روابط پویای بین متغیرهای کلان مؤثر بر تقاضای انرژی در ایران

‹‹کاربردی از مدل تصحیح خطای برداری››

چکیده: در این مقاله با هدف تجزیه و تحلیل روابط تعادلی بلندمدت بین متغیرهای تعیین کننده تقاضای انرژی , مدل تصحیح خطای برداری تقاضا برای فرآورده های نفتی، برق و گازطبیعی طراحی شده است. به کارگیری روش جوهانسن نشان می دهد که تعداد بردارهای همجمعی بین متغیرهای مدل تقاضای فرآورده های نفتی و مدل تقاضای برق یکی است. بین متغیرهای مدل تصحیح خطای برداری گازطبیعی رابطه تعادلی بلندمدت پایا وجود ندارد. در مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی، ضرائب تمامی متغیرها از نظر آماری در سطح اطمینان بالایی معنادار هستند و علامت جملة تصحیح خطا نیزصحیح است. در این مدل سرعت تعدیل انحرافات از رابطة تعادلی بلندمدت , ملایم است. ضرائب رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل تصحیح خطای برق نشان می دهد که کشش قیمتی و درآمدی بلندمدت تقاضای برق بالاست و به ترتیب معادل 86/0- و 84/1 است.

1- مقدمه

تغییر متغیرهای کلان موثر بر تقاضای انرژی , باعث می شود که تقاضای انرژی در کوتاه مدت و بلند مدت دستخوش نوسان شود . در مورد میزان تأثیرگذاری قیمت حامل های انرژی بر تقاضای آنها در ایران , دو دیدگاه عمده وجود دارد . گروهی از صاحبنظران معتقدند که تقاضای انرژی در ایران نسبت به قیمت حامل ها چندان حساس نیست . در مقابل عدة دیگری با گروه قبلی هم عقیده نیستند و اظهار می‎دارند که کشش قیمتی تقاضای انرژی در ایران بالاست . در این مقاله , سعی شده به این پرسش که‹‹در ایران ارتباط بین تقاضای انرژی با متغیرهای کلان مؤثر بر تقاضای انرژی از چمله قیمت حامل ها , در کوتاه مدت و بلندمدت چگونه است؟›› ، پاسخ داده شود .

جهت پاسخگویی به این سؤال و تحلیل روابط کوتاه مدت و بلند مدت بین تقاضای حامل ها و متغیرهای کلان مؤثر بر آن , از مدل های تصحیح خطای برداری استفاده می شود . مدل های تصحیح خطای برداری از قابلیت های منحصر به فردی در بررسی ارتباط بین متغیرهای کلان اقتصادی و تقاضای انرژی برخوردار هستند . مبنای آماری استفاده از این مدل ها وجود همجمعی ‹‹Co integration ›› بین متغیرهای اقتصادی است . این مدل ها پویا هستند و روابط متقابل بین متغیرها را در نظر می گیرند . مدل های تصحیح خطای برداری علاوه بر تبیین همزمان روابط کوتاه مدت و بلند مدت بین متغیر تقاضای حامل ها و متغیرهای کلان اقتصادی موثر بر آنها , سرعت تعدیل انحرافات از رابطه تعادلی بلند مدت را مشخص می‎کنند .

طراحی مدل تقاضای انواع حامل اصلی انرژی , بررسی پایائی‹‹Stationary›› متغیرهای الگو , تعیین طول وقفه بهینه متغیرها در روابط کوتاه مدت و بلندمدت مدل , بررسی وجود و چگونگی لحاظ متغیرهای قطعی درمدل ، تعیین وتخمین بردارهای همجمعی مدل وبرآورد مدل های تصحیح خطای برداری تقاضای حامل ها ؛ عناوین این مقاله هستند . در پایان مقاله نیز با توجه به ضرائب روابط بلند مدت , کوتاه مدت وضریب تعدیل , روابط تعادلی بلند مدت و کوتاه مدت تقاضا و متغیرهای موثر بر آن تجزیه و تحلیل می شوند .

2- سابقه تحقیق

راماناتان‹‹Ramanathan›› (1999)، کریستودولاکیس‹‹Christodoulakis›› (1997)، سیلک و جوتز‹‹Silk and Joutz››(1997)، چنگ و لای‹‹Cheng and Lai›› (1997)، مسیح و مسیح‹‹Masih and Masih››(1997) و چان و لی‹‹Chan and Lee›› (1997)؛ تقاضای بعضی از حامل های انرژی را با بهره گیری از ارتباط همجمعی بلند مدت بین متغیرها در کشور هند، دانمارک ، آمریکا، چین، تایوان، شش کشور در حال توسعه مورد مطالعه قرار داده‎اند . نتایج این تحقیقات نشان داده است که کشش قیمتی و درآمدی تقاضا در بلندمدت از کوتاه مدت بیشتر است . علاوه بر آن مشخص شده است که در بلندمدت حساسیت تقاضای حامل ها نسبت به قیمت آنها بالاست.

3- مبانی نظری مدل تصحیح خطای برداری و مفهوم همجمعی

مدل تصحیح خطای برداری اولین بار توسط فیلیپس‹‹Phillips›› به ادبیات اقتصادی معرفی شد . این مدل که جزء مدل های پویا به شمار می رود , بعدها توسط هندری‹‹Hendry›› و سایر اقتصاددانان نیز مورد استفاده قرار گرفت .فرم کلی مدل تصحیح خطای برداری به این شکل است :

DYt = B1 DYt-1 + B2 DYt-2 +...+ Bp-1 DYt-(p-1) + pYt-p + Vt

(1)

در رابطه (1)، B1 ، B2 ، .... و Bp-1 ماتریس های n × n ضرایب DY می باشند .

DY نیز بردارهای 1 × n تفاضل مرتبه اول متغیرهاست . در این رابطه p بیانگر تعداد وقفه ها و Vt بردار 1×n اجزاﺀ استوکاستیک مدل است . ماتریس p نیز حاوی اطلاعات مربوط به روابط تعادلی بلندمدت است .= a. b¢ p است که در آن a ضرائب تعدیل عدم تعادل و نشان دهنده سرعت تعدیل به سمت تعادل بلندمدت و b ماتریس ضرائب روابط تعادلی بلندمدت است. جمله b¢Yt-p جملة تصحیح خطا(ECT) است . ملاحظه می شود که در مدل های پویای تصحیح خطای برداری , روابط بلندمدت بین متغیرهای درونزا قابل تعیین است . علاوه بر آن , این مدل ها رفتار کوتاه مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آنها ربط می دهند و نشان می دهند چگونه عدم تعادل مربوط به روابط تعادلی بلندمدت متغیرها بر تغییرات پویای کوتاه مدت آنها تأثیر می گذارد .

مبنای آماری استفاده از مدل های تصحیح خطای برداری وجود همجمعی بین متغیرهای اقتصادی است . مفهوم همجمعی بیان می‎دارد که اگر متغیرهای سری زمانی همگی همجمع از مرتبه d یا I(d) باشند , در صورتی که بتوان یک رگرسیون خطی بین آنها تعریف نمود که جمله اخلال آن جمعی از مرتبه b باشد که در آن b<d است , در آن حالت گفته می شود که سری های زمانی همجمع از مرتبهd و b یعنی CI(d,b) هستند . به عبارت ساده تر اگر تمامی متغیرهای سری زمانی ناپایا و جمعی از مرتبه یک I(1) باشند ولی یک رابطه خطی بین آنها وجود داشته باشد که جملة اخلال آن پایا بوده و جمعی از مرتبه صفر I(0) باشد , در آن صورت می توان از روش های معمول اقتصاد سنجی در برآورد پارامترها استفاده کرد و از استنباط های آماری مبتنی بر آماره های t و F نیز سود برد .

شایان ذکر است که اگر متغیرهای درونزا در مدل های خودتوضیح برداری پایا نباشند , برای پرهیز از رگرسیون کاذب , تفاضل متغیرها مورد استفاده قرار می گیرند . تفاضل گیری باعث می شود که اطلاعات ذی قیمتی در مورد روابط بلندمدت سطح متغیرها از دست برود . در این گونه موارد اگر بین سطح متغیرها رابطه تعادلی بلندمدت وجود داشته باشد , می توان با بهره گیری از مدل های تصحیح خطای برداری ضمن حفظ اطلاعات مربوط به سطح متغیرها از متغیرهای پایا در مدل استفاده کرد و بدون هراس از کاذب بودن رگرسیون آن را برآورد کرد.

4- طراحی مدل تقاضای انواع حامل های اصلی انرژی

اشاره شد که در این مقاله به دلیل امتیازات مدل های تصحیح خطای برداری در تحلیل روابط کوتاه مدت و روابط پویای تعادلی بلند مدت بین تقاضا و متغیرهای اقتصادی موثر بر آن, از این مدل ها بهره گرفته می شود . مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی ، برق و گازطبیعی در حالت کلی به شکل زیر است :

در رابطه فوق ،،وبه ترتیب بردارهای1×3 ضرائب عرض از مبدأ وضرائب متغیر روند در قسمت روابط کوتاه مدت و روابط تعادلی بلند مدت مدل هستند. B1 ، B2 ، .... و Bp-1نیز ماتریس های3×3ضرائب متغیرها در روابط کوتاه مدت هستند.ها نیز بردارهای1×3 متغیرهای درونزا و وقفه های آنها را نشان می دهند

. متغیرهای درونزا در مدل های تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی , الکتریسیته و گازطبیعی , عبارتند از :

جهت تعیین روابط تعادلی بلندمدت بین متغیرهای درونزای مدل از روش جوهانسن استفاده می شود. در این روش بردارهای همجمعی و برآورد ضرائب مربوط به روابط تعادلی بلندمدت بین متغیرها با استفاده از ضرایب آن متغیرها در الگوی VAR تعیین می شود.

در روش جوهانسن‹‹Johansen›› که در چند ساله اخیر به سرعت تبدیل به یک ابزار اساسی در برآورد الگوهای اقتصادی سری زمانی شده است ، ابتدا با انجام آزمون دیکی- فولرتعمیم یافته ، مرتبه جمعی بودن متغیرها مشخص می گردد . در مرحلة دوم طول بهینه وقفه جهت تضمین پایائی جملات خطای مدل تصحیح خطای برداری , تعیین می شود . در تحلیل همجمعی ، کلیة معادلات الگوی تصحیح خطای برداری دارای طول وقفة یکسان هستند . در قدم سوم نیز تعداد بردارهای همجمعی مدل تعیین می شوند . در مرحلة چهارم لزوم وارد کردن متغیرهای قطعی همچون عرض از مبدأ و روند زمانی در بردارهای همجمعی بررسی می شود . در این مرحله، وجود روند زمانی در آمار سری زمانی متغیرهای الگو مشخص می شود و تبیین می گردد که متغیرهای قطعی عرض از مبدأ و روند در بردارهای همجمعی وارد شوند یا در الگوی تصحیح خطای برداری کوتاه مدت لحاظ گردند.

5- بررسی پایائی متغیرهای الگویVEC

مشاهده نمودار لگاریتم تولید ناخالص داخلی واقعی و لگاریتم تقاضای سه گروه عمدة حامل های انرژی در فاصله بین سال های 1338 تا 1379 به قیمت های ثابت سال 1369 , نشان می دهد که این متغیرها در طول دورة مورد مطالعه روند صعودی داشته‎اند . بنابراین , میانگین این متغیرها در دوره مذکور ثابت نیست پس متغیرها در دوره مذکور به احتمال قوی پایا نیستند . با استفاده از نمودار نمی توان در مورد پایائی یا عدم پایائی متغیرهای لگاریتم قیمت واقعی فرآورده های نفتی , گاز طبیعی و الکتریسیته قضاوت دقیقی کرد. از طرف دیگر ممکن است که حتی یک سری زمانی دارای روند زمانی نیز در اطراف روند زمانی پایا باشد . به این دلیل بررسی دقیق تر پایائی سری های زمانی مورد استفاده در مدل , مستلزم به کارگیری روش های آزمون آماری است .

در این تحقیق با استفاده از روش دیکی - فولر تعمیم یافته , پایائی متغیرهای مدل آزمون می شود . در آزمون دیکی - فولر تعمیم یافته , بااستفاده از معیارهای حنان - کوئین , شوارز - بیزین و آکائیک , طول بهینه وقفه هر یک از متغیرها تعیین می شود . جایی که این معیارها بیشترین مقدار خود را داشته باشند , طول وقفه بهینه است و بین اجزاء استوکاستیک معادله رگرسیون دیکی- فولر خود همبستگی وجود ندارد . اگر در طول وقفه بهینه , قدر مطلق آماره آزمون از قدر مطلق مقدار بحرانی برای آماره دیکی – فولر تعمیم یافته بیشتر باشد , فرضیه عدم (ریشه واحد یا ناپائی ) رد می شود و متغیر پایا است .

نتایج مربوط به اجرای آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته با استفاده از برنامه نرم افزاری Microfit در دو حالت لحاظ و عدم لحاظ روند زمانی در کنار عرض از مبدأ در جداول زیر منعکس شده است . در این جدول بر اساس سه معیار شوارز - بیزین , حنان کوئین و آکائیک , طول بهینه وقفه متغیر وابسته که باید برای از بین بردن خود همبستگی بین جملات اخلال در رگرسیون لحاظ شود , تعیین شده است.

* طول بهینه وقفه با استفاده از نرم افزار Microfit ومقادیر بحرانی و آماره آزمون دیکی– فولر در طول وقفه بهینه با بهره گیری از برنامه Eviews استخراج شده اند .

تفاضل مرتبه اول سری زمانی لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی واقعی در حالت مقدار ثابت، موقعی که طول وقفه بهینه بر اساس معیار شوارز- بیزین تعیین شود ناپایا و در حالت تعیین طول وقفه بهینه بر اساس معیارهای حنان – کوئین و آکائیک پایا است . البته در حالتی که معادله آزمون دیکی- فولر فقط شامل مقدار ثابت باشد حتی در صورتی که طول وقفه بهینه بر اساس معیار شوارز - بیزین تعیین شود، در سطح اطمینان90% متغیرD1LRGDP پایاست. در سطح اطمینان 90% ، آماره آزمون دیکی- فولر برای این متغیر8503/2- و مقدار بحرانی آن 6069/2- است . در حالت مقدار ثابت و روند نیزD1LRGDP پایا است . بنابراین می توان تفاضل مرتبه اول سری زمانی لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی واقعی را پایا دانست .

مقادیر آماره آزمون و مقدار بحرانی دیکی - فولر در سطح وقفه بهینه در حالت مقدار ثابت برای سری زمانی لگاریتم طبیعی تقاضای برق و لگاریتم طبیعی تقاضای فرآورده های نفتی , بیانگر آن است که فرضیه صفر وجود ریشه واحد یا ناپایائی در مورد این دو متغیر در سطح اطمینان 95% رد می شود . بنابر این ، با فرض اینکه فرآیند ایجاد داده های سری زمانی برایLED2 وlopd2 فاقد روند و فقط شامل جمله رانش باشد ، این دو متغیر پایا یا جمعی از مرتبه صفر I(0) هستند . البته اگرفرآیند ایجاد داده ها برای سری های زمانی LED2 وlopd2 شامل جمله رانش و روند زمانی باشد ، خود متغیرها ناپایا هستند و تفاضل مرتبه اول آنها پایاست . فرآورده های نفتی و برق در زمره سوخت های آسان قرار دارند . لذا ممکن است که تقاضای فرآورده های نفتی و برق بدون تغییر عوامل اقتصادی مؤثر بر تقاضای آنها , نیز افزایش یابد . در نتیجه انتظار می رود که فرآیند ایجاد داده های سری های زمانی تقاضای فرآورده های نفتی و برق دارای جمله رانش و روند زمانی باشد . ظاهر نمودار متغیرهای LED2 وLopd2 نیز مؤید این مطلب است که فرآیند ایجاد داده ها در این دو متغیر دارای عرض از مبدأ و روند است . در پیش گرفتن روش گام به گام نیز دلالت بر وجود عرض از مبدأ و روند در فرآیند ایجاد داده ها در سری های زمانی LED2وLopd2 دارد . آزمون ریشه واحد در حالت عمومی معادله دیکی- فولر برای متغیرهای D1LED2 وD1Lopd2 نشان می دهد که این متغیرها پایا هستند . لذا پروسه گام به گام آزمون پایایی متوقف می شود و نتیجه گرفته می‎‎شود که فرآیند ایجاد داده ها در این دو سری زمانی دارای عرض از مبدأ و روند است . ارقام منعکس شده در حالت مقدار ثابت و روند تفاضل مرتبه اول سری زمانی لگاریتم طبیعی تقاضای گاز طبیعی نشان می دهند که بر اساس تمامی معیارهای شوارز- بیزین, حنان- کو ئین و آکائیک , این متغیر پایاست. بنابر این نتیجه می شود که متغیرهای لگاریتم طبیعی تقاضای گاز طبیعی ، برق وفرآورده های نفتی همگی جمعی از مرتبه یک هستند .

مشاهدة نمودار سری زمانی لگاریتم طبیعی قیمت واقعی برق , فرآورده های نفتی و گاز طبیعی حاکی از آن است که این متغیرها فاقد روند هستند. مقایسة آماره آزمون و مقدار بحرانی آماره دیکی- فولر تعمیم یافته در حالت مقدار ثابت و روند نشان می دهد که فرضیه عدم را نمی توان در مورد متغیرلگاریتم طبیعی قیمت برق رد کرد ولی این فرضیه در مورد تفاضل مرتبه اول این متغیر رد می شود . بنابر این متغیرLRPEC2 جمعی از مرتبه یکI(1) است . تفاضل مرتبه اول متغیرLRPOPC2 در حالتی که معادله آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته فقط شامل عرض از مبدأ باشد , پایا است . اگر این معادله شامل روند و عرض از مبدأ باشد ، در سطح اطمینان 95% نمی توان فرضیه عدم را رد کرد. پس در این حالت و سطح اطمینان , تفاضل مرتبه اول لگاریتم طبیعی قیمت واقعی فرآورده های نفتی ناپایا است . در سطح اطمینان 90% در حالت وجود روند و مقدار ثابت ، مقدار آماره آزمون دیکی- فولر 3117/3- و مقدار بحرانی 1949/3- است . بنابراین در سطح اطمینان 90% حتی در حالت وجود روند و عرض از مبدأ در معادله آزمون دیکی- فولر ، متغیرD1LRPOPC2 پایا است . تفاضل مرتبه اول متغیر لگاریتم قیمت واقعی گاز طبیعی نیز در حالت مقدار ثابت پایا است . متغیرD1LRPNGC2 در حالت وجود روند و مقدار ثابت در معادله آزمون دیکی- فولر ، در سطح اطمینان 95% پایا نیست . این متغیر در سطح اطمینان 90% پایاست و مقدار آماره آزمون دیکی- فولر برای آن 2696/3- و مقدار بحرانی آماره دیکی- فولر ارائه شده توسط مکینون برای آن 1988/3- است . مشاهده نمودار لگاریتم طبیعی قیمت واقعی فرآورده های نفتی و گازطبیعی حاکی از آن است که فرآیند ایجاد داده ها در این دو سری زمانی فقط شامل عرض از مبدأ است . در نتیجه تفاضل مرتبه اول آنها در سطح اطمینان 95% نیز پایاست. بنابراین ، متغیرهایLRPOPC2 ، LRPNGC2 وLRPEC2 نیز همگی جمعی از مرتبه یکI(1) هستند .

مباحث طرح شده در این قسمت ، آشکار می سازد که تمامی هفت متغیر موجود در مدل طراحی شده تصحیح خطای برداری ، جمعی مرتبه یک I(1) هستند, لذا در صورت وجود رابطه همجمعی بین آنها , جمله تصحیح خطا نیز پایا خواهد بود . در نتیجه می توان جهت تعیین تعداد بردارهای همجمعی بین آنها از روش جوهانسن بهره گرفت . یادآوری می نماید که روش جوهانسن فقط برای حالتی طراحی شده است که خود متغیرها یا تفاضل مرتبه آنها, پایا باشند .

6- تعیین طول وقفه بهینه متغیرها در روابط کوتاه مدت مدل های VECN

طول وقفه بهینه متغیرها در مدلVEC با استفاده از آزمونF قابل تعیین است . برای این کار هریک از معادلات مدل های غیر مقید و مقید به روشOLS برآورد می شود . اگر آمارهF محاسبه شده در نتیجه تخمین معادله های مقید و غیرمقید ازF جدول بیشتر باشد , فرضیه عدم دال بر صفر بودن ضرائب وقفه آخر متغیرها رد می شود . در صورتی کهF محاسبه شده ازF جدول کمتر باشد فرضیه عدم مبنی بر صفر بودن ضرائب وقفه آخر متغیرها پذیرفته می شود و مدل پذیرفته شده مدل مقید است .

در صورتی که بعضی از متغیرهای مستقل موثر بر متغیر وابسته در روابط کوتاه مدت مدل وارد نشده باشند , افزایش طول وقفه متغیرهای موجود تأثیر چندانی در خوش رفتار نمودن اجزاء اخلال مدل نخواهد داشت . در عین حال , افزایش طول وقفه متغیرها در روابط کوتاه مدت , تعداد پارامترهایی که برآورد خواهند شد را بالا می برد و درجة آزادی مدل را کاهش می دهد . تعداد محدود مشاهدات در این تحقیق, حاکی از آن است که طول وقفه بهینه زیاد نخواهد بود . فرض می شود طول وقفه متغیرها در روابط کوتاه مدت مدل های تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی , برق و گازطبیعی دو و در مدل های خود توضیح برداری مربوطه سه می باشد. با این شرایط , مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی , برق و گازطبیعی به شکل زیر خواهد بود .

تعیین وقفة بهینه در این جا مترادف آزمون معنادار بودن ضرائب وقفه دوم تفاضل مرتبه اول متغیرها است . جهت آزمون معنادار بودن این ضرائب هر یک از معادلات مدل های غیر مقید و مقید به روش OLS برآورد و با استفاده ازآنها , آمارةF محاسبه می گردد . نتایج آزمون در جداول زیر منعکس شده است .

در جداول فوق است و اجزاء اندیسبه ترتیب نشان دهنده شماره معادله ، شماره متغیر و تعداد وقفه متغیرها می باشند .

دقت در ارقام مندرج در جدول (2) نشان می دهد که در هیچ یک از معادلات مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی , وقفه دوم تفاضل مرتبه اول متغیرها معنادار نیست , پس طول وقفه بهینه آنها یک و طول وقفه بهینه مدل دو می باشد .

نتایج آزمون مندرج در جدول (3) نیزحاکی از آن است که در معادلات اول و سوم مدل تصحیح خطای برداری تقاضای برق ، طول بهینه روابط کوتاه مدت مدل یک و طول روابط بلند مدت تعادلی نیز دو می باشد . در معادله دوم و در سطح اطمینان 95% , طول وقفه بهینه تفاضل مرتبه اول متغیرها در حالت وجود عرض از مبدأ یک و در حالت وجود عرض از مبدأ و روند دو تعیین شده است . نمودار D1LRPEC2 حاکی از آن است که این متغیر فاقد روند زمانی است . نتیجه گرفته می شود که در سطح اطمینان 95% , طول وقفه بهینه روابط کوتاه مدت در معادله دوم ، یک می باشد .

در مدل تصحیح خطای برداری تقاضای گازطبیعی و در سطح اطمینان 95% , در معادلات دوم و سوم مدل که در آنها متغیر سمت چپD1LRPNGC2 وD1LRGDP می باشد, در دو حالت وجود عرض از مبدأ و وجود عرض از مبدأ و روند , فرضیه عدم را نمی توان رد کرد. بنابراین در این معادلات وقفه دوم تفاضل مرتبه اول متغیرها در سطح 95% معنادار نیست وطول وقفه بهینه آنها یک است . در معادلة اول که متغیر سمت چپ آن LNGD2 می باشد , کمیتF محاسبه شده از مقدار بحرانی آن در سطح 95% بیشتر ولی از مقدار بحرانیF در سطح 99% کمتر است . بنابر این در این معادله نیز , در سطح اطمینان 99% معنادار بودن وقفه دوم تفاضل مرتبه اول متغیرها رد می شود .

7- بررسی وجود و چگونگی لحاظ متغیرهای قطعی درمدل هایVEC

لحاظ یا عدم لحاظ متغیرهای عرض از مبدا و روند و جگونگی وارد ساختن آنها درمدل تصحیح خطای برداری , پنج حالت مختلف را برای آن متصور می سازد . در حالت اول مدل فاقد عرض از مبدأ و روند‹‹ No intercepts or trend ›› است . در این حالت که مقیدترین مدل تصحیح خطای برداری است بردارهای عرض از مبدأ و روند هم در روابط کوتاه مدت و هم در

با این تفاسیرجهت تعیین رتبه ماتریس که در واقع نشان دهنده تعداد بردارهای همجمعی است , مدل تصحیح خطای برداری (3) برای تقاضای فرآورده های نفتی , برق و گازطبیعی , به کمک روش جوهانسن برآورد و مقادیر ویژه , کمیت های آماره آزمون اثر و حداکثر مقدار ویژه به همراه مقادیر بحرانی ارائه شده توسط جوسیلیوس و جوهانسن در سطح اطمینان 95% , در جداول (5) تا (7) منعکس شده است .

جدول(5):تعیین تعداد بردارهای همجمعی در مدل تصحیح خطای برداری فرآورده های نفتی

جدول(6):تعیین تعداد بردارهای همجمعی در مدل تصحیح خطای برداری برق

جدول(7):تعیین تعداد بردارهای همجمعی در مدل تصحیح خطای برداری گازطبیعی

طبق آزمون حداکثر مقدار ویژه , در مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی و در حالت دوم ، موقعی که فرضیه عدم وجود یک بردار همجمعی و فرضیه مقابل وجود دو بردار بلند مدت تعادلی پایا است , مقدار آماره آزمون 7896/7 است که از مقدار بحرانی آن در سطح 95% که معادل 87/15 می باشد , کمتر است . پس نمی توان فرضیه عدم را رد نمود و تعداد بردارهای همجمعی برابر یک است . طبق آماره آزمون اثر نیز در این حالت تعداد بردارهای همجمعی یک می باشد . در این حالت , مقدار آماره آزمون اثر هنگامی که فرضیه عدم و فرضیه مقابل است, 2994/11 و مقدار بحرانی در سطح 95% اطمینان 18/20 است . در این مدل در حالت چهارم , تعداد بردارهای همجمعی بر اساس آزمون اثر یک ولی بر اساس آزمون حداکثر مقدار ویژه صفر است . بر اساس مطالعات مونت کارلو آزمون اثر بعضاً قوی تر از آزمون حداکثر مقدار ویژه است . لذا بین متغیرهای درونزای مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی در هر دو حالت , یک بردار همجمعی وجود دارد که تخمین ضرائب آن در جدول زیر منعکس شده است .

جدول(8) :تخمین بردارهای همجمعی مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی

جدول(9):تخمین بردارهای همجمعی مدل تصحیح خطای برداری تقاضای برق

دقت در نمودار تقاضای برق , نشان دهنده وجود روند در این سری زمانی است . بنابراین مدل تصحیح خطای برداری این حامل انرژی از لحاظ متغیرهای قطعی شبیه حالت چهارم است .در این حالت ضرائب مربوط به رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای مدل همگی از علامت صحیح برخوردار هستند . ضرائب بردار همجمعی در مدل تقاضای برق نشان دهنده کشش درآمدی و کشش قیمتی بلند مدت می باشند . کشش قیمتی بلندمدت تقاضای برق 86/0- وکشش درآمدی بلندمدت آن 84/1 است .

اگر در مدل تقاضای گاز طبیعی , فرضیه صفر , عدم وجود رابطة همجمعی بین متغیرهای درونزا و فرضیه مقابل وجود یک بردار همجمعی باشد , مقادیر آماره آزمون حداکثر مقدار ویژه در حالت های دوم وچهارم , به ترتیب 1957/9 و9918/13 , و مقادیر بحرانی آنها به ترتیب04/22 و42/25 می باشند . بنابراین فرضیه عدم را نمی توان رد نمود . آماره آزمون نیز برای فرضیه عدم0= r در حالت های دوم وچهارم به ترتیب 6717/20 و4467/23 است که از مقادیر بحرانی آن یعنی 87/34 و 34/42 کمتر می باشد و فرضیه عدم پذیرفته می شود . بنابراین بین متغیرهای LNGD2 , LRPNGC2 وLRGDP در هیچ یک از حالت ها , رابطه تعادلی بلند مدت پایا وجود ندارد . پس جهت شبیه سازی تقاضای گاز طبیعی بجای مدل VEC از مدل VAR بهره گرفته می شود .

9- برآورد مدل های تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی و برق

نتایج حاصل از برآورد مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی شامل ضرائب مربوط به عبارت تصحیح خطا و ضرائب روابط کوتاه مدت در تمامی معادلات مدل , در جداول ذیل منعکس شده است .

جدول(10):نتایج برآورد مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآوده های نفتی در حالت دوم

جدول(11):نتایج برآوردمدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآوده های نفتی درحالت چهارم

جدول(12):نتایج برآوردمدل تصحیح خطای برداری تقاضای برق درحالت دوم

جدول(13):نتایج برآوردمدل تصحیح خطای برداری تقاضای برق درحالت چهارم

وجود روند در سری زمانی لگاریتم تقاضای برق , مشخص می کند که مدل تصحیح خطای برداری تقاضای برق از نظر متغیرهای قطعی شبیه حالت چهارم است . در این حالت تمامی متغیرهای مدل بجز dLRPEC21از نظر آماری در سطح اطمینان 95% معنادار هستند . شاید معنادار نبودن این متغیر به دلیل آن است که بعضی از مشاهدات مربوط به این متغیر در سال های ابتدایی دوره مبتنی بر نظر کارشناسی هستند . تمامی متغیرهای رابطه کوتاه مدت از علامت صحیح برخوردارند . در کوتاه مدت, کشش قیمتی و درآمدی تقاضای برق به ترتیب 06/0- و24/0 است .

10- نتیجه گیری

نتایج آزمون دیکی فولر تعمیم یافته نشان می دهد که براساس معیارهای شوارز بیزین، حنان کوئین و آکائیک، تمام متغیرهای مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی، برق و گازطبیعی، جمعی از مرتبه یک(1)I می باشند. تفاضل مرتبه اول اغلب این متغیرها در سطح اطمینان 95% پایا است و تعداد اندکی از آنها نیز در سطح اطمینان 90% پایا می باشند. طول بهینه وقفه متغیرها در هر سه مدل تصحیح خطای برداری، دو می باشد.

در مدل های تصحیح خطای برداری فرآورده های نفتی و برق، یک رابطه تعادلی بلندمدت پایا بین متغیرهای مدل وجود دارد. در مدل تصحیح خطای برداری طراحی شده برای گازطبیعی، هیچ رابطه تعادلی بلندمدت پایائی بین تقاضای گازطبیعی با متغیرهای کلان مؤثر بر آن، وجود ندارد. رابطه تعادلی بلندمدت تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی مشخص می سازد که کشش درآمدی تقاضای فرآورده های نفتی بالا و معادل 297/3 است. براساس ضرائب بردار همجمعی بین متغیرهای تصحیح خطای برداری تقاضای برق نیز کشش قیمتی و درآمدی بلندمدت تقاضای برق به ترتیب 857/0- و 841/1 است. قدر مطلق کشش قیمتی بلندمدت تقاضای برق قابل ملاحظه است. این مطلب دلالت بر آن دارد که سیاست قیمتی به طور بالقوه یک ابزار کنترل تقاضای برق و افزایش صرفه جویی محسوب می شود. کشش قیمتی و درآمدی کوتاه مدت تقاضای فرآورده های نفتی به ترتیب12/0- و54/0 است. ضریب تعدیل انحرافات از رابطه تعادلی بلندمدت در مدل تصحیح خطای برداری تقاضای فرآورده های نفتی نیز 19/0- می باشد. پایین بودن قدرمطلق ضریب تعدیل نشان می دهد که سرعت همگرایی به سمت رابطه تعادلی بلندمدت کند است.

11- منابع و مآخذ

1-11 کتب :

1-1-11- فارسی :

- اداره بررسیهای اقتصادی طرحها و برنامه ها ، مدیریت تامین و توزیع، شرکت ملی پخش فرآورده های نفتی ایران , ” خبرنامه انرژی “ ، شماره 2، آبان 1376.

- اداره حسابهای اقتصادی ، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران ، “حساب های ملی ایران سال های مختلف” .

- دفتر برنامه ریزی انرژی, معاونت امورانرژی , وزارت نیرو؛” ترازنامه انرژی سال های مختلف “ .

- گروه تحلیل و انتشار آمار، مرکز اطلاع رسانی، معاونت برتامه ریزی ، سازمان مدیریت توانیر، وزارت نیرو; ”آمار تفصیلی صنعت برق ایران سال های مختلف“، تهران .

- گروه تحلیل و انتشار آمار، مرکز اطلاع رسانی، معاونت برتامه ریزی، سازمان مدیریت توانیر، معاونت امور برق ، وزارت نیرو,”سی و جهارسال صنعت برق ایران در آیینة آمار(1379-1346)“ .

گروه تحلیل و انتشار آمار، مرکز اطلاع رسانی، معاونت برتامه ریزی ، سازمان مدیریت توانیر، وزارت نیرو; ” صنعت برق ایران سال های مختلف “، تهران .

- مدیریت اجرایی گاز ، شرکت ملی پخش فرآورده های نفتی ایران .

مدیریت تأمین و توزیع، شرکت ملی پالایش و پخش فرآورده های نفتی ایران؛ ”وضعیت تأمین و مصرف فرآورده های نفتی ماههای مختلف 1377“، تهران، 1378.

- مدیریت تامین و توزیع، شرکت ملی پخش فرآورده های نفتی ایران .

- نوفرستی ، محمد ؛ ” ریشه واحد و همجمعی در اقتصادسنجی “ ، مؤسسه خدمات فرهنگی رسا ، چاپ اول ، تهران ، 1378 .

2-1-11- انگلیسی:

- Enders , Walter ; 1995 , “Applied Econometric Time Series” John Wiley & Sons, Inc ; USA .

- Kerry , Patterson ; 2000 , “ An Introduction to Applied Econometrics : A Time Series Approach ” , Macmillan Press , London .

2 -11- مقالات :

1-2-11- فارسی :

2-2-11- انگلیسی :

- Engle. R.F, Granger. C.W.J, 1987;“Co–Integration and error correction: representation, estimation, and testing”, Econometrica, Vol. 55, No.2, PP: 251-276.

- Johansen. Sфren , 2000 , “ Modelling of cointegration in the vector autoregressive model ”, Economic Modelling , Vol . 17 , pp:359-373 .

- Pesaran , M.Hashem , 1997 , “An Introduction to Dynamic Models ” , Lecture Notes, Chapter 8 .

- Pesaran , M.Hashem , Ron P . Smith , Takamasa Akiyama , 1998 ,“ Energy Demand in Asian Developing Economies ” , Oxford University Press .

- Pesaran , M.Hashem & Pesaran Bahram ; 1997 , “ Working With Microfit 4 Interactive Econometric Analyysis ” , Camfit Data Limited .

* دانش آموختة دوره دکتری رشته علوم اقتصادی دانشگاه امام صادق u