تحلیل تقاضای انرژی در بخش کشاورزی ایران

نویسنده

استادیار دانشکده اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی

چکیده

با توجه به اهمیت انرژی در بخش کشاورزی و نیز افزایش قیمت حامل‌های انرژی در سال‌های اخیر، شناخت و تحلیل ساختار تقاضای انرژی از اهمیت بسیاری برخوردار است. در این مقاله برای تحلیل و الگوسازی تقاضای انرژی در بخش کشاورزی از روش‌های هم‌انباشتگی یوهانسن، روش FMOLS و رهیافت ARDL استفاده شد. برای برآورد الگوها، داده‌های مصرف انرژی بخش کشاورزی، ارزش افزوده بخش کشاورزی و شاخص قیمت انرژی برای دوره  1355 تا 1388 مورد استفاده قرار گرفت. برآوردهای حاصل از روش‌های تحلیل هم‌انباشتگی با برآوردهای روش حداقل مربعات معمولی مقایسه شدند. نتایج نشان داد کشش قیمتی مصرف انرژی در روش‌های مختلف، در بلندمدت بین 3/0-  تا 327/0- و در کوتاه‌مدت بین 09/0- تا 102/0- متغیر است. همچنین کشش درآمدی مصرف انرژی نیز حدود 7/0 برآورد شد. مقایسه برآوردهای حاصل از روش‌های مختلف نشان داد برآوردهای روش حداقل مربعات معمولی با برآوردهای حاصل از تحلیل هم‌انباشتگی یوهانسن و رهیافت ARDL بسیار به هم نزدیک هستند. با توجه به بی‌کشش بودن تقاضای انرژی نسبت به قیمت، در بخش کشاورزی بخصوص در کوتاه‌مدت، از سیاست‌های قیمتی نبایستی انتظار زیادی برای کاهش مصرف حامل‌های انرژی داشت. تأثیرگذاری سیاست‌های قیمتی در کاهش مصرف انرژی در بلندمدت بیشتر است بنابراین اثرگذاری سیاست قیمتی منوط به امکان تغییر در نهاده‌های سرمایه‌ای دربردارنده فناوری مصرف حامل‌های انرژی است.
 

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Analysis of Energy Demand in Agricultural Sector

نویسنده [English]

  • Hamid Amadeh
چکیده [English]

Due to importance of energy factor in agricultural sector and considering the increasing energy price in recent years, analysis of energy demand is very important.  In this paper in order to analyse agricultural energy demand, OLS, FMOLS and  Johansen cointegration method and ARDL approach has been used and results of  these methods have been compared. Data on energy price index, energy consumption and agricultural value added for priod 1355-1388 were used. Results showed that long run and short run price elasticity of energy consumtion are between -0.3 to -0.327 and  -0.09 to -0.102 respectively. Also income elasticity of energy consumption estimated egual to 0.7. Results of  OLS estimation of Log-Log model, Johansen cointegration method and ARDL approach are very similar. Because of price inelasticity of energy consumption especially in the shortrun, price policies are not likely to reduce energy consumtion considerably. Price policies can be more effective in the longrun, but this is subject to improvemeats in the energy consumption technology. 

کلیدواژه‌ها [English]

  • Agricultural Sector
  • Energy Demand
  • Cointegration
  • ARDL approach
  • FMOLS Method

تحلیل تقاضای انرژی در بخش کشاورزی ایران

حمید آماده*

 

تاریخ دریافت: 12 تیر 1391                      تاریخ پذیرش: 21 اسفند 1392

 

چکیده

با توجه به اهمیت انرژی در بخش کشاورزی و نیز افزایش قیمت حامل‌های انرژی در سال‌های اخیر، شناخت و تحلیل ساختار تقاضای انرژی از اهمیت بسیاری برخوردار است. در این مقاله برای تحلیل و الگوسازی تقاضای انرژی در بخش کشاورزی از روش‌های هم‌انباشتگی یوهانسن، روش FMOLS و رهیافت ARDL استفاده شد. برای برآورد الگوها، داده‌های مصرف انرژی بخش کشاورزی، ارزش افزوده بخش کشاورزی و شاخص قیمت انرژی برای دوره  1355 تا 1388 مورد استفاده قرار گرفت. برآوردهای حاصل از روش‌های تحلیل هم‌انباشتگی با برآوردهای روش حداقل مربعات معمولی مقایسه شدند. نتایج نشان داد کشش قیمتی مصرف انرژی در روش‌های مختلف، در بلندمدت بین 3/0-  تا 327/0- و در کوتاه‌مدت بین 09/0- تا 102/0- متغیر است. همچنین کشش درآمدی مصرف انرژی نیز حدود 7/0 برآورد شد. مقایسه برآوردهای حاصل از روش‌های مختلف نشان داد برآوردهای روش حداقل مربعات معمولی با برآوردهای حاصل از تحلیل هم‌انباشتگی یوهانسن و رهیافت ARDL بسیار به هم نزدیک هستند. با توجه به بی‌کشش بودن تقاضای انرژی نسبت به قیمت، در بخش کشاورزی بخصوص در کوتاه‌مدت، از سیاست‌های قیمتی نبایستی انتظار زیادی برای کاهش مصرف حامل‌های انرژی داشت. تأثیرگذاری سیاست‌های قیمتی در کاهش مصرف انرژی در بلندمدت بیشتر است بنابراین اثرگذاری سیاست قیمتی منوط به امکان تغییر در نهاده‌های سرمایه‌ای دربردارنده فناوری مصرف حامل‌های انرژی است.

 

واژه‌های کلیدی: بخش کشاورزی، تقاضای انرژی، هم‌انباشتگی، رهیافت، ARDL، روش FMOLS.

طبقه‌بندی JEL: Q43، C22.

1. مقدمه

انرژی به عنوان یکی از عوامل مهم تولید در سال‌های اخیر اهمیت قابل ملاحظه‏ای یافته است. رشد اقتصادی همراه با کندشدن کشف ذخایر جدید انرژی فسیلی منجر به افزایش قیمت حامل­های انرژی در بازارهای جهانی شده است. در سال‌های گذشته با هدف حمایت از بخش تولید، حامل‌های انرژی با قیمت یارانه‌ای در اختیار بخش‌های تولیدی از جمله بخش کشاورزی قرار می‌گرفت، بطوری که در سال‌های گذشته اندکی بیش از 10 درصد قیمت حامل‌های انرژی از مصرف‌کننده دریافت می‌گردید. هر چند توزیع یارانه‌ای انرژی با هدف افزایش تولید صورت می‌گرفت، اما یافته‌های برخی مطالعات حاکی است که یارانه انرژی باعث افزایش رشد اقتصادی نشده است (باستانزاد و نیلی، 1384). در بخش کشاورزی انرژی یک نهاده­ تولیدی مهم است و به همین دلیل تأمین به موقع، مطمئن و ارزان انرژی مورد نیاز این بخش اهمیت ویژه­ای در افزایش تولیدات این بخش و افزایش صادرات غیرنفتی کشور دارد (سهیلی، 1386). ارزان بودن حامل‌های انرژی اما همراه با پایین بودن فناوری مصرف انرژی، باعث مصرف بیش از حد حامل‌های انرژی و کاهش بهره­وری انرژی در بخش‌های مختلف اقتصادی از جمله بخش کشاورزی کشور شده است.

در سال‌های 1388-1355 ارزش افزوده بخش کشاورزی کشور سالانه به طور میانگین 12/4 درصد رشد کرده است. این در حالی است که طی همین دوره مصرف انرژی در این بخش به طور میانگین 77/4 درصد رشد کرده است. به عبارت دیگر رشد مصرف انرژی از رشد ارزش افزوده بخش کشاورزی بیشتر بوده است. این وضعیت منجر به کاهش بهره‌وری انرژی شده است. نرخ رشد بهره‌وری انرژی بخش کشاورزی که از تقسیم ارزش افزوده به مصرف انرژی به دست می‌آید، در این دوره به طور میانگین 16/0- درصد بوده است. به عبارت دیگر در دوره 1388-1355 نه تنها بهره‌وری انرژی در بخش کشاورزی افزایش نیافته است، بلکه کاهش نیز یافته است. علاوه بر این مصرف روزافزون انرژی با انتشار بیشتر آلاینده‌های زیست­محیطی همراه است. در نتیجه ادامه مصرف بیش از حد حامل‌های انرژی، ضمن وارد کردن آسیب به منابع انرژی باعث آسیب به محیط زیست نیز خواهد شد.

با توجه به افزایش قیمت حامل‌های انرژی که در سال‌های اخیر مد نظر سیاست‌گذاران اقتصادی قرار گرفته است، این سؤال مطرح است که تأثیر قیمت حامل‌های انرژی بر میزان مصرف آنها چگونه است. علاوه بر این رشد تولید بخش کشاورزی نیز جزء اولویت‌های اقتصادی کشور است که خود می‌تواند مصرف انرژی در این بخش را تخت تأثیر قرار دهد. بنابراین الگوسازی تقاضای انرژی در بخش کشاورزی و تحلیل میزان واکنش مصرف حامل‌های انرژی به تغییر قیمت، از اهمیت ویژه‏ای برخوردار است. در این مقاله با استفاده از  تکنیک‌های اقتصادسنجی سری‌های زمانی تقاضای انرژی در بخش کشاورزی الگوسازی شده و تأثیرگذاری قیمت و تولید بخش کشاورزی بر مقدار انرژی مصرفی در بخش کشاورزی تحلیل می­شود.

 

2. چارچوب نظری

تقاضای حامل‌های انرژی در بخش‌های مختلف اقتصادی براساس نظریه اقتصاد خرد از تابع تولید مشتق می­شود. برای آشنایی با ساختار نظری تقاضای حامل‌‌های انرژی، تابع تولید عمومی به صورت زیر را در نظر بگیرید.

 

که در آن L و K به ترتیب نهاده‌های سرمایه و نیروی کار و E بیانگر حامل‌های انرژی است. ­T­­ نیز متغیر روند است که بیانگر مجموعه‌ای از عوامل دیگر مثل تغییرات تکنولوژی است­. مطابق اصول اقتصادی، ترکیب نهاده‌ها باید به گونه‌ای انتخاب شوند که حداقل هزینه ممکن برای تولید مشخص به دست آید. با حداقل کردن تابع هزینه، تابع تقاضا برای عوامل تولید به دست می­آید. تابع تقاضا برای حامل‌های انرژی به عنوان یک عامل تولید به صورت به دست می‌آید.

 

تقاضای حامل‌های انرژی تابعی از قیمت حامل‌های انرژی، قیمت نهاده­های غیرانرژی PK و PL و تولید یا ارزش افزوده بخش مورد نظر یاQ  است. در این تابع تقاضا می‌توان از عوامل دیگر مثل روند (T) که نمایانگر تغییرات تکنولوژی هست نیز استفاده کرد­. براساس مطالعه باندارانایکه و موناسیگ[1] (1983)، اگر نهاده‌های تولید به دو گروه حامل‌های انرژی و سایر عوامل تولید تقسیم شوند­، تابع تولید به صورت زیر تعریف می­شود:

 

در رابطه بالاJ  معرف سایر عوامل تولید و E بیانگر حامل‌های انرژی مصرفی است که می‌تواند شامل انواع سوخت‌های فسیلی باشد. بر این اساس تابع هزینه به صورت زیر در خواهد آمد.

 

که در آن PJ بیانگر قیمت سایر عوامل تولید است. مسئله بهینه­سازی تولید مستلزم حداقل کردن تابع هزینه در سطح معینی از تولید است که به صورت زیر بیان می‌شود.

 

با استفاده از تابع لاگرانژ خواهیم داشت:

 

با مشتق‌گیری از تابع لاگرانژ نسبت به متغیرهای  J، E و  خواهیم داشت:

 

 

اگر شکل تابعی تابع تولید به صورت کاب- داگلاس در نظر گرفته شود، داریم:

 

حال می‌توان تابع لاگرانژ را به صورت زیر بازنویسی کرد:

 

با مشتق‌گیری از تابع لاگرانژ نسبت به متغیرهای  J، E و  خواهیم داشت:

 

 

 

در نهایت با استخراج مقدار E از روابط بالا، تابع تقاضا برای حامل‌های انرژی به صورت زیر به دست  می‌آید:

 

از آنجا که عبارت  معادل ارزش تولید یا ارزش افزوده است، تابع تقاضا برای حامل‌های انرژی به صورت زیر قابل بیان است.

 

برای رابطه بالا می‌توان یک شکل تابعی به صورت زیر در نظر گرفت.

 

با گرفتن لگاریتم طبیعی از طرفین رابطه بالا، می‌توان آن را به شکل زیر نوشت:

 

که در آن:

: مقدار تقاضای حامل‌های انرژی در بخش کشاورزی

: قیمت واقعی حامل‌های انرژی 

: ارزش افزوده بخش کشاورزی

براساس الگوی ارائه شده، انتظار می‌رود قیمت، اثری منفی بر تقاضای حامل‌های انرژی داشته باشد. از طرف دیگر افزایش تولید، استفاده بیشتر از عوامل تولید و حامل‌های انرژی را می‌طلبد، بنابراین افزایش در تولید و در نتیجه ارزش افزوده بیشتر، افزایش در تقاضای نهاده‌های تولید از جمله انرژی‌های فسیلی را در پی دارد.

براساس مطالب بالا، افزایش قیمت حامل‌های انرژی باعث کاهش مصرف حامل‌های انرژی می‌شود. عامل دیگری که مصرف انرژی در بخش کشاورزی را تحت تأثیر قرار می‌دهد، میزان تولید یا ارزش افزوده بخش کشاورزی است. اثرگذاری تولید بر مصرف انرژی در مطالعات متعددی به اثبات رسیده است که برای نمونه می‌توان به مطالعه مسیح و مسیح[2] (1997)، گلاشر[3] (2002) و هژبرکیانی و همکاران (1379) اشاره نمود. بنابراین لازم است در مصرف انرژی بخش کشاورزی، تولید بخش کشاورزی نیز به عنوان متغیر مقیاس مد نظر قرار گیرد.

برای برآورد الگوهای مصرف انرژی از روش‌های متعددی استفاده شده است. مسیح (1996) با استفاده از تحلیل هم‌انباشتگی، رابطه بین انرژی مصرفی و تولید ناخالص داخلی را در شش کشور آسیایی بررسی کرد و به یک رابطه هم‌انباشتگی بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در هند، پاکستان و اندونزی دست یافت. مسیح و مسیح (1997) به بررسی علیت گرنجری بین مصرف انرژی، قیمت‌ و درآمد واقعی با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان داد تغییر قیمت‌ها سبب تغییر در مصرف انرژی می‌شود که خود منجر به تغییر در رشد اقتصادی می‌شود. عقیل و بوت[4] (2001) علیت گرنجری بین مصرف اجزای انرژی و رشد اقتصادی را در پاکستان طی سال‌های 1996-1955، با استفاده از آزمون هسیائو آزمون کردند. نتایج آزمون حاکی از آن بود که رشد اقتصادی، علت مصرف انرژی است. گلاشر (2002) در مطالعه‌ای به بررسی رابطه بین مصرف انرژی و درآمد واقعی در اقتصاد کشور کره جنوبی در دوره‌ 1990-1961 پرداخت. نتایج حاصل یک ارتباط دوطرفه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی را برای کشور کره نشان داد. اردال و همکاران[5] (2008) رابطه علیت بین مصرف انرژی اولیه و تولید ناخالص داخلی کشور ترکیه طی سال‌های 2006-1970 را با استفاده هم­انباشتگی یوهانسن و علیت گرنجر بررسی کردند. نتایج مطالعه آنها نشان داد که مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی هم‌انباشته هستند و یک رابطه علیت دوطرفه بین مصرف انرژی اولیه و تولید ناخالص داخلی در کشور ترکیه وجود دارد. والد- رافائل[6] (2005) با استفاده از علیت تودا- یاماموتو به بررسی رابطه علیت بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در برخی کشورهای آفریقا پرداخت. وی برای برآورد مدل‌ها جهت تعیین علیت نیز از رهیافت ارایه شده توسط پسران و همکاران (2001) استفاده کرد و نتیجه گرفت در کشورهای الجزایر، کنگو، مصر و غنا جهت رابطه علیت بلندمدت، از رشد اقتصادی به مصرف انرژی است.

در ایران ملکی (1378) نشان ‌داد که در کوتاه­مدت و بلندمدت، یک رابطه علیت یک طرفه از مصرف انرژی به تولید داخلی وجود دارد. علاوه بر این یک ارتباط ضعیف نیز از رشد اقتصادی (تولید داخلی) به انرژی تنها در بلندمدت وجود دارد. هژبر کیانی و همکاران (1379) ضمن بیان اهمیت استفاده از انرژی در تولید بخش کشاورزی، اثر نهاده­های انرژی، موجودی سرمایه و نیروی کار را بر میزان تولید در بخش کشاورزی مورد بررسی قرار دادند. زیبایی و طرازکار (1383) در مطالعه‌ای به بررسی روابط کوتاه‌مدت و بلند‌مدت ارزش افزوده و مصرف انواع حامل‌های انرژی در بخش کشاورزی با استفاده از آزمون هم‌انباشتگی یوهانسن- یوسیلیوس در چارچوب مدل خودتوضیح برداری برای دوره 79-1346 پرداختند. نتایج مطالعه آنها نشان داد یک رابطه علی بلندمدت از ارزش افزوده به مصرف برق و فرآورده‌های نفتی وجود دارد. نجارزاده و عباس محسن (1383) در مطالعه‌ای به بررسی رابطه علیت بین مصرف حامل‌های انرژی و رشد بخش‌های اقتصادی در ایران با استفاده از روش علیت هسیائو طی دوره زمانی 1381-1350 پرداختند. نتایج حاصل یک رابطه علیت دوطرفه بین مصرف حامل‌های انرژی و رشد بخش‌های اقتصادی در ایران را بیان می‌کند. آرمن و زارع (1384) به تحلیل علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران پرداختند. یافته‌های آنها نشان داد بین مصرف کل انرژی و رشد اقتصادی یک رابطه علی یک طرفه از مصرف انرژی به سوی رشد اقتصادی وجود دارد. سهیلی (1386) تقاضای انواع حامل‌های انرژی شامل فرآورده­های‌نفتی، برق و گاز طبیعی را در اقتصاد ایران برآورد نمود. در این بررسی که از الگوی خود توضیح برداری استفاده گردید تقاضای هر فرآورده تابعی از قیمت آن و همچنین تولید ناخالص داخلی در نظر گرفته شد. سهیلی (1386) در مطالعه دیگری با تبیین ساختار مصرف انرژی و شبیه­سازی تقاضای بلندمدت انرژی در بخش کشاورزی به این نتیجه رسید که تأثیر عامل پیشرفت فناوری در تقاضای بلندمدت انرژی در بخش کشاورزی از تأثیر عوامل اقتصادی قیمت و رشد ارزش افزوده­ واقعی بخش کشاورزی واقعی کمتر نیست. آماده و همکاران (1388) رابطه بین مصرف انرژی و تولید را در بخش­های مختلف اقتصاد ایران بررسی کردند. نتایج حاصل از رهیافت ARDL وجود رابطه بلندمدت بین تولید بخش‌های مختلف و مصرف حامل‌های انرژی را تأیید نمود. موسوی و همکاران (1389) به پیش­بینی مصرف حامل­های انرژی در بخش کشاورزی ایران پرداختند. آنها برای برآورد تقاضای انرژی از روش ارائه شده به وسیله پسران و همکاران (2001) استفاده کردند. مهرآرا (2006) به بررسی رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی و درآمد در ایران پرداخت. وی از آزمون یوهانسن برای وجود رابطه هم‌انباشتگی و مدل تصحیح خطا استفاده کرده است. نتایج نشان داد که در بلندمدت یک رابطه علیت گرنجری یک طرفه از درآمد به مصرف انرژی وجود دارد. زمانی (2006) به بررسی رابطه بین مصرف انرژی و فعالیت‌های اقتصادی در ایران با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری پرداخت. مطالعه وی نشان داد که در بلندمدت رابطه یک طرفه از GDP به مصرف انرژی کل برای کل اقتصاد وجود دارد. مهرآرا (2007) در مطالعه‌ای به بررسی رابطه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در یازده کشور صادرکننده نفت با استفاده از آزمون ریشه‌ واحد و تحلیل هم­انباشتگی با داده­های ترکیبی پرداخت. نتایج وی بیانگر یک رابطه‌ علیت یک طرفه‌ قوی از تولید ناخالص داخلی سرانه به مصرف انرژی سرانه در کشورهای صادرکننده نفت بود.

در الگوسازی تقاضای انرژی در بخش کشاورزی، ارزش افزوده بخش کشاورزی کشور به عنوان تولید بخش کشاورزی، مصرف انرژی کل بخش کشاورزی به عنوان انرژی تقاضا شده و شاخص قیمت حامل انرژی غالب بخش کشاورزی به عنوان قیمت مد نظر قرار گرفت. در قسمت بعدی روش‌‌های مورد استفاده در برآورد معادله تقاضای انرژی ارائه شده‌اند.

 

3. روش تحقیق

در سال های اخیر استفاده از تحلیل هم‌انباشتگی برای برآورد الگوهای تقاضای انرژی گسترش زیادی یافته است. تحلیل هم‌انباشتگی به طور معمول برای آزمون ویژگی‌های بلندمدت و کوتاه‌مدت تقاضای انرژی مورد استفاده قرار می‌گیرد. یکی از روشهای تحلیل هم‌انباشتگی که در سال‌های اخیر کاربرد بسیاری یافته است، رهیافت خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی[7]  است که برآوردهای بدون تورشی از ضرایب بلندمدت را بدست می‌دهد. در این مقاله برای برآورد الگوی تقاضای انرژی بخش کشاورزی کشور از روش‌های حداقل مربعات معمولی، حداقل مربعات کاملاً تعدیل شده[8]، تحلیل هم­انباشتگی و رهیافت ARDL استفاده ‌شد. برای آزمون هم­انباشتگی نیز از دو آزمون انگل- گرنجر[9] (1987) و یوهانسون- یوسلیوس (1994) استفاده شد. روش حداقل مربعات برای برآورد الگوی ساده تقاضای انرژی به وسیله استوک و واتسون (1993) استفاده شده است. هالیسی‌اوغلو[10] (2007) و باکرتاش و همکاران[11] (2000) نیز از روش دو مرحله‌ای انگل-گرنجر برای الگوسازی رابطه بین انرژی، فعالیت اقتصادی و قیمت استفاده کردند. 

پسران و شین[12] (1995) و پسران و پسران[13] (1997) معتقدند برای استفاده کارامد از این رهیافت، سری‌های زمانی بایستی همگی (1)I باشند. یک الگوی  در شکل ساده به صورت زیر نشان داده می‌شود.

 

که در آن  مقدار ثابت،  متغیر وابسته و عملگر وقفه است. همچنین  برداری از متغیرهای قطعی (غیرتصادفی) نظیر عرض از مبدأ، متغیر روند، متغیرهای مجازی و یا متغیرهای برونزا با وقفه های ثابت می‌باشد.  تعداد وقفه‌های بکار رفته برای متغیر وابسته و  تعداد وقفه‌های مورد استفاده برای متغیرهای مستقل  است. تعداد وقفه‌های بهینه برای هریک از متغیرهای توضیحی را می‌توان با کمک یکی از ضوابط آکائیک[14]، شوارتز- بیزین[15] و حنان-کوئین[16] تعیین کرد. بدین ترتیب معادله بلندمدت برای الگوی ARDL به صورت زیر بیان می‌شود.

 

که در آن ، ،  و  است.

در سال‌های اخیر رهیافت ARDL در برآورد تقاضای انرژی کاربرد گسترده‌ای یافته است. در این رهیافت مصرف انرژی به وسیله وقفه خودش و مقادیر جاری و وقفه‌ای متغیرهای مستقلی همچون قیمت و درآمد توضیح داده می‌شود. در رهیافت ARDL سنتی، وقتی متغیرها نامانا هستند ممکن است رگرسیون کاذب حاصل شود، مگر اینکه متغیرها هم‌انباشته باشند. حتی اگر متغیرهای الگو هم‌انباشته باشند این نگرانی وجود دارد که روش‌های استاندارد استنتاج آماری بی­اعتبار باشند (انگل و گرنجر، 1987؛ فیلیپس[17]، 1986 و استوک[18]، 1987). پسران و شین (1999) با تعدیل رهیافت سنتی ARDL نشان دادند حتی وقتی متغیرهای الگو نامانا هستند، می­توان از آزمون فرضیه استاندارد استفاده کرد. در این رهیافت هر دو گروه ضرایب بلندمدت و کوتاه‌مدت می توانند به صورت سازگار با OLS برآورد شوند و با استفاده از نظریه توزیع نرمال مجانبی می­توان استنتاج‌های آماری معتبر انجام داد. تنها نکته‌ای که برای اعتبار این موارد لازم است وجود یک رابطه بلندمدت یا یک رابطه هم‌انباشتگی بین متغیرها است. بنابراین حتی اگر متغیرها نامانا باشند رهیافت ARDL می‌تواند معتبر باشد مشروط به این که هم‌انباشتگی وجود داشته باشد.

الگوی عمومی تقاضای انرژی که از دهه 1980 در الگوسازی با استفاده از رهیافت ARDL مورد استفاده قرار می‌گیرد عبارت است از:

 

که در آن E مصرف انرژی، Y درآمد و P نیز قیمت انرژی است.  در اغلب مدل های ARDL که برای الگوسازی مصرف انرژی مورد استفاده قرار می‌گیرند و از داده های سالانه استفاده می‌کنند،  و  در نظر گرفته می‌شود (بنتزن و انگشتد[19]، 1993). وقتی ut خودهمبستگی نداشته باشد، متغیرهای توضیحی Y و P برونزا هستند و بنابراین بین خودشان هم­انباشته نیستند. بنابراین فقط یک رابطه بلندمدت بین E و متغیرهای توضیحی وجود خواهد داشت. بنابراین برآوردهای OLS برای ضرایب کوتاه­مدت و بلندمدت سازگار هستند و از توزیع مجانبی نرمال استاندارد پیروی می‌کنند. حتی اگر متغیرهای توضیحی درونزا باشند، می‌توان تعداد وقفه مناسبی از آنها را در مدل وارد کرد. در این حالت نیز نتایج ذکر شده معتبر خواهند بود (پسران و شین، 1999).

روش حداقل مربعات کاملاً تعدیل­شده[20] (FMOLS) یک رهیافت نیمه پارامتریک است که برای برآورد روابط منفرد هم‌انباشتگی با ترکیبی از متغیرهای (1)I به کار می‌رود. این روش به وسیله فیلیپس و هنسن[21] (1990) توسعه داده شده است. همچنین پارک و فیلیپس[22] (1988)، و هنسن و فیلیپس[23] (1990) نشان دادند که این روش دارای مزیت‌هایی است که آن را از روش حداقل مربعات معمولی متمایز می­کند (آماراویکراما و هانت[24]، 2007). از جمله این مزیت‌ها می­توان به موارد زیر اشاره کرد:

  1. فوق سازگار بودن برآوردها
  2. بدون تورش بودن برآوردها به طور مجانبی
  3. دارا بودن توزیع نرمال مجانبی
  4. ارائه انحراف معیارهای اصلاح شده­ای که امکان استنباط­های آماری را فراهم می­کند (تشکینی، 1384) و بنابراین آزمون t برای ضرایب بلندمدت از اعتبار کافی برخوردار است.

از مزیت­های دیگر این روش این است که در نمونه­های کوچک نتایج کاراتری در مقایسه با روش یوهانسن[25] می­دهد و نتایج آن متأثر از طول وقفه نمی­باشد.

برای برآورد الگوها، داده­های مصرف انرژی، ارزش افزوده و شاخص قیمت حامل انرژی غالب در بخش کشاورزی برای دوره زمانی 1388-1355 مورد استفاده قرار گرفت. داده‌های ارزش افزوده بخش کشاورزی برحسب میلیارد ریال و میزان انرژی مصرفی بخش کشاورزی نیز برحسب معادل میلیون بشکه نفت خام هستند که از مرکز آمار ایران و ترازنامه انرژی ایران[26] اخذ شدند. شاخص قیمت حامل انرژی نیز از سایت شرکت ملی پخش فرآورده­های نفتی ایران[27] اخذ شد. با توجه به مزیت­های استفاده از الگوهای لگاریتمی برای الگوسازی تقاضای انرژی، در این مقاله نیز از لگاریتم متغیرها استفاده شد. 

 

4. نتایج و بحث

در ابتدا برای آزمون مانایی متغیرهای الگو از آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته[28] استفاده ‌شد. نتیجه آزمون در جدول 1 مشاهده می‌شود.  

 

جدول 1. نتایج آزمون دیکی- فولر برای آزمون مانایی لگاریتم متغیرها

متغیر

نماد

آماره دیکی- فولر

probe

لگاریتم ارزش افزوده

Lvad

872/2-

1836/0

لگاریتم مصرف انرژی

Lenc

999/2-

1518/0

لگاریتم قیمت انرژی

Lenp

362/2-

3902/0

مأخذ: نتایج تحقیق

 

طبق جدول 1، در سطح متغیرها، فرضیه صفر وجود ریشه واحد پذیرفته می‌شود. بنابراین لگاریتم هیچ یک از متغیرها در سطح مانا نیستند. نتیجه آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته برای تفاضل اول متغیرها در جدول 2 ارائه شده است.

 

جدول 2. نتایج آزمون دیکی- فولر برای تفاضل اول لگاریتم متغیرها

متغیر

آماره دیکی- فولر

probe

ΔLvad

174/8-

0

ΔLenc

709/5-

0

ΔLenp

976/4-

0

مأخذ: نتایج تحقیق

 

ملاحظه می‌شود که برای تفاضل اول متغیرها فرضیه صفر ریشه واحد رد می‌شود. در نتیجه متغیرهای مورد نظر (1)I هستند.

برای برآورد کشش‌های کوتاه‌مدت، الگوی رگرسیونی لگاریتمی با استفاده از روش‌های OLS، ARDL و FMOLS برآورد گردید. نتیجه برآورد الگوی لگاریتمی در جدول 3 ملاحظه می‌گردد.

 

جدول 3. نتیجه برآورد الگوی تقاضا با روش‌های مختلف

 

OLS

OLS-S

(0,0,1)ARDL

FMOLS

جزء ثابت

473/3-

707/0-

683/0-

79/0-

0

(208/0)

(21/0)

(03/0)

Lvad

78/0

218/0

211/0

227/0

0

(025/0)

(027/0)

(0008/0)

Lenp

301/0-

095/0-

102/0-

105/0-

0

(022/0)

(014/0)

(0004/0)

(1-)Lenc

-

665/0

687/0

674/0

-

0

0

0

2R

949/0

974/0

972/0

969/0

2Adj. R

936/0

972/0

97/0

966/0

F

906/290

9/375

12/336

-

DW

21/1

1/2

11/2

88/1

خودهمبستگی

LM

787/4

-

173/0

-

036/0

-

68/0

-

واریانس ناهمسانی

White

234/1

-

388/1

-

White

319/0

-

248/0

-

آماره بنرجی

-

-

1/3-

-

اعداد داخل پرانتز نشان‌دهنده p-value هستند.

مأخذ: نتایج تحقیق

 

طبق ستون اول جدول 3، با روش OLS، کشش قیمتی مصرف انرژی در بخش کشاورزی 301/0- و کشش درآمدی مصرف انرژی 78/0 برآورد شده است. ضریب تعیین 95/0 نشان می‌دهد الگوی فوق از قدرت توضیح‌دهندگی بالایی برخوردار است. تابع آزمون F نشان می‌دهد الگو به طور کلی معنادار است. مقدار DW بدست آمده حاکی از احتمال وجود مشکل خودهمبستگی در الگو است. برای اطمینان از آزمون LM نیز استفاده شد. نتیجه این آزمون نیز نشان‌دهنده وجود خودهمبستگی در الگو است. برای رفع مشکل خودهمبستگی از برآوردگر حداقل مربعات تعمیم­یافته استفاده شد. اما در این روش متغیرهای کلیدی الگو معنادار نشدند. به همین دلیل وقفه‌ مصرف انرژی در سمت راست الگو وارد شد. نتیجه برآورد الگوی جدید در ستون دوم جدول 3 مشاهده می‌شود. براساس الگوی جدید در کوتاه‌مدت کشش قیمتی مصرف انرژی 095/0- و کشش درآمدی مصرف انرژی 218/0 برآود شده است. بر این اساس کشش قیمتی بلندمدت مصرف انرژی مساوی 28/0- خواهد بود. برای بررسی شکست ساختاری در الگوی لگاریتمی نیز از آزمون‌های cusum و cusumq استفاده شد که نتایج آن در نمودار 1 ملاحظه می­شود. مطابق نمودار 1، هیچ شکست ساختاری در دوره زمانی مورد مطالعه مشاهده نمی‌شود.

 

  

نمودار 1. نتیجه آزمون cusum