خرید و دانلود فایل پاورپوینت کامل روابط پویای بین متغیرهای کلان مؤثر بر تقاضای انرژی در ایران

بخشی از متن فایل پاورپوینت کامل 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 جمله تصحیح خطا نیزصحیح است. در این مدل سرعت تعدیل انحرافات از رابطه 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 ۸۶/۰- و ۸۴/۱ است.

۱- 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 عده 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 .

۲- سابقه تحقیق

راماناتان‹‹Ramanathan›› (۱۹۹۹)، کریستودولاکیس‹‹Christodoulakis›› (۱۹۹۷)، سیلک و جوتز‹‹Silk and Joutz››(۱۹۹۷)، چنگ و لای‹‹Cheng and Lai›› (۱۹۹۷)، مسیح و مسیح‹‹Masih and Masih››(۱۹۹۷) و چان و لی‹‹Chan and Lee›› (۱۹۹۷)؛ 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.

۳- 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

(۱)

در رابطه (۱)، B1 ، B2 ، …. و Bp-1 ماتریس های n × n ضرایب DY می باشند .

DY نیز بردارهای ۱ × n تفاضل مرتبه اول متغیرهاست . در این رابطه p بیانگر تعداد وقفه ها و Vt بردار ۱×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 جمله 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 bاست , 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 جمله 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.

۴- 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 بردارهای۱×۳ 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 های۳×۳ضرائب متغیرها در روابط کوتاه مدت هستند.ها نیز بردارهای۱×۳ 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 مرحله دوم طول بهینه وقفه جهت تضمین پایائی جملات خطای مدل تصحیح خطای برداری , تعیین می شود . در تحلیل همجمعی ، کلیه معادلات الگوی تصحیح خطای برداری دارای طول وقفه یکسان هستند . در قدم سوم نیز تعداد بردارهای همجمعی مدل تعیین می شوند . در مرحله 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.

۵- بررسی پایائی متغیرهای الگویVEC

مشاهده نمودار لگاریتم تولید ناخالص داخلی واقعی و لگاریتم تقاضای سه گروه عمده حامل های انرژی در فاصله بین سال های ۱۳۳۸ تا ۱۳۷۹ به قیمت های ثابت سال ۱۳۶۹ , نشان می دهد که این متغیرها در طول دوره 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 اطمینان۹۰% متغیرD1LRGDP پایاست. در سطح اطمینان ۹۰% ، آماره آزمون دیکی- فولر برای این متغیر۸۵۰۳/۲- و مقدار بحرانی آن ۶۰۶۹/۲- 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 ۹۵% 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 .

مشاهده نمودار سری زمانی لگاریتم طبیعی قیمت واقعی برق , فرآورده های نفتی و گاز طبیعی حاکی از آن است که این متغیرها فاقد روند هستند. مقایسه 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 ۹۵% نمی توان فرضیه عدم را رد کرد. پس در این حالت و سطح اطمینان , تفاضل مرتبه اول لگاریتم طبیعی قیمت واقعی فرآورده های نفتی