00 1/00 1/00 0/98 0/99 0/95 0/81 1
1
1
1
1
1
1
1 1
1
1
1
1
1
1
0 1
1
1
1
1
1
0
0 1
1
1
1
1
1
0
0 1
1
1
0
0
0
0
0 1
1
1
1
0
0
0
0 1
1
0
0
0
0
0
0 1
0
0
0
0
0
0
0
2 1/00 0/99 0/97 0/97 0/79 0/83 0/62 0/35 3 0/99 0/95 0/85 0/82 0/50 0/60 0/35 0/22 4 0/99 0/90 0/73 0/70 0/36 0/44 0/25 0/18 5 0/97 0/72 0/44 0/45 0/21 0/22 0/15 0/09 6 0/95 0/70 0/50 0/44 0/17 0/24 0/07 0/05 7 0/79 0/39 0/18 0/18 0/08 0/04 0/07 0/04 8 0/51 0/13 0/05 0/06 0/03 0/02 0/02 0/07 ماتريس تصوير تجارت

P# 1 2 3 4 5 6 7 8 1 1/00 1/00 1/00 0/98 0/87 0/78 0/48 0/18 1
1
1
1
1
1
1
1 1
1
1
1
1
1
0
0 1
1
1
1
0
0
0
0 1
1
1
1
0
0
0
0 1
1
1
0
0
0
0
0 1
1
0
0
0
0
0
0 1
0
0
0
0
0
0
0 0
0
0
0
0
0
0
0
2 1/00 0/97 0/84 0/83 0/36 0/38 0/12 0/02 3 1/00 0/92 0/63 0/59 0/27 0/26 0/11 0/05 4 0/98 0/61 0/29 0/30 0/16 0/15 0/06 0/03 5 0/87 0/31 0/14 0/18 0/10 0/05 0/03 0/00 6 0/91 0/51 0/25 0/23 0/11 0/11 0/04 0/02 7 0/65 0/15 0/09 0/12 0/06 0/03 0/03 0/01 8 0/30 0/04 0/04 0/05 0/01 0/01 0/01 0/00 ماتريس تصوير ديپلماسي



قیمت: تومان


پاسخ دهید