توسعه بازار مالی و تقاضای انرژی در ایران (طی سال‌های 1386- 1359)

چکیده

توسعه بازار مالی یک عامل مهم در حرکت به ­سمت رشد اقتصادی به ویژه در اقتصادهای نوپا محسوب می­شود. توسعه بازار مالی پدیده­ای است که می­تواند از یک سو به افزایش کارایی سیستم مالی و از سویی دیگر بر فعالیت­های اقتصادی و تقاضای انرژی اثرگذار باشد. بر این اساس هدف این مقاله بررسی ارتباط بین توسعه بازار مالی و تقاضای انرژی در اقتصاد ایران، با استفاده از مدل خودرگرسیونی با وقفه­ توزیعی گسترده(ARDL)[1] در بازه زمانی 1359 تا 1386 است. این مقاله به دنبال پاسخ به این پرسش است که آیا رابطه آماری مثبت و معنی­داری بین دو متغیر توسعه بازار مالی و تقاضای انرژی وجود دارد یا خیر؟ که در نهایت وجود چنین ارتباط معنی­داری از طریق تخمین مدل­های کوتاه­مدت و بلندمدت اثبات می­شود. کشش شاخص توسعه مالی در بلندمدت بزرگتر از 1 به دست آمد و این امر نشان‌دهنده بالا بودن تأثیر شاخص توسعه مالی در بلندمدت بر افزایش تقاضای انرژی است.



[1]. Auto Regressive Distributed  Lags (ARDL) Model


r.
 

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Development of Financial Markets and Energy Demand in Iran (1386-1359)

چکیده [English]

Financial development is an important factor in economic growth, particularly in developing economies. Financial development can increase the efficiency of the financial system and on the other hand  it can affect the energy demand. This paper investigates the relationship between financial development and energy demand in Iran, Using the ARDL and ECM model in 1359 to 1386 . The paper seeks to answer the question whether there is a positive statistical relationship between two variables, financial development and energy demand. Finally, the existence of such a relationship was established in a statistical analysis both for short term and long term. Elasticity of the indicators of financial development in the long were obtained greater than 1. This indicates that the index of long term impact of financial development on energy demand is relatively high.
energy consumption, foreign trade, human development index have significant and positive effect on pollution; (iv) The results of static and dynamic models estimation are consistent together, although quantity of coefficients in dynamic model are smaller than static model. In dynamic model, the elasticity of pollution relative to institutions quality is (-0.2), which indicates dynamic effects of institutions quality on pollution is smaller than its static effects.
 
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • Financial Development
  • Energy Demand
  • ECM and ARDL Models

توسعه بازار مالی و تقاضای انرژی در ایران

(طی سال­های 1386-1359)

مهدی مرادپور اولادی*، دکتر محسن ابراهیمی** و معصومه ترکمان احمدی***

 

تاریخ دریافت: 16 خرداد 1391                 تاریخ پذیرش: 6 خرداد 1392

 

توسعه بازار مالی یک عامل مهم در حرکت به ­سمت رشد اقتصادی به ویژه در اقتصادهای نوپا محسوب می­شود. توسعه بازار مالی پدیده­ای است که می­تواند از یک سو به افزایش کارایی سیستم مالی و از سویی دیگر بر فعالیت­های اقتصادی و تقاضای انرژی اثرگذار باشد. بر این اساس هدف این مقاله بررسی ارتباط بین توسعه بازار مالی و تقاضای انرژی در اقتصاد ایران، با استفاده از مدل خودرگرسیونی با وقفه­ توزیعی گسترده(ARDL)[1] در بازه زمانی 1359 تا 1386 است. این مقاله به دنبال پاسخ به این پرسش است که آیا رابطه آماری مثبت و معنی­داری بین دو متغیر توسعه بازار مالی و تقاضای انرژی وجود دارد یا خیر؟ که در نهایت وجود چنین ارتباط معنی­داری از طریق تخمین مدل­های کوتاه­مدت و بلندمدت اثبات می­شود. کشش شاخص توسعه مالی در بلندمدت بزرگتر از 1 به دست آمد و این امر نشان‌دهنده بالا بودن تأثیر شاخص توسعه مالی در بلندمدت بر افزایش تقاضای انرژی است.

 

واژه‌های کلیدی: توسعه بازار مالی، تقاضای انرژی، مدل خودرگرسیونی با وقفه توزیعی گسترده (ARDL).

طبقه‌بندی JEL: Q40، Q43.

 
   

 

 

1. مقدمه

با وجود رشد روزافزون جمعیت و دانش بشری، دنیای کنونی مملو از تحولات و ابداعات نوینی شده است که این ابداعات سبب گردیده تمامی بخش­های مرتبط با جوامع انسانی با گستردگی و پیچیدگی زیادی روبه­رو گردند. یکی از بخش­های بسیار پیچیده در هر کشوری اقتصاد ملی است که توجه به ارتقاء و رونق آن، اثرات مثبت فراوانی بر سایر بخش­ها خواهد گذاشت. کشوری می‌تواند ادعا کند که اقتصادی سا­لم و روبه ­رشد دارد که متکی به یک بخش مالی توانمند باشد. عملکرد بازارهای مالی به عنوان یکی از اساسی­ترین بازارهای هر کشور به شدت بر سایر بخش‌های یک اقتصاد تأثیرگذار است. به­گونه‌ای که تحرک و رونق آن به عنوان یکی از معیارهای سلامت و پویایی اقتصاد کشورها شناخته می­شود. بازارهای مالی وجوه را از سرمایه‌گذاران انفرادی، صندوق­ها، بانک­ها، شرکت­های سرمایه­گذاری و دیگر دارندگان وجوه بازار جمع‌آوری کرده و آنها را به سمت کسانی که نیازمند تأمین مالی هستند هدایت می­کند. این بازار در کنار ایجاد امنیت برای دارایی­های مالی، پس­اندازهای راکد موجود در جامعه را به سمت سرمایه­گذاری­های مولد رهنمون کرده و با افزایش تولید کالا و خدمات زمینه­ساز رشد و توسعه اقتصادی می­شود. از طرفی با فراهم آوردن تعادل عرضه و تقاضای وجوه موجب جلوگیری از افزایش نرخ تورم می­گردد.

از سوی دیگر نهادهای مالی دارای اثر بسیار مهمی هستند به­گونه­ای­که کارایی اقتصادی را در سیستم مالی یک کشور افزایش داده و به این ترتیب بر فعالیت اقتصادی و تقاضای انرژی اثرگذار هستند. کشور ایران دارای مخازن بزرگ نفتی، معادن عظیم زیرزمینی و پتانسیل بالقوه انرژی است که همین امر نقش و اهمیت تولید و مصرف انرژی در مقاصد اقتصادی را بیش از پیش مشخص می­کند. از این­رو امروزه علاوه بر نهاده­های کار و سرمایه، انرژی نیز به­عنوان یکی از نهادهای مهم تولید در بحث­های اقتصاد کلان مطرح است و تولید تابعی از نهاده­های کار، سرمایه و انرژی تلقی می­شود. بر این اساس، در این مقاله ارتباط بین تقاضای انرژی و توسعه بازارهای مالی با استفاده از مدل­های خودرگرسیونی با وقفه توزیعی را مدل‌سازی می­کنیم.

این مقاله از 4 قسمت تشکیل شده است. در قسمت اول مقدمه و در قسمت دوم کلیات تحقیق را که شامل اهمیت توسعه بازار مالی، توسعه بازار مالی و مصرف انرژی است را بیان نموده­ایم. در قسمت سوم نتایج مربوط به تخمین مدل­های انتخابی و در قسمت چهارم نتیجه­گیری و ارائه پیشنهادات بیان شده­اند.

 

2. کلیات تحقیق

1-2. اهمیت توسعه بازار مالی

در یک تقسیم­بندی کلی دیگر، بازارهای مالی به دو بازار پول و سرمایه تقسیم می­شوند. مهم‌ترین کارکرد بازار پولی که عمدتاً به وسیلۀ نظام بانکی اداره می­شود، تأمین اعتبارات کوتاه­مدت است. در حالی ­که کارکرد اصلی بازار سرمایه تأمین مالی اعتبارات بلندمدت مورد نیاز در فعالیت­های تولیدی و خدماتی مولد است. بازار سرمایه وجوه را از سرمایه­گذاران انفرادی، صندوق­ها، بانک‌ها، شرکت­های سرمایه­گذاری و دیگر دارندگان وجوه بازار جمع‌آوری کرده و آنها را به سمت کسانی که نیازمند تأمین مالی هستند هدایت می­کند. این بازار در کنار ایجاد امنیت برای دارایی­های مالی، پس­اندازهای راکد موجود در جامعه را به سمت سرمایه­گذاری­های مولد رهنمون کرده و با افزایش تولید کالا و خدمات زمینه­ساز رشد و توسعه اقتصادی می­شود، از طرفی با فراهم آوردن تعادل عرضه و تقاضای وجوه موجب جلوگیری از افزایش نرخ تورم می­گردد. به گفته بسیاری از محققان یکی از دلایل اصلی مشکلات در کشورهای در حال توسعه، کمبود و پایین بودن سرعت انباشت سرمایه است که یکی از کارکردهای بازار سرمایه رفع این­گونه مشکلات است. به­ جرأت می­توان گفت در جامعه­ای که بازار سرمایه و ساختارهای مالی موجود در آن به­خوبی کار کنند خلق ثروت با سرعت بالاتری انجام شده و پیشرفت و ثبات اقتصادی و اجتماعی بهتر صورت می­گیرد.

بازار فرآیندی است که به کمک آن مردم به خرید و فروش کالا و خدمات می­پردازند و دارای سه عنصر اصلی تقاضا، عرضه و فرآیند مبادله است. تقاضاکنندگان در بازار دارای قدرت انتخاب هستند و توانایی آن را دارند که از بین کالاها و خدمات عرضه شده بهترین آنها را انتخاب کنند. یکی از انواع بازارها، بازار مالی است که تأمین­کننده منابع مالی و فعالیت­های حقیقی اقتصادی می­باشد. کالاهایی که در این بازار مورد معامله قرار می­گیرند اوراق بهادار هستند که این اوراق واسطه خلق ارزش هستند. این بازار کارکردهای اقتصادی زیادی را بر عهده دارد که می‌توان به موارد زیر اشاره نمود:

اساسی­ترین نقش این بازار، انتقال وجوه بین واحدهای اقتصادی است. برخی واحدهای اقتصادی در سطح جامعه دارای پس­انداز گسترده هستند اما موقعیت سرمایه­گذاری در فعالیت­های مولد را ندارند، (خانوارها بخش عمده تشکیل­دهنده این دسته هستند)، در طرف مقابل، واحدهای اقتصادی دیگری وجود دارند که امکانات انجام سرمایه­گذاری را داشته اما وجوه لازم برای اجرای این امر را ندارند. در این وضعیت وظیفه بازارهای مالی نزدیک کردن این دو گروه به یکدیگر است تا وجوه پس­اندازی را از واحدهای دارای مازاد به بخش­های دارای کسری انتقال دهند. تأثیر این نقل و انتقالات وجوه، فراهم آوردن امکانات سرمایه­گذاری مولد است. تعیین قیمت وجوه و سرمایه در جامعه از دیگر وظایف بازار مالی است که این فرآیند تعیین قیمت از طریق روابط متقابل خریدار و فروشنده صورت می­گیرد. وجوه این بازار سبب کاهش خطرات و ریسک ناشی از شرکت کردن در فعالیت­های اقتصادی و پرمخاطره می­گردد، زیرا بازارهای مالی افراد را قادر به ایجاد تنوع درسرمایه­گذاری می­کنند، به گونه­ای که زیان در بعضی از سرمایه­گذاری­ها توسط منافع ناشی از سایر سرمایه‌گذاری­ها جبران می­گردد.[2]

از طریق این بازارها، هزینه جستجو که شامل هزینه­های آشکار و پنهان ناشی از انجام معاملات به دلیل فقدان اطلاعات لازم است، کاهش خواهد یافت. زیرا در یک بازار مالی مدرن، متخصصانی وجود دارند که وظیفه انتشار و تحلیل اطلاعات لازم برای سرمایه­گذاران را فراهم می­کنند.

در حالت کلی می‌توان بیان کرد که وظیفه بخش مالی در اقتصاد که شامل جریان وجوه، اعتبارات و سرمایه از ناحیه پس­اندازکنندگان، مؤسسات اعتباری، مالی و صاحبان سرمایه به طرف سرمایه­گذاران، تولیدکنندگان کالا و خدمات و یا دولت است، همگام حرکت کردن با بخش دیگر اقتصاد یعنی بخش واقعی که بیانگر جریان کالا و خدمات از تولیدکنندگان به مصرف‌کنندگان و نیز نیروی انسانی از مصرف­کنندگان به سمت تولیدکنندگان است است.  نتیجه این همگامی همانا رشد و توسعه اقتصادی خواهد بود که این ارتباط پیش از این توسط افرادی چون اسمیت، اسپیرز، روسین و شومپیتر[3] نیز بیان شده بود.[4] این افراد معتقد بودند که تجهیز منابع مالی به عنوان نیروی محرکه رشد اقتصادی عمل خواهد کرد.

2-2. تأثیر توسعه مالی بر تقاضای انرژی

توسعه بازار مالی می­تواند تقاضای انرژی را به چندین طریق تحت تأثیر خود قرار دهد. یکی از روش­های مستقیم این تأثیرگذاری بدین ­صورت است که توسعه مالی از طریق سهولت در دستیابی به منابع پولی لازم برای خرید محصولات بادوامی همچون اتومبیل، وسایل الکتریکی در منزل مانند یخچال و ماشین­های ظرفشویی، تجهیزات انرژی­بر در کارخانه­ها و ... تقاضای انرژی را متأثر کند، این محصولات عمدتاً انرژی زیادی مصرف می­کنند که مسلماً بر تقاضای کل انرژی در یک کشور اثرگذار است. از سویی دیگر، کسب و کار تجاری می­تواند از طریق توسعه بازارهای مالی به ­صورت مفیدتر و کاراتری انجام شود زیرا این امر دستیابی آسان‌تر و با هزینه کمتر را به سرمایه‌های مالی فراهم می­آورد که منجر به توسعه تجارت (خرید یا ساخت کارخانه­های جدید با تجهیزات و امکانات کامل­تر و استخدام نیروی کار بیشتر) خواهد شد. توسعه بازار سهام به ­صورت خاص مورد توجه بسیاری از تجار و بازرگانان است زیرا این امر اجازه دستیابی به منابع صندوق‌های سرمایه­گذاری و حقوق صاحبان سهام را که مورد نیاز رشد کسب و کار تجاری آنها است را به­خوبی فراهم می­آورد. توسعه فعالیت­های بازار سهام می­تواند از طریق متنوع­سازی، ریسک را برای مصرف­کننده و بازرگان کاهش دهد و از این طریق عامل مهمی برای تولید ثروت در اقتصاد باشد. افزایش فعالیت­های بازار سهام ثروتی را تولید می­کند که مسلماً بر اطمینان بازرگان و مصرف­کننده افزوده و به عنوان شاخص اقتصادی راهنما در سطح جامعه و نشانه­ای از رشد و رونق اقتصادی تلقی می­گردد. بنابراین وجود توسعه بازار مالی به­عنوان یک اهرم اطمینان برای مصرف­کننده و بازرگان در نظر گرفته می­شود که افزایش اطمینان اقتصادی منجر به افزایش فعالیت اقتصادی و افزایش تقاضای انرژی خواهد شد.[5]

 

3-2. مصرف انرژی

وابستگی روزافزون جوامع به انرژی به ­دلیل جایگزینی نیروی ماشین به جای نیروی انسانی و استفاده از فناوری­های انرژی­بر، سبب شده است که انرژی به ­عنوان یک عامل مؤثر در رشد و توسعه اقتصادی تلقی گردد و در کارکرد بخش­های مختلف اقتصادی نقش چشمگیری ایفا کند.[6] اهمیت یافتن این نقش و جایگاه آن، بعد از تکانه­های قیمتی نفتی و به وجود آمدن رکودهای اقتصادی کشورهای واردکننده نفت بیشتر مشخص شده است. در مطالعات بسیاری به بررسی رابطه تئوریک مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداخته­اند[7] که دلیل این امر اهمیت وجود انرژی به­ عنوان نیروی محرکه­ای برای فعالیت­های تولیدی و خدماتی و رشد و توسعه اقتصادی است. رشد اقتصادی فرآیندی است که محور اصلی آن را رشد تولید ناخالص داخلی تشکیل می­دهد و از این رو برنامه­ریزی توسعه اقتصادی با این هدف انجام می­گیرد که امکانات و منابع ملی را در جهت تولید بیشتر کالاها و خدمات موردنیاز جامعه تجهیز کنند.

نهادهای مالی دارای اثر بسیار مهمی هستند به­گونه­ای­که کارایی اقتصادی را در سیستم مالی یک کشور افزایش داده و به این ترتیب بر فعالیت اقتصادی و تقاضای انرژی اثرگذار هستند. تعیین رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی می­تواند در تبیین سیاست­های بخش انرژی به ­ویژه در قسمت­هایی که با کمبود منابع انرژی و مشکلات ناشی از آن روبه­رو هستند (مانند مشکلات ناشی از افت فشار گاز در برخی مناطق سردسیر و محروم) کمک مؤثری ­نماید.

 

1-3-2. روند مصرف انرژی (نفت و گاز) در ایران

با رشد شهرنشینی، رشد و توسعه صنایع و به­کارگیری تجهیزات مصرف­کننده انرژی، مصرف انواع حامل­های انرژی در ایران همگام با جهان روبه­ افزایش گذاشته است. در سال­های جنگ، مصرف انرژی به اجبار حالت جیره­بندی به ­خود گرفت و در نتیجه کاهش یافت اما بعد از سال 1368 و طی سال­های برنامه اول و برنامه دوم توسعه به ­طور متوسط و به ­ترتیب رشد 82/7 و 07/3 درصدی به خود گرفت. مصرف فرآورده­های نفتی طی سال­های 1375 تا 1381 به­طور متوسط دارای رشدی معادل 58/1درصد بوده است و در مقابل مصرف گاز طبیعی طی همین سال­ها به­طور متوسط از رشدی معادل 67/11 درصد برخوردار بوده است.[8]

 

نمودار 1. مصرف انرژی در ایران برحسب میلیون بشکه نفت در ایران

 

4-2. مروری بر مطالعات انجام شده

بررسی عوامل تأثیرگذار بر میزان مصرف انرژی در اقتصادهای نوپا بخش مهمی از تحقیقات سال‌های اخیر را در حوزه اقتصاد به خود اختصاص داده است. زیرا بسیاری از این اقتصادهای نوپا با رشد سریعی نمو پیدا کرده‌اند که این مسئله منجر به افزایش تقاضای انرژی در آنها شده است.

مطابق با آمار مرکز بین­المللی انرژی، تقاضای انرژی در فاصله سال­های 2005 تا 2030 با رشد سالانه­ای معادل 8/1 درصد روبه­رو خواهد شد که نقش اقتصادهای در حال توسعه 74 درصد از این افزایش تقاضا خواهد بود که تنها دو کشور چین و هند 45 درصد آن را به خود اختصاص خواهند داد. از این رو دریافتن عوامل تأثیرگذار بر تقاضای انرژی ما را به این سمت و سو خواهد برد که چگونه در آینده تقاضای انرژی در این کشورها تغییر خواهد کرد، بنابراین مدل‌سازی تقاضای انرژی امری حیاتی و مهم است. مطالعات بسیاری به بررسی ارتباط تقاضای انرژی در اقتصادهای نوظهور پرداخته‌اند اما بیشتر آنها ارتباط معنی­داری بین تقاضای انرژی و درآمد را مدنظر قرار داده­اند. برای نمونه به مطالعات آلینکو (2008)، الایرانی (2006)، آپربیس وپاپن (2009)، کونتاوات و همکاران (2000)، لی (2005) و لی و چانگ (2008) می­توان اشاره کرد. اما در این راستا، کرفت و کرفت (1978) دریافتند که رشد اقتصادی و رشد تقاضای انرژی در ایالات متحده آمریکا و در خلال سال­های 1947 تا 1974 با یکدیگر رابطه مثبتی دارند. منیر بلومی نیز با استفاده از تکنیک همگرائی جوهانسون وجود ارتباط معنادار مابین مصرف انرژی سرانه و تولید ناخالص داخلی سرانه را برای کشور تونس در فاصله 1971 تا 2004 به اثبات رساند. گفتنی است وجود این چنین مطالعاتی که به بررسی تقاضای انرژی و رشد اقتصادی پرداخته­اند زیاد است که از آن جمله می­توان به مطالعات فتائی و همکاران (2002)، سوتیاس و سار (2003)، قالی و ال ساکاکا (2004) و موزادر و ماراتی (2007) اشاره کرد و از آن جا که موضوع بحث این مقاله نیستند از پرداختن بیشتر به آنها خوددرای می­کنیم.

میلنیک و گلدمبرگ[9] در مطالعه­ای در سال 2002 رابطه­ای را بین سرمایه­گذاری مستقیم خارجی (به عنوان راهی برای توسعه هر چه بیشتر بازارهای مالی در 20 کشور در حال توسعه) با میزان مصرف انرژی یافتند.

بلومی[10] در مقاله­ای با استفاده از تکنیک همجمعی جوهانسون ارتباط بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در تونس را در خلال سال­های 1971 تا 2004 بررسی نمود که بعد از به کار بردن آزمون علیت گرنجر و تشخیص همجمعی بین متغیرهای مدل از مدل تصحیح خطای برداری (VECM) استفاده نمود. نتایج حاکی از آن بودند که به منظور مقاصد سیاستی می­توان انرژی را عاملی مهم بر رشد تولید ناخالص داخلی در کشور تونس در نظر گرفت.

سادورسکی[11] ارتباط بین توسعه مالی و تقاضای انرژی را در 22 اقتصاد نوپا بررسی و اعلام نمود شاخص توسعه مالی می­تواند توسط متغیرهای بازار سرمایه همچون حجم معاملات بازار سرمایه به GDP اندازه­گیری شود. او در این مطالعه از روش تعمیم­یافته گشتاورها برای آزمودن اثر توسعه بازار مالی بر تقاضای انرژی در نمونه­ای از کشورهای با اقتصاد نوپا استفاده کرد و دریافت در حالتی ­که شاخص توسعه مالی از تقسیم ارزش معاملات یا درآمدهای بازار سهام بر تولید ناخالص داخلی به دست آید، ارتباط مثبتی بین تقاضای انرژی و توسعه بازار مالی وجود خواهد داشت. سادورسکی این مطالعه را در مقاله دیگری در سال 2011 ادامه داد و این بار از مدل­های تقاضای پنل پویا استفاده نمود و نشان داد ارتباط معنی­داری بین توسعه بازارهای مالی و تقاضای انرژی وجود دارد. در این مطالعه شاخص توسعه  بازار مالی با استفاده از متغیرهای بانکی به GDP تعریف شد. او این بار از داده­های تقاضای انرژی، قیمت انرژی و شاخص توسعه مالی برای 9 اقتصاد که در مناطق مرکزی و شرقی اروپا تمرکز یافته­اند استفاده کرد. کشورهای انتخابی او در این مطالعه دارای اقتصاد باثبات بودند اما نسبت به سایر کشورهای اروپایی از درآمد سرانه و بازارهای سرمایه کوچکتر برخوردارند.

در مطالعه دیگری در سال 2012، شهباز و لین[12] ارتباط بین مصرف انرژی، توسعه مالی، رشد اقتصادی، صنعتی شدن و شهرسازی را در کشور تونس در فاصله سال­های 1971 تا 2008 آزمودند که برای این کار از مدل­های خودرگرسیونی با وقفه توزیعی (ARDL)، آزمون همجمعی و علیت گرنجر استفاده شد. نتایج وجود ارتباط بلندمدت بین متغیرهای مدل را تأیید نمودند. بنابراین نویسندگان نتیجه گرفتند توسعه مالی می­تواند عاملی برای جذب سرمایه­گذاران به کشور باشد، بازار سهام را گسترش و رونق دهد و منجر به کاراتر شدن فعالیت­های اقتصادی گردد.

محمود شهباز و لین در سال 2012 به بررسی ارتباط بین تقاضای انرژی و توسعه مالی از طریق مدل خودرگرسیونی با وقفه های توزیعی پرداختند که در آن ارتباط معنی­داری مابین تقاضای انرژی و توسعه مالی به دست آمد.

 

5-2. داده­های تحقیق و بررسی مانایی

در این تحقیق از اطلاعات سری زمانی اقتصادی بانک مرکزی برای بازه زمانی 1386-1357 استفاده شده است. داده­های مربوط به میزان تقاضای انرژی برای کل بخش­های اقتصادی در ایران بر مبنای واحد میلیون بشکه نفت است که برای استفاده در مدل تحقیق به شاخص سرانه برای هزار نفر تبدیل گردید. برای شاخص­های بخش توسعه مالی نیز از سه متغیر، اعتبارات بخش بانکی و دارایی­های بخش بانکی استفاده گردید و قبل از استفاده با تقسیم بر سطح تولید ناخالص داخلی به صورت شاخص­هایی جهت بررسی بخش مالی تبدیل شد. قیمت اسمی نفت نیز به صورت حقیقی محاسبه گردیده است. در جدول 1، آماره­های به دست آمده از متغیرهای تحقیق نشان داده شده است. گفتنی است که  Lbasset لگاریتم نسبت دارایی­های بانک­ها به تولید ناخالص داخلی، Lcredit نسبت حجم اعتبارات بانک­ها به تولید ناخالص داخلی، Lenergy لگاریتم تقاضای انرژی، Licom لگاریتم درآمد سرانه، Lliq لگاریتم نسبت نقدینگی به تولید ناخالص داخلی و Loilp لگاریتم قیمت انرژی هستند (قیمت انرژی برحسب نفت بیان شده است).

 

جدول 1. متغیرهای تحقیق

 

LENERGY

LCREDIT

LLIQ

LINCOM

LOILP

LBANKASSE

Mean

45/3-

44/0-

26/0-

34/5-

87/0

15/2-

Median

46/3-

44/0-

25/0-

37/5-

82/0

19/2-

Maximum

07/3-

24/0-

11/0-

97/4-

21/1

97/1-

Minimum

79/3-

61/0-

36/0-

66/5-

51/0

25/2-

Std. Dev.

18/0

09/0

08/0

17/0

20/0

09/0

Skewness

10/0

10/0

33/0

35/0

34/0

69/0

Kurtosis

25/2

87/2

78/1

67/2

88/1

98/1

Observations

30

30

30

30

30

30

 

در بخش بعدی، همبستگی بین متغیرهای تحقیق محاسبه گردیده و در جدول 2 نشان داده شده است.

 

جدول 2. همبستگی متغیرها

 

LENERGY

LINCOM

LLIQ

LOILP

LCREDIT

LBANKASSE

LENERGY

1

480/0-

263/0

199/0-

274/0-

003/0

LINCOM

480/0-

1

556/0-

293/0

460/0

622/0

LLIQ

263/0

556/0-

1

350/0

400/0

305/0-

LOILP

199/0-

293/0

350/0

1

551/0

193/0

LCREDIT

274/0-

460/0

400/0

551/0

1

402/0

LBANKASSE

003/0

622/0

305/0-

193/0

402/0

1

 

قبل از تخمین مدل بایستی داده­ها از جهت مانایی مورد آزمون قرار گیرند، به همین جهت با استفاده از آزمون دیکی- فولر به بررسی مانایی مدل پرداخته­ایم. اصولاً به یک سری مانا گفته می‌شود که میانگین و واریانس آن در طی زمان ثابت باشند و مقدار کوواریانس بین دو دوره زمانی تنها به فاصله یا وقفه بین دو دوره بستگی داشته باشد، در غیر این­ صورت گفته می­شود که سری مورد نظر دارای ریشه واحد بوده و اصطلاحاً ناماناست. آزمون ­های مختلفی برای بررسی مانایی سری وجود دارد که ساده­ترین راه، رسم نمودار سری است. اما عموماً در تحقیقات اقتصادی از آزمون پرکاربردی استفاده می­شود که با نام دیکی- فولر افزوده شده (ADF)[13] مشهور است. فرضیه صفر در این آزمون، نامانایی سری است که مقادیر بحرانی[14] آن به روش شبیه‌سازی مونت کارلو توسط دیکی و فولر به دست آمده و به وسیله مک­کینان[15] بسط داده شده­اند.[16]

 

جدول 3. بررسی مانایی متغیرهای تحقیق

   

Lbasset

Lcredit

Lenergy

Licom

Lliq

Loilp

1%   Critical Value

 

3382/4-

3382/4-

3226/4-

3382/4-

3382/4-

3382/4-

5%   Critical Value

 

5867/3-

5867/3-

55796/3-

5867/3-

5867/3-

5867/3-

10% Critical Value

 

2279/3-

2279/3-

2239/3-

2279/3-

2279/3-

2279/3-

ADF Test Statistic

 

846767/4-

57575/3-

9423/3-

69192/4-

70071/3-

17084/4-

بررسی مانایی

 

با یک تفاضل مانا

با یک تفاضل مانا

در سطح مانا

با یک تفاضل مانا

با یک تفاضل مانا

با یک تفاضل مانا

 

براساس جدول 3 داده­های تحقیق به جز داده­ تقاضای انرژی که در سطح مانا است، مابقی با یک وقفه مانا شده­اند.

 

6-2. روش تحقیق

1-6-2. مکانیزم تصحیح خطا  (ECM)[17]

مفهوم تصحیح خطا اولین بار توسط فیلیپس[18] به کار گرفته شد. به تعبیر او مدل­های تصحیح خطا به مفهوم ابزار سیاستی به منظور نزدیک کردن متغیر هدف به مقدار مطلوب آن هستند. سپس برای دومین بار توسط سارگان[19] مورد استفاده واقع شد. وی مبنای متدولوژی خود را بر تعیین دستمزد در بازار کار نشان داد. از طرفی، در تعبیر هندری و دیگران (1984) مدل تصحیح خطا چیزی جز یک مدل رگرسیون خطی پویا نیست که متغیرها برحسب سطوح و تفاضل مرتبه اول آنها بیان شده­اند و الگوی تصحیح خطا را یک شکل مقید از مدل رگرسیون خطی نامیدند. آخرین تفسیر از الگوی تصحیح خطا توسط گرنجر و همکارانش براساس تحلیل­های هم­انباشتگی ارائه شد.[20]

وجود همجمعی بین مجموعه­ای از متغیرهای اقتصادی مبنای آماری استفاده از الگوهای تصحیح خطا را فراهم می­آورد. این الگوها در کارهای تجربی از شهرت فزاینده­ای برخوردار شده­اند. عمده­ترین دلیل شهرت الگوهای تصحیح خطا آن است که نوسانات کوتاه­مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آن­ها ارتباط می­دهند. از آنچه تاکنون بحث شد روشن است که وقتی دو متغیر  و  همجمع­اند یک رابطه تعادلی بلندمدت بین آن­ها وجود دارد. البته در کوتاه‌مدت ممکن است عدم تعادل­هایی وجود داشته باشد. در این صورت می­توان جمله خطای رابطه زیر را به عنوان «خطای تعادل» تلقی کرد.

(1)                                      

اکنون می­توان این خطا را برای پیوند دادن رفتار کوتاه­مدت  با مقدار تعادلی بلندمدت آن مورد استفاده قرار داد. برای این منظور می­توان الگویی به صورت زیر تنظیم کرد.

(2)                           

که در آن  جمله خطای برآورد رگرسیون معادله (1) با یک وقفه زمانی است. یک چنین الگویی به الگوی تصحیح خطا معروف است که در آن تغییرات در  به خطای تعادل دورۀ قبل ارتباط داده شده است. وقتی  و ، که هر دو جمعی از مرتبه یک (1)I هستند، همجمع باشند،  رابطه (1) جمعی از مرتبه صفر (0)I، یعنی مانا خواهد بود. از آنجا که  و  هم مانا هستند، متغیرهای الگوی تصحیح خطا رابطه (2) همگی (0)I یا مانا هستند. در نتیجه می­توان این الگو را بدون هراس از به دست آوردن یک رگرسیون کاذب به روش OLS برآورد کرد و از آماره­های t و F در آزمون بهره جست.

مطالب فوق را می­توان بر یک استراتژی مدل­سازی دو مرحله­ای به صورت زیر بیان کرد:

مرحله اول: ابتدا پارامترهای مربوط به الگوی بلندمدت با استفاده از آمار مربوط به سطح متغیرها برآورد می­شود و سپس فرضیه صفر عدم وجود همجمعی بین متغیرهای الگو مورد آزمون قرار می­گیرد. به این ترتیب مجموعه­ای از متغیرها به دست می­آیند که با هم همجمع هستند و در نتیجه یک رابطه تعادلی بلندمدت را ارائه می­کنند.

مرحله دوم: جمله تصحیح خطا[21] (ECT) که همان جمله خطای رگرسیون الگوی ایستا بلندمدت () است، به عنوان یک متغیر توضیح­دهنده در الگوی تصحیح خطا مورد استفاده و برآورد می‌شود. سپس با انجام آزمون­های لازم، ساختار پویایی کوتاه­مدت مشخص می­گردد. ضریب ECT سرعت تعدیل به سمت تعادل را نشان می­دهد و انتظار می­رود که از نظر علامت منفی باشد.

همان­گونه که ملاحظه می­شود این روش بسیار ساده اما پرهزینه است و در عین حال اشکالاتی نیز دارد. هر چند برآوردکننده­های OLS رگرسیون همجمعی فوق سازگارند، اما این توزیع­ها نرمال نیستند و شدیداً به سایر پارامترهای الگو وابسته­اند. به­علاوه تورش برآوردکننده­ها در نمونه‌های کوچک می­تواند قابل توجه باشد. بنابراین ممکن است استنتاج­های آماری گمراه­کننده باشند و در نتیجه در  مورد متغیرهایی که باید در الگو وارد شوند و قیدهایی که باید اعمال شوند تصمیم­گیری غلطی انجام گیرد. در مرحله دوم نیز تورش برآوردکننده­ها به جمله تصحیح خطا انتقال می­یابد و ممکن است پارامترهای الگوی کوتاه­مدت را تحت تاثیر قرار دهد.[22] در واقع الگوی تصحیح خطا بیان می­کند که تغییرات متغیر وابسته تابعی از انحراف از رابطه­ تعادلی بلندمدت (که با جزء تصحیح خطا بیان می­شود) و تغییرات سایر متغیرهای توضیحی است. این الگو که رفتار کوتاه­مدت و بلندمدت دو متغیر را به هم مربوط می­سازد، به صورت زیر بیان می‌شود:

(3)         

به هر حال، جزء تصحیح خطا () در مدل تصحیح خطا یک مسیر انحرافی برای بررسی رابطه­ علّیت گرنجری می­گشاید.

 

 

 
   

 

 

2-6-2. روش خودتوضیح برداری با وقفه­های گسترده (ARDL)[23]

به طور کلی روش­هایی مثل انگل- گرنجر در مطالعاتی که با نمونه­های کوچک (تعداد مشاهدات کم) سروکار دارند به دلیل در نظر نگرفتن واکنش­های پویای کوتاه­مدت موجود بین متغیرها اعتبار لازم را ندارند، چرا که برآوردهای حاصل از آن­ها بدون تورش نبوده و در نتیجه انجام آزمون فرضیه با استفاده از آماره­های آزمون معمول مثل t معتبر نخواهد بود. به همین دلیل استفاده از الگوهایی که پویایی­های کوتاه­مدت را در خود داشته باشند و منجر به برآورد ضرایب دقیق­تری از الگو شوند مورد توجه قرار می­گیرند. به طور کلی الگوی پویا، الگویی است که در آن وقفه­های متغیرها وارد شوند.

(4)                                               

برای کاهش تورش مربوط به برآورد ضرایب الگو در نمونه­های کوچک، بهتر است تا حد امکان از الگویی استفاده کنیم که تعداد وقفه­های زیادی برای متغیرها را در نظر بگیرد.

(5)                                  

الگوی فوق یک الگوی خودتوضیح با وقفه­های گسترده (ARDL) نام دارد که در آن داریم:

(6)                    

L عملگر وقفه، W برداری از متغیرهای ثابت مثل عرض از مبدأ، متغیرهایی مجازی، روند زمانی یا متغیرهای برون­زای با وقفه ثابت است. Microfit معادله را برای تمام حالات و برای کلیه ترتیبات ممکن مقادیر، یعنی به تعداد  بار برآورد می­کند. m حداکثر وقفه است که توسط محقق تعیین می­شود و k نیز تعداد متغیرهای توضیحی است. در مرحله بعد با استفاده از یکی از معیارهای آکائیک (AIC)[24]، شوارتز- بیزن (SBC)[25]، حنان کوئین (HQC)[26] یا ضریب تعیین تعدیل شده[27] یکی از معادلات انتخاب می­شود، تا درجه­ آزادی زیادی از دست نرود.

برای محاسبه ضرایب بلندمدت مدل از همان مدل پویا استفاده می­شود. ضرایب بلندمدت مربوط به متغیرهای X از این رابطه به دست می­آیند:

(7)                        

حال برای بررسی این­که رابطه بلندمدت حاصل از این روش، کاذب نیست، دو راه وجود دارد. در روش اول فرضیه زیر مورد آزمون قرار می­گیرد:

(8)                                                              

فرضیه صفر بیانگر عدم وجود هم­انباشتگی یا رابطه بلندمدت است، چون شرط آن­که رابطه پویای کوتاه­مدت به سمت تعادل بلندمدت گرایش یابد، آن است که مجموع ضرایب کمتر از یک باشد، برای انجام آزمون موردنظر باید عدد یک از مجموع ضرایب باوقفه متغیر وابسته کسر و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم شود.

(9)                                                                            

اگر قدرمطلق t به دست آمده از قدرمطلق مقادیر بحرانی ارائه شده بزرگتر باشد، فرضیه صفر رد شده و وجود رابطه بلندمدت پذیرفته می­شود.

در روش دوم که توسط پسران و همکاران[28] ارائه شده است، وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای تحت بررسی به وسیله محاسبه آماره F برای آزمون معناداری سطوح باوقفه متغیرها در فرم تصحیح خطا مورد آزمایش قرار می­گیرد، نکته مهم آن است که توزیع F مذکور غیراستاندارد است. پسران و همکاران مقادیر بحرانی مناسب را متناظر با تعداد رگرسورها و این که مدل شامل عرض مبدأ و روند است یا خیر محاسبه کردند. آن­ها دو گروه از مقادیر بحرانی ارائه کردند: یکی بر این اساس که تمام متغیرها مانا هستند و دیگری بر این اساس که همگی نامانا (با یک بار تفاضل­گیری مانا شده) هستند. اگر F محاسباتی در خارج این مرز قرار گیرد، یک تصمیم قطعی بدون نیاز به دانستن این­که متغیرها (0)I یا (1)I باشند، گرفته می­شود. اگر F محاسباتی فراتر از محدوده بالایی قرار گیرد، فرضیه صفر مذکور پذیرفته می­شود. اگر هم F محاسباتی در بین دو محدوده قرار گیرد، نتایج استنباط غیرقطعی و وابسته به این است که متغیرها (0)I یا (1)I باشند. تحت این شرایط، مجبور به انجام آزمون­های ریشه واحد روی متغیرها هستیم.

 

3. نتایج تخمین مدل­

در این بخش سه مدل برای تابع تقاضای انرژی در ایران به صورت بلندمدت و کوتاه‌مدت بر مبنای شاخص توسعه‌یافتگی معرفی می­گردد که به دنبال آن الگوهای موردنظر تخمین زده می­شوند.

 

1-3. الگوی تقاضای انرژی با استفاده از مدل خودرگرسیونی با وقفه­های توزیعی

در جدول 4، مدل تقاضای انرژی در ایران را با استفاده از الگوی خودرگرسیونی با وقفه­های توزیعی (ARDL) برآورد کرده و آماره­های مدل را در جدول 5 ارائه نموده­ایم.

 

جدول 4. الگوی تقاضای انرژی در ایران با استفاده از الگوی خودرگرسیونی وقفه­های توزیعی

مدل (3)

مدل (2)

مدل (1)

Regressor

T-Ratio[Prob]

Coefficient

T-Ratio[Prob]

Coefficient

T-Ratio[Prob]

Coefficient

 

[0]74/4

56/0

[0]27/6

65/0

[0]4408/4

51442/00

(1-)LENERGY

[011/0]76/0-

35/0-

[007/0]95/2-

61/0-

[001/0]8939/3-

76/0-

LOILP

-

 

[079/0]83/1

41/0

[068/0]9179/1

38/0

(1-)LOILP

-

 

-

 

[022/0]6880/2-

65/1-

LPCREDIT

-

 

-

 

[003/0]379/3

22/2

(1-)LPCREDIT

-

 

[078/0]84/1

70/0

-

 

LBASSET

[195/0]33/1

51/0

-

 

-

 

LLIQ

[022/0]44/2-

99/0-

[003/0]28/3-

18/1-

[001/0]8537/3-

 

22/1-

LICOM

[008/0]90/2

19/1

[008/0]92/2

09/1

[0]1713/4

 

42/1

(1-)LICOM

                           

 

بر اساس نتایج به دست آمده در جدول 4، سه معادله تخمین زده شد که در هر کدام از یک شاخص توسعه بانکی استفاده گردیده است. در مدل (1)، تابع تقاضای انرژی بر روی نسبت اعتبارات بانکی به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص توسعه مالی برآورد گردیده است که در آن، به ازای افزایش 1 درصد شاخص توسعه مالی در سطح، تقاضا برای انرژی 65/1 درصد کاهش می­یابد و در صورت افزایش 1 درصد شاخص توسعه مالی با یک وقفه، تقاضای انرژی را به میزان 22/2 درصد افزایش می­دهد و بطور کلی می­توان تأثیر شاخص توسعه مالی را مثبت ارزیابی کرد. اما در مدل (1) اثر قیمت واقعی انرژی بر تقاضای انرژی معکوس است و در صورت افزایش یک درصد قیمت واقعی نفت، تقاضا برای انرژی در ایران به میزان 76/0 درصد تقاضای انرژی کاهش می­یابد. هرچند که قیمت انرژی با یک وقفه 38/0 است ولی اثر نهایی منفی است. درآمد سرانه در مدل داری اثر منفی است به­گونه­ای که اگر یک درصد به درآمد سرانه افزوده شود تقاضای انرژی در ایران به میزان 22/1 درصد کاهش می­یابد.

در مدل (2)، نسبت دارایی­های بانک­ها را به عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفته­ایم و اثر آن را بر روی تقاضای انرژی در ایران بررسی نموده­ایم. براساس نتایج به دست آمده در صورت افزایش یک درصد شاخص توسعه مالی (نسبت دارایی­های بانک­ها به تولید ناخالص داخلی)، تقاضای انرژی در ایران به میزان 7/0 درصد افزایش می­یابد و قیمت نفت در سطح اگر یک درصد افزایش یابد تقاضا برای انرژی 61/0 درصد کاهش می­یابد. هرچند که قیمت واقعی نفت با یک وقفه، تأثیر مثبت به میزان 41/0 درصد را نشان می­دهد ولیکن اثر کل قیمت واقعی نفت بر روی تقاضای انرژی منفی است و براساس آن اثر منفی قیمت محصول بر روی تقاضا کاملاً تأیید می‌گردد. در ادامه همانند مدل (1) اثر منفی درآمد بر روی تقاضای انرژی تأیید می­گردد و در صورت افزایش یک درصد درآمد سرانه، تقاضا برای انرژی به میزان 18/1 درصد کاهش می­یابد.

   در مدل (3)، برای متغیر شاخص توسعه مالی از نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی استفاده گردیده است و براساس آن اگر شاخص توسعه مالی، یک درصد افزایش یابد، تقاضا برای انرژی 51/0 درصد افزایش می­یابد و در صورت افزایش قیمت واقعی نفت به میزان یک درصد، تقاضا برای انرژی به میزان 35/0 درصد کاهش می­یابد و بنابراین همانند دو مدل قبلی رابطه منفی قیمت واقعی نفت و تقاضای انرژی در بلندمدت در اقتصاد ایران کاملاً تأیید می­گردد. افزایش درآمد سرانه در اقتصاد ایران نیز باعث کاهش تقاضای انرژی می­گردد و با افزایش یک درصد درآمد سرانه در ایران، تقاضای انرژی در ایران 99/0درصد کاهش می­یابد. بنابراین با استناد به مطالب این بخش، تأثیر منفی قیمت واقعی نفت بر تقاضای انرژی پذیرفته می­شود. تأثیر منفی درآمد بر تقاضای انرژی نیز گویای اثر منفی درآمدی بر تقاضای انرژی است. در ادامه آماره­های به دست آمده برای سه مدل تخمین زده شده محاسبه گردیده که براساس آن مناسب­ترین الگوی تخمینی مشخص شده است.

 

جدول 5. آماره­های مدل­های تخمین زده شده

مدل

F

R-

Squared

S. B

H-Durbin

 

D.W

AIC

R-Bar-Squared

1

50/7

62/0

11/12

[9/0]063/0-

019/2

21/16

62/0

2

42/9

71/0

85/14

[1/0]43/1-

41/2

63/19

64/0

3

08/7

54/0

06/11

[3/0]85/0

75/1

48/14

46/0

 

 جدول 5 آمار و اطلاعات مربوط به تخمین الگوهای بلندمدت را نشان می­دهد. براساس آماره­­های موجود بهترین مدل برآوردی به ترتیب، مدل (2)، مدل (3) و در نهایت مدل (1) است.

 

2-3. نتایج تخمین الگوی کوتاه­مدت تقاضای انرژی

 برای بررسی تابع تقاضای انرژی کوتاه­مدت در اقتصاد ایران از الگوی ECM استفاده نموده­ایم. در ادامه برای هریک از مدل­های اشاره شده در قسمت­های قبل الگوی تصحیح خطا را تخمین زده و اثر هر یک از متغیرها را بر روی آن بررسی کرده­ایم.

 

جدول 6. نتایج تخمین ECM

مدل (3)

مدل (1)

مدل (2)

 

T-Ratio[Prob]

Coefficient

T-Ratio[Prob]

Coefficient

T-Ratio[Prob]

Coefficient

Regressor

[011/0]76/2-

35/0-

[001/0]89/3-

75/0-

[007/0]95/2-

61/0-

dLOILP

[22/0]44/2-

99/0-

[001/0]85/3-

21/1-

[003/0]28/3-

17/1-

dLICOM

 

 

 

 

[077/0]84/1

69/0

dLBASSET

 

 

[021/0]46/2-

64/1-

 

 

dLPCREDIT

[194/0]33/1

51/0

 

 

 

 

dLLIQ

[001/0]66/3-

43/0-

[0]19/4-

48/0-

[002/0]36/3-

34/0-

(1-)ecm

     

 

50/0

 

69/0

 

 

59/0

R-Squared

[001/0]21/8

 

[0]17

 

[0]08/11

 

F-stat

 

7567/1

 

4179/2

 

0195/2

DW-statistic

 

مدل (1) در جدول 6، الگوی کوتاه­مدت شاخص توسعه مالی را براساس نسبت اعتبارات بانکی به تولید ناخالص داخلی در نظر گرفته­ است، ضریب به دست آمده که گویای کشش تقاضای انرژی به شاخص توسعه مالی است 64/1- است. در این مدل کشش قیمت تقاضای انرژی در کوتاه­مدت 75/0- است و اگر قیمت واقعی نفت در کوتاه‌مدت 1 درصد افزایش یابد، تقاضای انرژی در کوتاه‌مدت 75/0 درصد کاهش و در صورت افزایش درآمد سرانه در کوتاه­مدت به میزان یک درصد تقاضا برای انرژی 21/1درصد کاهش می­یابند. براساس الگوی تصحیح خطای به دست آمده قیمت واقعی نفت عامل آشوب کوتاه‌مدت برای مدل تابع تقاضای انرژی است و در مقابل درآمد سرانه و شاخص توسعه مالی به کاهش نوسانات تقاضای انرژی در بازار کمک می‌کنند و باعث تعدیل سریع‌تر تقاضای کوتاه­مدت انرژی در مسیر بلندمدت می­شوند.

در مدل (2) کشش قیمتی تقاضای انرژی 61/0- است که براساس آن اگر قیمت نفت 1 درصد افزایش یابد، تقاضا برای انرژی 61/0درصد کاهش می­یابد. همچنین در کوتاه­مدت براساس مدل (2)، کشش درآمدی تقاضا 17/1- است که براساس آن می­توان گفت اگر 1 درصد به درآمد سرانه در ایران افزوده شود، تقاضا برای انرژی 17/1 درصد کاهش می­یابد. از سویی کشش تقاضا نسبت به شاخص توسعه مالی 69/0 است. بنابراین براساس مدل (2) در کوتاه­مدت شاخص توسعه مالی بر تقاضای انرژی اثر مثبت دارد. مدل تصحیح خطای تابع تقاضا گویای این است که رشد درآمد سرانه و شاخص توسعه مالی باعث کاهش شوک در تقاضای انرژی و رشد قیمت نفت باعث ایجاد نوسان در بازار تقاضای انرژی می­گردند.

در مدل (3)، شاخص توسعه مالی باعث افزایش تقاضا می­گردد. براساس کشش قیمتی تقاضای انرژی اگر یک درصد به قیمت نفت افزوده شود، 35/0درصد به تقاضای انرژی اضافه می­گردد. کشش درآمدی تقاضای انرژی نیز بیانگر اثر منفی درآمد سرانه بر تقاضای انرژی است که اگر یک درصد به درآمد سرانه اضافه گردد، تقاضا برای انرژی 99/0درصد کاهش خواهد داشت. براساس جمله تصحیح خطا، درآمد سرانه و شاخص توسعه مالی به کاهش نوسانات تقاضا برای انرژی کمک می­‌کنند و در مقابل قیمت نفت عامل نوسان در تقاضای انرژی می­گردد.

 

3-3. نتایج تخمین الگوی بلندمدت تقاضای انرژی

در ادامه به بررسی الگوی بلندمدت برای تقاضای انرژی در ایران خواهیم پرداخت که براساس الگوی ARDL  محاسبه گردیده است.

 

جدول 7. نتایج تخمین AEDL

مدل (3)

مدل (1)

مدل (2)

 

T-Ratio[Prob]

Coefficient

T-Ratio[Prob]

Coefficient

T-Ratio[Prob]

Coefficient

Regressor

[013/0]76/2-

81/0-

[110/0]66/1-

57/0-

[01/0]62/2-

77/0-

LOILP

[0]82/6

45/0

[599/0]53/0-

25/0-

[001/0]90/3

41/0

LICOM

 

 

 

 

[165/0]43/1

17/1

LPCREDIT

 

 

[099/0]17/1

99/1-

 

 

LBASSET

[154/0]47/1

17/1

 

 

 

 

LLIQ

 

 ضرایب به دست آمده در جدول 7 بیانگر تابع تقاصای بلندمدت برای انرژی در ایران هستند. براساس هر سه مدل برآوردی کشش قیمتی تقاضای انرژی در ایران کوچکتر از 1 است. ضرایب به دست آمده برای تأثیر توسعه مالی بر مصرف انرژی در بلندمدت، تنها در مدل (2)، در سطح کمتر از 10 درصد پذیرفته می­شود و در مدل‌های (1) و (3) در سطح کمتر از 10 درصد رد می‌شوند. اما براساس نتایج برای هر 3 مدل ضریب به دست آمده شاخص توسعه مالی بزرگتر از 1 است که نشان‌دهنده بالا بودن تأثیر شاخص توسعه مالی در بلندمدت بر افزایش تقاضای انرژی است. در بلندمدت براساس مدل­های (1) و (3)، کشش درآمدی تقاضای انرژی مثبت ولی براساس مدل (2) منفی است ولیکن در مدل (2) در سطح کمتر از 10 درصد، ضریب به دست آمده رد می­شود. بنابراین می­توان اثر مثبت آن که در 2 مدل دیگر در سطح احتمال کمتر از 1 درصد را پذیرفت.

 

4. نتیجه­گیری و ارائه پیشنهادات

توسعه بازار مالی پدیده­ای است که می­تواند از یک سو به افزایش کارایی سیستم مالی و از سوی دیگر بر فعالیت­های اقتصادی و مصرف انرژی اثرگذار باشد. انرژی به عنوان نیروی محرکه اکثر فعالیت­های تولیدی و خدماتی، جایگاه ویژه­ای در رشد و پویایی اقتصادی بر عهده دارد. بر این اساس، در این مقاله تصمیم گرفتیم به مدل‌سازی ارتباط بین مصرف انرژی و توسعه بازارهای مالی با استفاده از مدل­های خودرگرسیونی با وقفه توزیعی بپردازیم. زیرا در میان مطالعات پیشین خلأ ناشی از نبود چنین مطالعه­ای مشاهده می­شد. داده­های مربوط به میزان تقاضای انرژی برای کل بخش­های اقتصادی در ایران بر مبنای واحد میلیون بشکه نفت است که برای استفاده در مدل تحقیق به شاخص سرانه برای هزار نفر تبدیل گردید. برای شاخص­های بخش توسعه مالی نیز از سه متغیر میزان نقدینگی در جامعه، اعتبارات بخش بانکی و دارایی­های بخش بانکی استفاده گردید و قبل از استفاده با تقسیم بر سطح تولید ناخالص داخلی به صورت شاخص­هایی جهت بررسی توسعه مالی تبدیل شد.

در این مقاله سه مدل برای تابع تقاضای انرژی در ایران به صورت بلندمدت و کوتاه‌مدت بر مبنای شاخص توسعه‌یافتگی مالی تخمین زده شدند. در اولین مدل تابع تقاضای انرژی بر روی نسبت اعتبارات بانکی به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص توسعه مالی تخمین زده شد که در آن به ازای افزایش 1 درصد شاخص توسعه مالی در سطح، تقاضا برای انرژی 65/1 درصد کاهش می­یابد و در صورت افزایش 1 درصد شاخص توسعه مالی با یک وقفه، تقاضای انرژی را به میزان 22/2 درصد افزایش می­دهد. بطور کلی می­توان تأثیر شاخص توسعه مالی را مثبت ارزیابی کرد. در مدل (2)، نسبت دارایی­های بانک­ها به تولید ناخالص داخلی را به عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفتیم و اثر آن را بر روی تقاضای انرژی در ایران بررسی نمودیم. براساس نتایج به دست آمده درصورت افزایش یک درصد شاخص توسعه مالی، تقاضای انرژی در ایران به میزان 7/0 درصد افزایش می­یابد. در مدل (3) نیز برای متغیر شاخص توسعه مالی از نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی استفاده گردید و براساس آن اگر شاخص توسعه مالی یک درصد افزایش یابد، تقاضا برای انرژی 51/0 درصد افزایش می­یابد.

برای بررسی تابع تقاضای انرژی کوتاه­مدت در اقتصاد ایران نیز از الگوی ECM استفاده نموده­ایم و در ادامه برای هریک از مدل­های اشاره شده در قسمت­های قبل الگوی تصحیح خطا را تخمین زده و اثر هر یک از متغیرها را بر روی آن بررسی کردیم. بر مبنای جمله تصحیح خطا در مدل­های تخمینی، درآمد سرانه و شاخص توسعه مالی به کاهش نوسانات تقاضا برای انرژی کمک می­کنند و در مقابل قیمت نفت عامل نوسان در تقاضای انرژی معرفی می­گردد. کشش شاخص توسعه مالی در بلندمدت نیز بزرگتر از 1 است که نشان‌دهنده بالا بودن تأثیر شاخص توسعه مالی در بلندمدت بر افزایش تقاضای انرژی است.

 

منابع

الف- فارسی

آرمن، سیدعزیز و روح­اله زارع (1384)، «بررسی رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران طی سال­های 1381-1346»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، شماره 24، صفحات 143-117.

بهبودی، داود، اصغرپور، حسین و محمدحسن قزوینیان (1388)، «شکست ساختاری، مصرف انرژی و رشد اقتصادی ایران»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، شماره 3، صفحات 84-53.

ترکمان احمدی، معصومه (1389)، بررسی شکل ضعیف کارایی در بازار سهام با رویکرد جدید، پایان‌نامه دوره کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اجتماعی، دانشگاه رازی کرمانشاه.

تهرانی، رضا (1387)، مدیریت مالی، چاپ پنجم، انتشارات نگاه دانش.

جزوه آموزشی دوره مقدماتی آشنایی با بورس اوراق بهادار و نحوه سرمایه­گذاری در آن.

جونز، چارلز پی (1386)، مدیریت سرمایه­گذاری، ترجمه و اقتباس: رضا تهرانی و عسگر نوربخش، چاپ سوم، انتشارات نگاه دانش.

شیرین­بخش، شمس­اله و زهرا حسن خونساری (1384)، کاربرد Eviews در اقتصادسنجی، چاپ دوم، انتشارات پژوهشکده امور اقتصادی.

عبده‌تبریزی، حسین (1383)، «بازار سرمایه: نیروی محرکه توسعه اقتصادی»، کنفرانس بازار سرمایه، موتور محرک توسعه اقتصادی ایران.

گجراتی، دامودار (1387)، مبانی اقتصادسنجی، جلد دوم، ترجمه حمید ابریشمی، انتشارات دانشگاه تهران.

گزارش کارکردهای بورس اوراق بهادار و جایگاه آن در بازارهای مالی (1376)، دی ماه.

گزارش کارکردهای بورس اوراق بهادار و جایگاه آن در بازارهای مالی (1386)، دی ماه.

نجفی، زهرا (1388)، تأثیر آزادسازی تجاری و سرمایه انسانی بر رشد اقتصادی ایران، پایان‌نامه دوره کارشناسی ارشد، دانشکده امور اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان.

 نوفرستی، محمد (1387)، ریشه واحد و همجمعی در اقتصادسنجی، چاپ اول، انتشارات رسا.

 

ب- انگلیسی

Fung, M. K. (2009), “Financial Development and Economic Growth: Convergence or Divergence?”, Journal of International Money and Finance, No. 28, pp. 56-67.

International Energy Agency (2007), World Energy Outlook, IEA.

Levine, R. and S. Zervos (1996), “Stock Market Development and Long Run Growth”, World Bank Economic Review, No. 10, pp. 323-339.

Levine, R. and S. Zervos (1998), “Stock Markets, Banks, and Economic Growth”, American Economic Review, No. 88, pp. 537-558.

Mielnik, O. and J. Goldemberg (2002), “Foreign Direct Investment and Decoupling between Energy and Gross Domestic Product in Developing Countries”, Energy Policy, No. 30, pp. 87-89.

Sadorsky, P. (2010), “The Impact of Financial Development on Energy Consumption in Emerging Economies”, Energy Policy, No. 38, pp. 2528-2535.

Sadorsky, P. (2011), “Financial Development and Energy Consumption in Central and Eastern European Frontier Economies”, Energy Policy, No. 39, pp. 999-1006.

Tamazian, A. and B. B. Rao (2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter for Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”, Energy Economics, No. 32, pp. 137-145.

Tamazian, A., Chousa, J. P. and C. Vadlamannati (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from the BRIC Countries”, Energy Policy, No. 37, pp. 246-253.

 



* دانشگاه آزاد اسلامی واحد کرمانشاه                                                                                     mehdi_moradpour@yahoo.com

** استادیار دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه بوعلی سینا همدان

*** کارشناس بازار سرمایه                                                                                                             masumehahmadi@yahoo.com

[1]. Auto Regressive Distributed  Lags (ARDL) Model

[2]. براساس تئوری پرتفیلو (Portfolio Theory)

[3]. Smith, Spears, Roussean and Schumpeter

[4]. عبده‌تبریزی (1383)

[5]. سادورسکی (2011)

[6]. بهبودی و همکاران (1388)

[7]. مانند مطالعه لوین (1997) و فانگ (2009)

[8]. آرمن و زارع (1384)

[9]. Mielnik and Goldemberg (2002)

[10]. Belloumi (2009)

[11]. Sadorsky (2010)

[12]. Shahbaz and Lean (2012)

[13]. Augmented Dickey-Fuller Test

[14]. Critical Values

[15]. Mackinnon

[16]. نوفرستی (1387)

[17]. Error Correction Mechanism (ECM)

[18]. Philips (1957)

[19]. Sargan (1964)

[20]. برای مطالعه بیشتر به ابریشمی و مهرآرا (1381)، اقتصادسنجی کاربردی رجوع شود.

[21]. Error Correction Term

[22]. نوفرستی (1378)

[23]. Auto Regressive Distributed Lag Method

[24]. Akaike Information Criterion

[25]. Schwart Bayesian Criterion

[26]. Hannan Quinn Criterion

[27]. R-Bar Squared

[28]. Pesaran, et al (1996)

الف- فارسی

آرمن، سیدعزیز و روح­اله زارع (1384)، «بررسی رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران طی سال­های 1381-1346»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، شماره 24، صفحات 143-117.

بهبودی، داود، اصغرپور، حسین و محمدحسن قزوینیان (1388)، «شکست ساختاری، مصرف انرژی و رشد اقتصادی ایران»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، شماره 3، صفحات 84-53.

ترکمان احمدی، معصومه (1389)، بررسی شکل ضعیف کارایی در بازار سهام با رویکرد جدید، پایان‌نامه دوره کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اجتماعی، دانشگاه رازی کرمانشاه.

تهرانی، رضا (1387)، مدیریت مالی، چاپ پنجم، انتشارات نگاه دانش.

جزوه آموزشی دوره مقدماتی آشنایی با بورس اوراق بهادار و نحوه سرمایه­گذاری در آن.

جونز، چارلز پی (1386)، مدیریت سرمایه­گذاری، ترجمه و اقتباس: رضا تهرانی و عسگر نوربخش، چاپ سوم، انتشارات نگاه دانش.

شیرین­بخش، شمس­اله و زهرا حسن خونساری (1384)، کاربرد Eviews در اقتصادسنجی، چاپ دوم، انتشارات پژوهشکده امور اقتصادی.

عبده‌تبریزی، حسین (1383)، «بازار سرمایه: نیروی محرکه توسعه اقتصادی»، کنفرانس بازار سرمایه، موتور محرک توسعه اقتصادی ایران.

گجراتی، دامودار (1387)، مبانی اقتصادسنجی، جلد دوم، ترجمه حمید ابریشمی، انتشارات دانشگاه تهران.

گزارش کارکردهای بورس اوراق بهادار و جایگاه آن در بازارهای مالی (1376)، دی ماه.

گزارش کارکردهای بورس اوراق بهادار و جایگاه آن در بازارهای مالی (1386)، دی ماه.

نجفی، زهرا (1388)، تأثیر آزادسازی تجاری و سرمایه انسانی بر رشد اقتصادی ایران، پایان‌نامه دوره کارشناسی ارشد، دانشکده امور اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان.

 نوفرستی، محمد (1387)، ریشه واحد و همجمعی در اقتصادسنجی، چاپ اول، انتشارات رسا.

 

ب- انگلیسی

Fung, M. K. (2009), “Financial Development and Economic Growth: Convergence or Divergence?”, Journal of International Money and Finance, No. 28, pp. 56-67.

International Energy Agency (2007), World Energy Outlook, IEA.

Levine, R. and S. Zervos (1996), “Stock Market Development and Long Run Growth”, World Bank Economic Review, No. 10, pp. 323-339.

Levine, R. and S. Zervos (1998), “Stock Markets, Banks, and Economic Growth”, American Economic Review, No. 88, pp. 537-558.

Mielnik, O. and J. Goldemberg (2002), “Foreign Direct Investment and Decoupling between Energy and Gross Domestic Product in Developing Countries”, Energy Policy, No. 30, pp. 87-89.

Sadorsky, P. (2010), “The Impact of Financial Development on Energy Consumption in Emerging Economies”, Energy Policy, No. 38, pp. 2528-2535.

Sadorsky, P. (2011), “Financial Development and Energy Consumption in Central and Eastern European Frontier Economies”, Energy Policy, No. 39, pp. 999-1006.

Tamazian, A. and B. B. Rao (2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter for Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”, Energy Economics, No. 32, pp. 137-145.

Tamazian, A., Chousa, J. P. and C. Vadlamannati (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from the BRIC Countries”, Energy Policy, No. 37, pp. 246-253.