تاثیر هدفمندی یارانه انرژی برق بر تقاضای خانوارها به تفکیک شهر و روستا در ایران (یک رهیافت سیستمی)

فاطمه بزازان^[1]، میرحسین موسوی^[2]، فرناز قشمی^[3]

تاریخ دریافت: 29/06/1393                                                            تاریخ پذیرش: 26/03/1394

چکیده

رشد دایمی مصرف انرژی برق که به طور عمده از واقعی نبودن قیمت آن نشات گرفته توانایی شبکه برق‌رسانی ایران را برای تامین تقاضا با مشکل مواجه کرده است. بنابراین قیمت‌گذاری بهینه انرژی برق یکی از مسائل مهم در زمینه مدیریت انرژی برق است. علاوه بر این، بخش خانگی یکی از مهم‌ترین اجزای مصرف انرژی برق در کشور به شمار می‌آید. از این رو مطالعه مصرف در این بخش یک ضرورت است. بر این اساس، در پژوهش حاضر به بررسی تاثیر هدفمندی یارانه انرژی برق بر تقاضای خانوارها به تفکیک شهر و روستا با استفاده از سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل (AIDS) و روش رگرسیون‌های به ظاهر نامرتبط (SUR) می‌پردازیم. داده‌های مورد استفاده در این پژوهش شامل شاخص‌های قیمت و مخارج مصرفی خانوارهای شهری و روستایی مرکز آمار ایران، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و اطلاعات ترازنامه انرژی طی سال‌های 1391 ـ 1370 است. نتایج نشان می‌دهند که انرژی برق برای خانوارهای شهری و روستایی جزو کالاهای ضروری به حساب می‌آید و قدرمطلق کشش قیمتی خودی برای هر دو نوع خانوار کمتر از واحد به دست آمده است. بنابراین سیاست‌های قیمتی انرژی به تنهایی برای کاهش مصرف برق احتمالا کارساز نبوده و ضرورت ایجاب می‌کند در کنار آن از سیاست‌های غیرقیمتی استفاده شود.

طبقه‌بندی JEL:Q48, Q41, C51, D01

کلیدواژه‌ها: سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل، هدفمندی یارانه انرژی، خانگی، ‌برق‌، تقاضا

1- مقدمه

کشور ایران، نه تنها یک تولید‌کننده عمده انرژی، بلکه یک مصرف‌کننده بزرگ انرژی محسوب می‌شود. جمعیت بالا، مساحت زیاد کشور و برنامه‌های صنعتی و توسعه شهری همگی عوامل موثر بر سهم بازار مصرف است و طبیعی به نظر می‌رسد کشور پهناوری مثل ایران، مصارف متنوعی برای انرژی داشته و سطح مصرف در آن بالا باشد. انرژی برق نیز یکی از اقلام مهم مصرفی است که با قیمتی نسبتا پایین‌تر از قیمت جهانی در اختیار مصرف‌کنندگان قرار می‌گیرد (صانعی و سعادت، 1391) و همین امر نگرانی‌هایی در زمینه اتلاف آن به دلیل واقعی نبودن قیمت‌اش ایجاد کرده است.

رویکرد ایران در زمینه یارانه‌های انرژی، پیش از اجرای طرح هدفمندی یارانه‌ها، رویکرد مناسبی برای اقتصاد کشور به حساب نمی‌آمد. از یک سو پایین بودن قیمت منابع انرژی باعث اتلاف آنها می‌شد و از سوی دیگر یارانه‌های غیر مستقیم بگونه‌ای نامتعادل بین طبقات اجتماعی توزیع می‌شد و بهره‌مندی طبقات آسیب‌پذیر از آن کم بود. تجارب بین‌المللی نشان می‌دهد یکی از موثرترین راه‌های تعدیل مصرف انرژی اعمال قیمت‌گذاری است (حسین نژاد، 1392). اگر چه واضح است اصلاح قیمت به تنهایی به مصرف بهینه منجر نمی‌شود و باید همزمان به بهینه‌سازی صنایع، بهبود کیفیت زیر ساخت خانه‌های مسکونی و بالابردن آگاهی عمومی در راستای استفاده بهینه مصرف خانوارها نیز پرداخت.

از طرفی افزایش قابل توجه در بهای انرژی برق اثری عمیق و چند بعدی بر خانوارها و  فعالیت‌های تولیدی می‌گذارد. افزایش بهای انرژی برق به صورت تدریجی یا یکباره، تمایل مصرف‌کنندگان آن را تحت تاثیر قرار خواهد داد و انتظار می‌رود قیمت بالای این انرژی مخارج زندگی را برای تمامی خانوارهای شهری و روستایی افزایش دهد. همچنین قیمت بالای انرژی برق اولویت را به کالاها و خدماتی می‌دهد که به انرژی کمتری نیاز دارند و این امر منجر به تغییر در ترکیب سبد مصرف‌کنندگان خانگی می‌شود. در نتیجه اهمیت بررسی روی مصرف انرژی برق خانگی را دو چندان می‌کند. در همین راستا هدف اصلی مقاله سنجش اثر هدفمندی یارانه انرژی برق بر تقاضای خانوار شهری و روستایی است. 

به منظور دستیابی به هدف، مقاله به این صورت سازماندهی شده است: پس از مقدمه در بخش دوم به بررسی مبانی نظری پژوهش می‌پردازیم. در بخش سوم به پیشینه تحقیق به طور مشروح می‌پردازیم. در بخش چهارم به مدل و روش برآورد آن اشاره خواهیم کرد. در بخش پنجم پایه‌های آماری تحقیق و برآورد تجربی مدل ارائه می‌شود و در نهایت در بخش ششم به نتیجه‌گیری و ارائه سیاست‌های پیشنهادی خواهیم پرداخت.

لازم به توضیح است که برآورد تقاضای برق به دلیل اهمیتی که در اقتصاد دارد موضوع مطالعات زیادی بوده است و آنچه  مطالعه حاضر را از سایر مطالعات متمایز می‌کند این است که اغلب آنها به صورت تک معادله‌ای و نه سیستمی تقاضای برق را برآورد کرده‌اند به این معنی که تقاضای برق خانوارها را جدا از تقاضا برای سایر کالاها در نظر گرفته اند. اما از آنجایی که بودجه خانوارها محدود است اگر تقاضا برای هر کالا تغییر کند روی مصرف و در نتیجه تقاضای کالاهای دیگر نیز اثرگذار است که رویکرد سیستم معادلات تقاضا این جنبه را نیز لحاظ می‌کند. علاوه بر این، در اغلب مطالعات پیشین، تفکیکی بین خانوارهای شهری و روستایی که در این مطالعه مورد توجه است، قایل نشده‌اند.

 

2- مبانی نظری

2-1- تابع تقاضا

تابع تقاضا برای یک کالا و خدمت عبارت است از مقادیر مختلفی از آن کالا یا خدمت که مصرف‌کننده در قیمت‌های مختلف، طی یک دوره زمانی معین و به شرط ثبات سایر عوامل مایل و قادر به خریدن آن است (هندرسون کوانت، 1391). میزان کالای خریداری شده به چند عامل که مهم‌ترین آنها عبارت است از: قیمت خود کالا و کالاهای دیگر، درآمد مصرف‌کنندگان، تعداد مصرف‌کنندگان، سلیقه و ترجیحات بستگی دارد. به طور مختصر سه شیوه برای استخراج تابع تقاضا از تابع مطلوبیت داریم:

* به حداکثر رساندن مطلوبیت مصرف‌کننده با توجه به محدودیت بودجه (تابع تقاضای معمولی)

* از طریق تابع مطلوبیت غیرمستقیم و اتحاد روی از تابع مخارج مصرف‌کننده

* از طریق تابع مطلوبیت غیرمستقیم و لم شفارد (امینی، 1388).

به لحاظ نظری می‌توان دو گونه تابع تقاضا را از هم جدا کرد؛ توابع تقاضای منفرد و توابع تقاضای سیستمی. ادبیات تجربی نشان می‌دهد که برآوردهای تابع تقاضا تا دهه 1950 به صورت تک معادله بوده است، اما از دهه 1950 به بعد برآورد توابع تقاضا برای کالاها دچار تحولاتی در خصوص لحاظ کردن رابطه اسلاتسکی، قیود بودجه‌ای و همگنی و... شد و در همین راستا برآورد سیستمی پیشنهاد شد. در تابع تقاضای تک معادله‌ای بدون توسل به نظریه‌های اقتصادی مدل، تصریح و برآورد می‌شوند که این روش با سه ایراد اساسی روبه‌رو است:

الف) در این روش انتخاب فرم تابعی معادلات تقاضا و متغیرهای موجود، قراردادی و فاقد توجیه نظری است.

ب) در تابع به کار گرفته شده کشش تمام متغیرها برون‌زا فرض می‌شود.

ج) در این روش قید بودجه در برآورد معادلات تقاضا لحاظ نمی‌شود. بنابراین پارامترهای تخمینی قیودی را که براساس نظریه تقاضا بر آنان تحمیل می‌شود برآورده نمی‌سازند (آخوندزاده، 1388). در حالی که در تقاضای سیستمی، مدل تقاضای مصرف‌کننده به طور معمول مبتنی بر تئوری اقتصاد خرد بوده که طرف تقاضا را لحاظ و اطلاعات طرف عرضه را نادیده می‌گیرند. مزیت عمده معادلات تقاضای سیستمی در این موضوع است که روابط اسلاتسکی بین معادلات، قیود بودجه، همگنی و...، محدودیت‌هایی که بین معادلات وجود دارد و امکان برقراری یا آزمون آنها در حالت تک معادله‌ای وجود ندارد را لحاظ می‌کند. یک مدل سیستمی تقاضا باید نخست با تئوری اقتصاد سازگار بوده، سپس به راحتی قابل برآورد بوده و به خوبی رفتار داده‌ها را نشان دهد.

مهم‌ترین کاربرد الگوهای سیستمی تقاضا، کمک به سنجش کشش‌های قیمتی و درآمدی گروه‌های کالایی مختلف و ارزیابی میزان حساسیت مصرف‌کنندگان به تغییرات قیمتی و درآمدی است (موسوی و همکاران، 1386). چهار نوع شناخته شده از الگوهای سیستمی تقاضا[4] در ادبیات اقتصادی وجود دارد:

* سیستم مخارج خطی

* سیتسم تقاضای ترانسلوگ

* سیستم تقاضای رتردام

* سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل

در این مقاله از سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل برای تحلیل رفتار مصرفی خانوارهای شهری و روستایی کشور استفاده شده است.

* سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل AIDS [5]

سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل اولین بار توسط «دیتون و مولبایر»[6] در سال 1980 پایه‌گذاری شد. این سیستم تقاضا از یک تابع مطلوبیت قابل مشاهده استخراج نمی‌شود، بلکه از بکارگیری لم شفارد به دست می‌آید ( دیتون و مولبایر،1980). در سیستم تقاضای AIDS برای استخراج معادلات تقاضا از یک تابع مخارج مصرف‌کننده  به شکل PIGLOG استفاده می‌شود. تابع PIGLOG عبارت است از:

 

(1)                                        

 

در این رابطه فرض بر این است که u بین صفر و یک باشد که «صفر» زندگی در حداقل معیشت و «یک» بیانگر حد اعلای لذت از زندگی را نشان می‌دهد. a(p) نشان‌دهنده هزینه معیشت و b(p) نشان‌دهنده هزینه رفاه است که به صورت زیر تعریف می‌شوند.

 

(2)                            

 

(3)                                                               

 

بنابراین رابطه هزینه سیستم AIDS به صورت زیر خواهد بود:

 

(4)       

 

که در آن  پارامترها هستند. به راحتی می‌توان بررسی کرد که  برحسب p همگن خطی است. اگر داشته باشیم:

 

 (5)                                                             

 

با استفاده از لم شفارد، می‌توان از تابع ،‌ تقاضای کالاهای مختلف را استخراج کرد. براساس لم شفارد رابطه  است که اگر طرفین در  ضرب شود، خواهیم داشت:

 

(6)                                                                     

 

که در آن  سهم بودجه‌ای کالای iام است. بنابراین اگر از رابطه  به صورت لگاریتمی مشتق گرفته شود، طرف راست  را می‌دهد.

 

 (7)                                                

 

که در آن:

 (8)                                                                                     

 

از دید مصرف‌کننده، حداکثرکننده مطلوبیت، کل مخارج m برابر با e(u ,p) است و این برابری می‌تواند u را به صورت تابعی از m, p بدهد که همان تابع غیرمستقیم است. اگر این کار برای تابع lne(u ,p) انجام شده و در رابطه  جایگذاری شود، آنگاه سهم مخارج کالای iام، تابعی از m, p به دست می‌آید:

 

(9)                                                            

 

که در آن:

   (10)                              

 

سیستم AIDS به راحتی قابل تفسیر است. این سیستم نشان می‌دهد که در صورت نبود تغییر قیمت‌های نسبی و درآمدهای واقعی (مخارج واقعی)، سهم مخارج کالای موردنظر نیز ثابت باقی می‌ماند. تغییر در مخارج واقعی از طریق ها و تغییر در قیمت‌های نسبی از طریق ها بر سهم مخارج کالا اثر می‌گذارد. ها برای کالاهای لوکس مثبت و برای کالاهای ضروری منفی و جمع آنها صفر است (موسوی و همکاران، 1386).

 نکته مهم این سیستم آن است که با توجه به شاخص قیمت P معادله فوق برحسب ضرایب غیرخطی بوده و سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل غیرخطی (NAIDS)[7] را تشکیل می‌دهد و برای برآورد ضرایب، استفاده از روش‌های غیرخطی که نیاز به آمار اطلاعات کافی دارند، لازم است.

در بیشتر مطالعات تجربی به جای استفاده از شاخص واقعی P و روش غیرخطی از شاخص استون به عنوان جانشینی برای شاخص واقعی P استفاده شده و با این عمل، مدل به صورت سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل خطی (LAIDS)[8] درآمده و توابع تقاضا به صورت توابعی خطی از قیمت‌ها و مخارج کل تبدیل می‌شود که می‌توان آن را با استفاده از روش‌های خطی برآورد کرد. دیتون و مولبایر (1980) برای تبدیل سیستم تقاضای خودشان به یک سیستم خطی، شاخص استون را به صورت زیر معرفی کردند:

 

(11)                                                                              

 

- محدودیت‌های تابع تقاضای تقریبا ایده‌آل به صورت روابط زیر تعریف می‌شوند:

محدودیت جمع پذیری:

(12)                                                 

محدودیت همگنی:

(13)                                                                                                                                                      

محدودیت تقارن:

(14)                                                                                                     

 

- کشش‌های سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل عبارتند از: (موسوی و همکاران، 1386)

کشش درآمدی:

(15)                                                                                            

کشش قیمتی خودی مارشالی:

(16)                                                                                                                                     

کشش قیمتی متقاطع مارشالی:

 (17)                                                                                                                                 

کشش قیمتی خودی هیکسی:

(18)                                                                   

کشش قیمتی متقاطع هیکسی:

(19)                                                                                                                             

 

سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل دارای ویژگی‌هایی است که باعث تمایز آن از سایر مدل‌ها می شود که عبارتند از:

الف) قابلیت تلفیق بر مبنای خانوار را به راحتی داراست. در بسیاری از سیستم‌های معادلات تقاضا، هنگام تلفیق بر مبنای خانوار، فرم تابعی مدل به نوعی دستخوش تغییر می‌شود که امکان برآورد مدل را مشکل و یا حتی غیرممکن می‌سازد. حسن مدل AIDS در این است که فرم تابعی مدل دستخوش تغییر نمی‌شود.

ب) برآورد مدل آسان است. هر چند که مدل AIDS در فرم تابعی خود غیرخطی است اما به راحتی می‌توان با استفاده از شاخص استون به جای شاخص واقعی P مدل را به صورت خطی برآورد کرد. دیتون و مولبایر (1980) نشان داده‌اند که نتایج حاصل از برآورد مدل به صورت غیرخطی با نتایج حاصل از برآورد خطی بسیار نزدیک است.

پ) با نظریه تقاضا سازگار است.

ج) تقریب مرتبه اول از هر سیستم تقاضاست.

د) قید بودجه خود به خود تامین می‌شود.

هـ) از آنجایی که مدل تقاضای تقریبا ایده‌آل از فرآیند حداکثر کردن مطلوبیت با توجه به سطح مشخصی از درآمد حاصل نشده، بنابراین هیچ دلیلی وجود ندارد که قیود همگنی و تقارن را دارا باشد. از طرفی خصوصیت عمده‌ای که این دسته از معادلات دارا هستند، آن است که می‌توان وجود این قیود را در این معادلات بررسی و آزمون کرد.

ی) فرم تابعی آن بگونه‌ای است که با داده‌های بودجه خانوار سازگار است و با توجه به فرم این الگو، امکان وارد کردن متغیرهای جمعیتی در تحلیل تقاضا وجود دارد (دیتون و مولبایر،1980).

ویژگی‌های فوق بهترین دلیل برای استفاده از این مدل در پژوهش حاضر است.

 

3- پیشینه پژوهش

مطالعات گسترده‌ای با موضوع برآورد تابع تقاضای برق در داخل و خارج از کشور صورت گرفته که در ادامه ابتدا به برخی از مطالعات داخلی و سپس به مطالعات بین‌المللی اشاره می‌کنیم.

 

3-1- مطالعات داخلی

محمدی، برزگر و محمدی (1392) به بررسی تاثیر هدفمندی یارانه بر مصرف برق مشترکین شهر مرودشت پرداختند و نشان دادند که هدفمندی یارانه‌ها باعث تغییر
قابل توجهی در نحوه مصرف مشترکین شهر مرودشت نشده است. صادقی، سلمانی و سهرابی وفا (1391) به بررسی اثر افزایش قیمت حامل‌های انرژی بر رفاه مصرف‌کنندگان در بخش خانگی، پرداختند و به این نتایج دست یافتند که برق کالایی لوکس و دارای کشش قیمتی منفی است. همچنین نشان دادند که در صورت افزایش 6 برابری قیمت‌ها در فروردین 1390، اثر مستقیم واقعی کردن قیمت‌های حامل‌های انرژی (افزایش قیمت) جبران نشده است و مصرف‌کنندگان متضرر شده‌اند.

نصرالهی و همکاران (1391) به تحلیل تقاضای حامل‌های انرژی بخش خانگی مناطق شهری ایران پرداختند. نتایج نشان دادند که برق کالایی ضروری  و  بی‌کشش محسوب می‌شود.

اسدی مهماندوستی (1388) به لزوم و چگونگی اصلاح الگوی مصرف و یارانه‌های فرآورده‌های نفتی و سنجش آثار تورمی آن پرداخت و نشان داد که سیاست افزایش تدریجی قیمت فرآورده‌های نفتی به روش خطی بر  روی تورم و همچنین خانوارها نسبت به سایر سناریوها تاثیر کمتری دارد و سیاست افزایش یکباره قیمت‌ها دارای بالاترین آثار تورمی است. در نهایت در جهت حصول به نتایج بهتر ناشی از اجرای سیاست‌های قیمتی و تعدیل تورم‌های ناشی از افزایش قیمت‌های فرآورده‌های نفتی پیشنهاد داد که سیاست‌های مکملی به عنوان سیاست‌های غیر قیمتی به همراه آن اجرا شود.

منظور و همکاران (1388) به مدل‌سازی تقاضای هر یک از حامل‌های انرژی در بخش خانگی پرداختند و نشان دادند که برق کالایی با کشش است. 

شاهمرادی، مهرآرا و فیاضی (1387) به بررسی آزادسازی قیمت حامل‌های انرژی و آثار آن بر رفاه خانوار و بودجه دولت پرداختند. براساس نتایج این تحقیق، افزایش صددرصدی قیمت تمامی حامل‌های انرژی موجب افزایش 08/0 درصد در شاخص بهای مصرف‌کننده می‌شود و آزادسازی کامل قیمت حامل‌های انرژی موجب افزایش 108/0 درصد در شاخص بهای مصرف‌کننده می‌شود.

مشیری و شاهمرادی (1385) به برآورد تقاضای برق خانوارهای کشور پرداختند و نشان دادند که برق یک حامل بی‌کشش و کالایی ضروری است.

زورار (1384) با استفاده از ماتریس حسابداری اجتماعی نشان داد که افزایش قیمت برق تا سطح قیمت‌های جهانی، متوسط شاخص قیمت در اقتصاد ایران را 35 درصد افزایش خواهد داد.

خوش سیما (1382) به بررسی تابع تقاضای انرژی در بخش خانگی پرداخت و نشان داد که  برق کالایی بی‌کشش است.

رضایی (1378) به برآورد سیستم تقاضای حامل‌های انرژی در بخش خانگی با استفاده از مدل سیستم مخارج خطی (LES) پرداخت. نتایج حاکی از آن است که برق کالایی لوکس است و کشش قیمتی خودی آن برابر واحد است.

سوری و بختیار (1377) به بررسی اثرات تورمی افزایش قیمت اثرات مستقیم و غیرمستقیم و افزایش قیمت انرژی پرداختند و نشان دادند که رساندن قیمت انواع انرژی به سطح قیمت‌های تمام شده باعث می‌شود که متوسط قیمت‌ها حدود 56 درصد افزایش یابد.

باستانژاد (1377) به بررسی اثر تورمی تغییر قیمت حامل‌های انرژی پرداخت. نتایج نشان داد که انرژی برق بالاترین نرخ تورم را داشته و با متوسط رشد سالانه 23 درصد، دارای بیشترین رشد هزینه است.

 

3-2- مطالعات خارج از کشور

نوی و دیگران[9] (2011) به برآورد تقاضای انرژی خانگی در کشور کنیا پرداختند و نشان دادند که برق کالایی کشش‌ناپذیر است.

لین و جیانگ[10] (2010) به برآورد یارانه‌های انرژی و تاثیر اصلاح یارانه‌های انرژی در چین در قالب مدل CGE پرداختند. نتایج نشان داد که تحت سناریوی حذف کامل یارانه  بدون بازتوزیع درآمد آن، رفاه اقتصادی، تولید ناخالص داخلی و اشتغال کاهش پیدا می‌کند و تحت سناریوی حذف کامل یارانه انرژی و بازتوزیع درآمد آن در اقتصاد آثار مثبتی وجود خواهد داشت.

ابوالعینین و همکاران[11] (2009) به بررسی تاثیر حذف تدریجی یارانه فرآورده‌های نفتی در مصر با استفاده از مدل CGE پرداختند. نویسندگان نشان دادند که حذف یارانه‌های انرژی، نابرابری توزیع درآمد را کاهش می‌دهد و رفاه چارک‌های ثروتمند بیشتر کاهش پیدا می‌کند.

فتینی و بکون[12] (1999) در ایران با استفاده از جدول داده- ستانده، اثر تعدیل قیمت انرژی تا سطح قیمت‌های جهانی را بر قیمت سایر کالاها و سطح زندگی، با فرض ثبات دستمزد و قیمت سایر عوامل تولید بررسی کردند. نتایج نشان دادند که در مجموع، افزایش یکباره قیمت حامل‌های انرژی حدود 13 درصد،‌ قیمت‌های متداول در آغاز سال 2001-2000 را افزایش خواهد داد. 

یوری و بوید[13] (1997) در مطالعه‌ای به ارزیابی اثرات اقتصادی افزایش قیمت‌ حامل‌های انرژی در مکزیک پرداختند و تاثیر افزایش قیمت برق را در اقتصاد مکزیک با استفاده از یک مدل تعادل عمومی CGE[14] مورد بررسی قرار دادند. ‌نتایج نشان دادند که افزایش قیمت، سبب کاهش مصرف انرژی توسط خانوارها و تولیدکنندگان، کاهش تولید در بخش‌های تولیدی مصرف‌کننده این حامل‌های انرژی، کاهش اثرات مضر زیست محیطی و در نهایت، افزایش دریافتی‌های دولت می‌شود.

هوپ و سینگ[15] (1995) به بررسی اثر افزایش قیمت فرآورده‌های نفتی و برق در شش کشور مالزی، غنا، زیمبابوه، کلمبیا، اندونزی و ترکیه در دهه 80 بر بخش صنعت، خانوارها و متغیرهای کلان اقتصاد پرداختند. نتایج نشان دادند که در بیشتر کشورها الگوی مصرف انرژی به سمت جانشینی سوخت تغییر کرده است. همچنین با وجود افزایش قیمت انرژی در همه کشورها، نرخ رشد تولیدات صنعتی بعد از اصلاحات، بالاتر از قبل اصلاحات (به استثنای ترکیه) بوده است.

ماتسوکاوا، مادونا و ناکاشیما[16] (1993) به پیاده کردن روش قیمت‌گذاری رمزی در صنعت برق ژاپن پرداختند و به این نتیجه رسیدندکه برق کالایی کشش‌ناپذیر است.

هاتاکر[17] (1951)، فیشر و کایزن[18] (1962)، نیز به برآورد تابع تقاضای برق پرداختند، نتایج نشان دادندکه تعداد وسایل مصرف‌کننده انرژی به طور عمده به تغییرات درآمد، تغییرات جمعیت و تعداد خانوارهای مشترک برق بستگی دارد و قیمت انرژی تاثیری بر تعداد این وسایل ندارد.

دیتون و مولبایر[19] (1980)، از سیستم تقریبا ایده‌آل برای برآورد تقاضای گروه‌های کالایی استفاده کردند.

بلانسی فورتی و گرین[20] (1983) نشان دادند که اگر خودهمبستگی سریالی مشاهده شده در معادلات تقاضای مدل ارائه شده توسط دیتون و مولبایر از تصریح نادرست مدل باشد، منظور کردن شکل‌گیری عادات به تصحیح این خطا کمک می‌کند.

پراسر[21] (1985) مدل با وقفه محدود برای قیمت حامل‌های انرژی را تصریح کرد و تابع تقاضای انرژی برای کشورهای OECD ارائه کرد.

 

4- مدل و روش برآورد آن

جهت برآورد سیستم معادلات تقاضا با استفاده از سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل می‌توان از روش رگرسیون‌های به ظاهر نامرتبط (SUR)[22] که اولین بار توسط زلنر[23] به کار گرفته شده است، استفاده کرد (زلنر، 1962).

علت استفاده از تکنیک SUR وجود همبستگی بین جملات اخلال معادلات تقاضا یا سهم هزینه با هم است. وجود ارتباط بین جملات اخلال معادلات متفاوت به این علت است که جمع سهم‌های هزینه برابر واحد است. بنابراین اگر طرفین معادلات با هم جمع شوند، جمع طرف دوم معادلات نیز ‌باید برابر واحد شود (موسوی و همکاران ، 1386).  جملات اخلال با وجود فرض جمع‌پذیری برابر صفر می‌شود، یعنی  و این به معنی ارتباط خطی جملات اخلال معادلات یکسان است. مجموع تمام متغیرهایی که وارد نشده‌اند در جملات اخلال ظاهر خواهد شد و بین این جملات همبستگی ایجاد خواهد کرد.

در روش SUR فرض بر این است که بین جملات اخلال یک معادله خودهمبستگی وجود ندارد و این جملات دارای واریانس همسان هستند، اما جملات اخلال در معادلات متفاوت دارای واریانس ناهمسان هستند. همچنین همبستگی همزمانی بین جملات اخلال معادلات متفاوت وجود دارد، اما همبستگی غیرهمزمانی بین جملات اخلال معادلات متفاوت وجود ندارد. بنابراین می‌توان 1-n معادله را تخمین زد و معادله nام را با استفاده از قیود اعمال شده به دست آورد.

مزیت استفاده از مدل SUR به جای OLS برای برآورد معادلات در کارایی بیشتر روی تخمین‌زننده‌ها است. این کارایی با افزایش ارتباط بین جملات اخلال بیشتر خواهد بود. به عبارت دیگر، هر چه ارتباط بین جملات اخلال در معادلات متفاوت سهم هزینه با هم بیشتر باشد، روش SUR کاراتر خواهد بود. تحت برقراری دو شرط، بکارگیری روش SUR افزایشی در کارایی نسبت به روش OLS ایجاد نمی‌کند و چنانچه یکی از آنها نقض شود OLS کارا نیست. این دو شرط عبارتند از: تمام همبستگی‌های همزمان صفر باشند که با توجه به مطالب بالا این شرط برقرار نبوده و دیگری، متغیرهای توضیحی در تمام معادلات یکسان باشند که باید به آن توجه داشت که اگر در مدل محدودیت‌ها بین معادلات متفاوت وجود نداشت (به طور مثال، برای یک ضریب در معادله) برآوردهای SUR تفاوتی با برآوردهای OLS نمی‌کرد (جانستون، 1984).

برای آزمون محدودیت همگنی و تقارن از طریق SUR مدل را غیرمقید[24] تخمین زده و با استفاده از آزمون والد[25] این مساله را آزمون می‌کنیم. در صورت رد نشدن این قیود آن را به مدل، تحمیل و مدل را به صورت مقید[26] تخمین می‌زنیم.

دراین پژوهش با توجه به اینکه هدف اصلی بررسی تاثیر هدفمندی یارانه انرژی برق بر تقاضای آن بر مصرف خانوارها در ایران است، انتخاب تعداد گروه کالاها بر مبنای سهم هزینه گروه کالاها در هزینه خانوارها بوده است. ابتدا برق را به عنوان یک کالا انتخاب کرده و سپس بقیه کالاها بر‌اساس سهم هزینه‌ای انتخاب شده‌اند تا توازن بین آنها برقرار باشد و به این صورت در نظر می‌گیریم که:

  

 

که در آن سهم مخارج برق از کل بودجه خانوار، سهم مخارج خوراک و دخانیات، سهم مخارج پوشاک و کفش، سهم مخارج مسکن، سهم مخارج سایر گروه کالاها است.  به ترتیب شاخص‌های قیمت برق، خوراک و دخانیات، پوشاک و کفش و مسکن هستند. کل بودجه خانوار و شاخص قیمتی استون است.

یادآور می‌شود که برای به دست آوردن سهم مخارج سایر گروه‌ کالایی از سهم مخارج بهداشت و درمان، حمل و نقل، ارتباطات، تفریح و امور فرهنگی، تحصیل، اثاث و کالا و خدمات متفرقه استفاده شده است و قیمت آن نیز از میانگین وزنی گروه‌های بالا به دست آمده است. اثر هدفمندی یارانه انرژی برق و افزایش قیمت آن نیز  با توجه به کشش‌های قیمتی و درآمدی تحلیل خواهد شد.

 

5- داده‌ها و نتایج تجربی

در این پژوهش از آمار سری زمانی بودجه خانوار، شاخص بهای کالاها و خدمات مختلف در مناطق شهری و روستایی سال‌های 1370 تا 1391 از دو نهاد رسمی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و مرکز آمار ایران اخذ شده است. از بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، نتایج بررسی بودجه خانوار شهری و شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی خانوار شهری در دوره مطالعه 1391-1370 و از مرکز آمار ایران، نتایج آمارگیری از هزینه و درآمد خانوار روستایی، شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی خانوار روستایی استفاده شده است.

در حال حاضر آمار هزینه و درآمد خانوارهای شهری از طریق دو منبع «مرکز آمار ایران» و «بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران» و آمار هزینه و درآمد خانوارهای روستایی توسط «مرکز آمار ایران» منتشر می‌شود. به دلیل فقدان و کمبود داده‌های منتشر شده برای هزینه و درآمد خانوار شهری توسط «مرکز آمار ایران» این داده‌ها از «بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران» جمع‌آوری شده‌اند. شاخص قیمت انرژی برق از ترازنامه انرژی که سالانه توسط وزارت نیرو تهیه می‌شود، اخذ شده است. توابع تقاضای گروه کالایی برای خانوارهای شهری و روستایی به طور جداگانه برآورد شده که در ادامه ابتدا نتایج برآورد برای خانوار شهری و سپس برای خانوار روستایی گزارش می‌شود.

 

5-1 برآورد تقاضای گروه‌های کالایی برای خانوار شهری

به منظور تخمین و برآورد پارامترهای مدل سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل، ابتدا معادلات چهار گروه کالایی را برای خانوار شهری به صورت غیر مقید تخمین زده و سپس به آزمون محدودیت‌های همگنی و تقارن می‌پردازیم. در صورت پذیرش این قیود، مدل به صورت مقید به قیود یاد شده برآورد می‌شود.

 

جدول 1- آزمون محدودیت همگنی برای تقاضای خانوار شهری

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

جدول2- آزمون محدودیت تقارن برای تقاضای خانوار شهری

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

با توجه به نتایج جدول (1) فرضیه همگنی برای گروه کالایی خوراک و دخانیات در سطح معنی‌داری پنج درصد رد می‌شود در حالی که این فرضیه را برای دیگر گروه‌های کالایی نمی‌توان رد کرد، اما فرضیه تقارن با توجه به نتایج جدول (2) برای همه گروه‌های کالایی رد می‌شود. بنابراین مدل به صورت مقید به قید همگنی باید برآورد شود (موسوی و همکاران، 1386). ضرایب معادله تقاضا برای مسکن نیز با توجه به محدودیت‌ها براساس ضرایب سایر معادلات محاسبه شده است. ضرایب به دست آمده در جدول (3) آورده شده است.

 

جدول 3- برآورد ضرایب معادلات مقید به همگنی برای تقاضای خانوار شهری

ادامه جدول 3- برآورد ضرایب معادلات مقید به همگنی برای تقاضای خانوار شهری

- اعداد داخل پرانتز آماره t را نشان می‌دهد.

* معنی‌دار نیستند.

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

5-1-1 کشش‌های تقاضا برای گروه‌های کالایی خانوار شهری

در محاسبه تمامی کشش‌ها با استفاده از معادلات (21) تا (25) از مقادیر میانگین سهم‌ها در طول دوره استفاده شده است. همچنان که در جدول (4) ملاحظه می‌شود کشش مخارجی برای برق 10/0 است. در نتیجه انرژی برق در بودجه کل خانوار کشش‌ مخارجی مثبت و کوچکتر از واحد دارد. به عبارت دیگر، با افزایش بودجه کل خانوار سهم این گروه کالا با نسبت کمتری افزایش پیدا می‌کند. با این تفاسیر می‌توان گفت برق یک کالای ضروری برای خانوارهای شهری به شمار می‌آید.

عناصر قطری جدول (4) نمایانگر کشش‌های قیمتی خودی و عناصر خارجی قطر، کشش متقاطع را نشان می‌دهند. بررسی کشش‌های قیمتی خودی نشان می‌دهد که برای هر پنج گروه کالایی کشش قیمتی منفی است، یعنی طبق انتظار بین مقدار تقاضا و قیمت یک رابطه منفی وجود دارد. همچنان که ملاحظه می‌شود کشش خودی قیمتی برای برق 134/0- است، به این معنی که با یک درصد افزایش در قیمت برق، تقاضای خانوار شهری 134/0 درصد کاهش پیدا می‌کند و چون قدرمطلق کشش  برق کوچکتر از صفر است، تابع تقاضا برای آن کشش‌ناپذیر است.

علامت مثبت کشش متقاطع نشان‌دهنده جانشین بودن دو کالا و علامت منفی نشان‌دهنده مکمل بودن دو کالاست، اما به دلیل اینکه هر یک از این گروه‌ها شامل زیرگروه‌های بسیار هستند و ممکن است در داخل این زیرگروه‌ها موارد مشترک هم باشند، بنابراین به طور قطعی نمی توان دلیل برای درست بودن رابطه جانشینی و مکملی گروهی با گروه دیگر بیان کرد. سطر اول جدول (4)  به ترتیب از چپ به راست، نشان‌دهنده کشش متقاطع برق با خوراک و دخانیات، پوشاک و کفش، مسکن و سایر است. بنابراین می‌توان گفت که افزایش یک درصدی در قیمت برق منجر به کاهش 455/0 درصدی در تقاضای پوشاک و کفش، افزایش 071/0 درصدی در تقاضای گروه کالایی مسکن و افزایش 162/0 درصدی در تقاضای گروه کالایی سایر می‌شود. از طرفی به علت معنی‌دار نبودن ضریب لگاریتم قیمت خوراک و دخانیات در معادله برق، مخارج خوراک و دخانیات تاثیری بر مخارج انرژی برق نمی‌گذارد.

 

جدول 4- کشش‌های تقاضا برای گروه‌های کالایی خانوار شهری

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

نتایج حاصل از محاسبه کشش‌های هیکسی، تقریبا همانند کشش‌های مارشالی است و تفاوت قابل ملاحظه‌ای مشاهده نمی‌شود که از این جهت منطبق با این تئوری است که واکنش مصرف‌کنندگان در مقابل تغییرات قیمت خود کالا زمانی که درآمد جبران نمی‌شود بالاتر است.

از طرفی انرژی برق نسبت به گروه کالایی مسکن جانشین ناخالص است، در حالی که گروه کالایی مسکن نسبت به انرژی برق مکمل ناخالص‌اند. این مشکل با تعریف کشش جانشینی آلن و موریشیما بر طرف خواهد شد (منظور و همکاران، 1388). کشش جانشینی ناخالص به جهت اثر درآمدی ناشی از تغییرات قیمت، طبقه‌بندی نامتقارنی از کالاها نسبت به یکدیگر ارائه می‌کند به طوری که هر چند کشش جانشینی کالای i  نسبت به قیمت کالای j منفی (مثبت) است، کشش جانشینی کالایj  نسبت به قیمت کالای i  می‌تواند مثبت (منفی) شود. به منظور رفع این مشکل در مجموع دو روش عملی برای محاسبه کشش‌های جانشینی جزیی بین دو متغیر ارایه شده است: «کشش جانشینی آلن (AES)»^[27] و «کشش جانشینی موریشیما (MES)»^[28] (منظور و همکاران ، 1388).

کشش جانشینی آلن بر‌اساس مطالعات بلک اورابی و راسل^[29] (1981 و 1989) در سیستم معادلات سهم مخارج (AIDS) عبارتند از:

 

(20)                                                                            

 

(21)                                                                   

 

 ضریب پارامتر در معادله مورد نظر و w سهم بودجه اختصاص یافته به گروه کالایی  مورد نظر از کل بودجه خانوار است. با اینکه کشش جانشینی آلن روش متداولی در تحلیل رفتار جانشینی بین کالاها در شرایط مختلف است، اما بر‌اساس مطالعات بلک اورابی و راسل (89 و 1981)، زمانی که روابط جانشینی بیش از دو کالا از طریق کشش جانشینی آلن بررسی می‌شود، به دلیل پیچیده شدن روابط، دقت کشش‌های جانشینی آلن به عوامل متعددی از جمله روش انتخاب نقطه تخمین، بستگی خواهد داشت و در نتیجه برآورد حاصل از آن غیر قابل استناد خواهد بود. آنها در چنین مواردی «کشش جانشینی موریشیما» که نتایج دقیق‌تری از روابط جانشینی ارائه می‌دهد، پیشنهاد داده‌اند.

کشش جانشینی موریشیما به صورت زیر محاسبه می‌شود:

 

(22)                                                                        

                                              

کشش‌های موریشیما اثرات تغییر قیمت بر نسبت دو کالا را نشان می‌دهند؛ اگر کشش به دست آمده مثبت باشد، دو کالا جانشین موریشیمای یکدیگر و اگر منفی باشد، مکمل موریشیما  هستند. نتایج برآورد کشش‌های موریشیما در جدول (5) محاسبه شده است. بر‌اساس نتایج این جدول ملاحظه می‌شود تمامی گروه‌های کالایی دو به دو جانشین موریشیمای یکدیگر هستند.

 

جدول5-کشش‌های موریشیما تقاضای گروه‌های کالایی- خانوار شهری

ماخذ:یافته‌های پژوهش

 

 

 

5-2 برآورد تقاضای گروه‌های کالایی برای خانوار روستایی

به منظور تخمین مدل و برآورد پارامترهای مدل سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل ابتدا معادلات چهار گروه کالایی را برای خانوار روستایی به صورت غیرمقید تخمین زده و سپس به آزمون محدودیت‌های همگنی و تقارن می‌پردازیم. در صورت تایید فرضیه همگنی و یا تقارن، مدل را به صورت مقید به قیود یاد شده برآورد می‌کنیم.

 

جدول 6- آزمون محدودیت همگنی برای تقاضای خانوار روستایی

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

جدول 7- آزمون محدودیت تقارن برای تقاضای خانوار روستایی

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

در نتیجه با توجه به جدول (6) فرضیه همگنی برای گروه‌های کالایی برق و سایر در سطح معنی‌داری پنج درصد رد می‌شود، در حالی که برای دیگر گروه‌های کالایی این فرضیه را نمی‌توان رد کرد، ولی فرضیه تقارن رد می‌شود (جدول 7). بنابراین قید همگنی در معادلات سهم برای خانوار روستایی اعمال شده (موسوی و همکاران، 1386) و معادلات سهم برق، خوراک و دخانیات، پوشاک و کفش و سایر مقید به قید همگنی با روش SUR برآورد می‌شود. ضرایب معادله مسکن نیز با توجه به محدودیت‌ها براساس ضرایب سایر معادلات محاسبه شده است. ضرایب به دست آمده در جدول (8) آورده شده است.

 

 

جدول 8 - برآورد ضرایب معادلات مقید به قید همگنی برای تقاضای خانوار روستایی

- اعداد داخل پرانتز آماره t را نشان می‌دهد.

*معنی‌دار نیست.

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

5-2-1 کشش‌های تقاضا برای گروه‌های کالایی خانوار روستایی

 

جدول 9ـ کشش‌های تقاضا برای گروه‌های کالایی خانوار روستایی

ادامه جدول 9ـ کشش‌های تقاضا برای گروه‌های کالایی خانوار روستایی

ماخذ: یافته‌های پژوهش

 

همچنان که در جدول (9) مشاهده می‌شود کشش مخارجی برای برق 38/0است، به این معنی که با یک درصد افزایش در مخارج کل خانوار روستایی، سهم انرژی برق 38/0 درصد افزایش می‌یابد و از آنجایی که کشش درآمدی برق مثبت و کوچک‌تر از واحد است،‌ به این ترتیب با افزایش کل مخارج خانوار سهم این گروه‌ کالایی با نسبت کمتری افزایش می‌یابد. با این تفاسیر می‌توانیم بگوییم انرژی برق یک کالای ضروری برای خانوار روستایی است.

بررسی کشش‌های قیمتی خودی نشان می‌دهد که برای هر پنج گروه کالایی کشش خودقیمتی منفی است. یعنی طبق انتظار بین مقدار تقاضا و قیمت یک رابطه منفی وجود دارد. همچنان که ملاحظه می‌شود کشش خود قیمتی برای برق 14/0- است، به این معنی که با یک درصد افزایش در قیمت برق تقاضای خانوار روستایی 14/0 درصد کاهش می‌یابد و چون قدرمطلق آن کوچکتر از صفر است، تابع تقاضا برای برق کشش‌ناپذیر است.

در بررسی کشش متقاطع، سطرها تاثیر تغییرات قیمت گروه‌های کالایی را بر تقاضای خود گروه‌ها و سایر گروه‌های کالایی در جدول (9) نشان می‌دهد. علامت مثبت کشش متقاطع نشان‌دهنده جانشین بودن دو کالا و علامت منفی نشان‌دهنده مکمل بودن دو کالاست. سطر اول جدول (9)،  به ترتیب از چپ به راست، نشان‌دهنده کشش متقاطع برق با خوراک و دخانیات، پوشاک و کفش، مسکن و سایر است. بنابراین می‌توان گفت که افزایش یک درصدی در قیمت برق منجر به کاهش 245/1 درصدی در تقاضای خوراک و دخانیات، کاهش 828/0 درصدی در تقاضای پوشاک وکفش و افزایش 962/0 درصدی در تقاضای گروه کالایی سایر می‌شود. علاوه بر این به علت معنی‌دار نبودن ضریب لگاریتم قیمت گروه کالایی مسکن در معادله انرژی برق، کشش متقاطع برای آن محاسبه نمی‌شود و این به آن معنا است که مخارج مسکن تاثیری بر مخارج انرژی برق نمی‌گذارد.

نتایج حاصل در جدول (9) از محاسبه کشش‌های هیکسی همانند کشش‌های مارشالی است و تفاوتی مشاهده نمی‌شود. قدرمطلق کشش‌های خود قیمتی جبران نشده (مارشالی) بزرگ‌تر از کشش‌های خود قیمتی جبرانی (هیکسی) است که از این جهت منطبق با این تئوری است که واکنش مصرف‌کنندگان در مقابل تغییرات و قیمت خود کالاها زمانی که درآمد جبران نمی‌شود بالاتر است.

همچنین انرژی برق نسبت به گروه کالایی خوراک و دخانیات مکمل ناخالص یکدیگر وگروه کالایی خوراک و دخانیات نسبت به انرژی برق جانشین ناخالص یکدیگرند .برای رفع مشکل کشش‌های موریشیما گروه‌های کالایی محاسبه شده‌اند. برای دیگر گروه‌های کالایی نیز این کشش محاسبه شده است. نتایج برآورد کشش‌های موریشیما در جدول (10) محاسبه شده است. بر‌اساس نتایج این جدول ملاحظه می‌شود تمامی گروه‌های کالایی دو به دو جانشین یکدیگرند.

 

جدول10- کشش موریشیما تقاضای گروه‌های کالایی- خانوار روستایی

ماخذ:یافته‌های پژوهش

5-3 مقایسه تاثیر هدفمندی یارانه انرژی برق بر تقاضای خانوار شهر و روستا- سال‌های 1391-1390

برای بررسی بیشتر تاثیر هدفمندی یارانه انرژی برق و مقایسه‌ای بین شهر و روستا، کشش قیمتی خودی مارشالی و کشش مخارجی با استفاده از روابط (22) و (21) برای سال‌های 1391-1390 محاسبه و در جدول (11) و (12) سازماندهی شدند. به این دلیل که هدفمندی یارانه انرژی برق و افزایش قیمت آن تاثیر خود را بیشتر در سال‌های 90 و 91 بر مصرف خانوارها نشان داد، کشش‌ها به صورت جداگانه برای این دو سال محاسبه شدند.

با توجه به نتایج جدول (11) پس از هدفمندی، کشش قیمتی خودی مارشالی برق در سال 90 برای خانوار شهری 32/0- در حالی که در سال 91 برابر 16/0-  محاسبه شده است. این کشش در همان سال‌های مورد بررسی برای خانوار روستایی به ترتیب 40/0- و 24/0- به دست آمد. با توجه به نتایج به دست آمده می‌توان گفت که در سال 90 با بالا رفتن قیمت‌ها، خانوارها در کوتاه‌مدت کمتر عکس‌العمل نشان داده و مصرفشان کاهش کمتری داشته است. به عنوان مثال، خانوارها در اثر افزایش قیمت برق به سرعت نمی‌توانند الگوی مصرف و یا وضعیت مسکن خود را تغییر داده و یا وسایل با بازده بالا را جایگزین وسایل فرسوده برقی کنند، بنابراین به علت کشش‌ناپذیری بیشتر در کوتاه‌مدت، افزایش قیمت در سال‌های 89 و 90 (به علت هدفمندی یارانه انرژی برق ) باعث افزایشP  بیش از کاهش Qd شده، بنابراین سهم برق در بودجه کل خانوار بالا رفته است. اما در سال 91 مردم فرصت بیشتری برای عکس‌العمل داشته‌اند، بنابراین احتمالا Qd  بیشتر کاهش یافته و سهم برق از کل بودجه خانوار کم شده است. در نتیجه کوچک‌تر بودن کشش قیمتی محاسبه شده در سال 91 نسبت به سال 90 نشان می‌دهد که اگر افزایش قیمت جدیدی در سال 91 رخ دهد، میزان عکس‌العمل مصرف‌کننده کمتر خواهد بود.

کشش مخارجی (جدول12) برای سال‌های 1391-1390 برای خانوار شهری به ترتیب 29/0 و 12/0 و برای خانوار روستایی 56/0 و 45/0 به دست آمدکه می‌تواند نشان‌دهنده این مطلب باشد که در بخش روستایی، هدفمندی یارانه انرژی برق و افزایش قیمت آن باعث می‌شود درصد بالایی از بودجه خانوار روستایی نسبت به خانوار شهری به انرژی برق اختصاص یابد، در نتیجه سیاست‌های قیمتی در راستای افزایش قیمت انرژی می‌تواند مخارج زندگی را برای خانوار روستایی بیشتر افزایش داده و در نتیجه رفاه آنها به نسبت بیشتری کاهش یابد.

 

جدول 11- کشش‌های قیمتی خودی مارشالی خانوار شهری ـ روستایی (سال‌های 1391-1390)

ماخذ:یافته‌های پژوهش

 

جدول 12- کشش‌های مخارجی خانوار شهری ـ روستایی (سال‌های 1391-1390)

ماخذ:یافته‌های پژوهش

 

6- نتیجه‌گیری و سیاست‌های پیشنهادی

با توجه به یافته‌های پژوهش می‌توان توصیه‌های زیر را در جهت اتخاذ سیاست‌های مناسب ارائه کرد. از آنجا که قدرمطلق کشش قیمتی خودی برای هر دو نوع خانوار شهری و روستایی کمتر از واحد و کوچک به دست آمده، سیاست‌های قیمتی انرژی به تنهایی برای کاهش مصرف برق احتمالا کارساز نبوده و ضرورت ایجاب می‌کند در کنار آن از سیاست‌های مکملی چون تشویق مردم به استفاده از وسایل کم مصرف، افزایش فرهنگ مصرف و آگاهی عمومی استفاده شود.

همچنین  مدل تعرفه‌های پلکانی افزایشی[30] در قیمت‌گذاری برق می‌تواند در شرایط افزایش قیمت‌ها توجیه اقتصادی داشته باشد. همچنین از آنجا که انرژی برق برای خانوارهای شهری و روستایی کالایی ضروری به حساب می‌آید، در بخش روستایی هدفمندی یارانه انرژی باعث می‌شود درصد بالایی از بودجه خانوار روستایی نسبت به خانوار شهری به انرژی برق اختصاص یابد، در نتیجه سیاست‌های قیمتی در راستای افزایش قیمت انرژی می‌تواند مخارج زندگی را در بخش روستایی افزایش و منجر به کاهش رفاه خانوارها شود، بنابراین حمایت از این خانوارها در برابر نتایج منفی ناشی از هدفمندی یارانه انرژی می‌تواند در اولویت باشد.

 

7- منابع و ماخذ

الف) فارسی

1-           آخوندزاده، طاهره (1388)، «آثاررفاهی تعدیل قیمت حامل‌های انرژی»، پایان نامه دکتری، دانشکده علوم اجتماعی و اقتصاد دانشگاه الزهرا (س).

2- اسدی مهماندوستی، الهه (1388)، «لزوم و چگونگی اصلاح مصرف و یارانه‌های فرآورده‌های نفتی و سنجش آثار تورمی» فصلنامه اقتصاد انرژی، سال ششم، شماره 20، ص 139-121.

3- امینی، صفیار (1388)، «طرح تحقیقاتی بررسی و تعیین حداقل معیشت خانوارهای شهری استان کردستان»، خرداد 1388، دانشگاه آزاد سنندج.

4- باستانژاد، حسین (1377)، «بررسی اثر تورمی افزایش قیمت انرژی»، نشریه اقتصاد و برنامه ریزی و بودجه، شماره 25 و 26.

5- بانک مرکز جمهوری اسلامی ایران، نتایج بررسی بودجه خانوار شهری، سال‌های (1391-1370)، تهران.

6- بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی خانوار شهری، سال‌های (1391-1370)، تهران.

7- حسین‌نژاد،آمنه، برآورد تقاضای حامل‌های انرژی خانوارهای شهری و روستایی کشور طی دوره 1370-1390: رویکرد تابع تقاضای تقریبا ایده‌آل، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه الزهرا (س).

8- خوش‌سیما، رضا (1382)، «بررسی تقاضای انرژی در بخش خانگی»، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.

9- رضایی، مجید (1378)، «برآورد سیستم تقاضای حامل‌های انرژی در بخش خانگی»، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.

10- زورار، پرمه (1384)، «بررسی یارانه انرژی و آثار افزایش قیمت حامل‌های انرژی بر سطوح قیمت‌ها در ایران»، پژوهشنامه بازرگانی، شماره 34، ص 148-117.

11- سهیلی،کیومرث (1382)، «بررسی تطبیقی مدل‌های تقاضای انرژی»، مجله دین و ارتباطات، شماره 17، ص 194-159.

12- سوری، بختیار (1377)، «بررسی اثرات تورمی افزایش قیمت،گروه مدل‌سازی و تلفیق»، دفتر برنامه‌ریزی انرژی، معاونت امور انرژی، وزارت نیرو و عضو کمیته فنی انرژی و اقتصاد.

13- شاهمرادی، اصغر، مهرآرا، محسن و فیاضی، نوید (1387)، «آزادسازی قیمت حامل‌های انرژی و آثار آن بر رفاه خانوار و بودجه دولت از روش داده -ستانده»، مجله پژوهش‌های اقتصاد ایران، بهار 89، شماره 42، ص 180-163.

14- صادقی، حسین، سلمانی، یونس و سهرابی‌وفا، حسین (1391)، «بررسی اثر افزایش قیمت حامل‌های انرژی بر رفاه مصرف‌کنندگان بخش خانگی با استفاده از سیستم تقاضای تقریبا ایده‌آل (AIDS)»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال نهم، شماره 45، ص 46-23.

15- صانعی، برات‌اله و سعادت، رحمان (1392)، «اثر کاهش یارانه برق بر شاخص‌های کلان تاثیرگذار در تولید بخشی ایران»، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره 67،
ص 20-1.

16- محمدی، نرجس، برزگر، مرضیه و محمدی، وحید (1392)، «نقش هدفمندسازی یارانه‌ها بر نحوه مصرف برق مشترکین خانگی (مورد مطالعه: مشترکین خانگی برق مرودشت)»، هجدهمین کنفرانس شبکه های توزیع نیروی برق، کرمانشاه،
اردیبهشت (1392)

17- مرکز آمار ایران، شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی خانوار روستایی، سال‌های (1391-1370)، تهران.

18- مرکز آمار ایران، نتایج آمارگیری از هزینه و درآمد خانوار روستایی، سال‌های (1391-1370)، تهران.

19- مرکز آمار ایران، آمار خام طرح بودجه خانوار، سال‌های (1391-1370)، تهران.

20- مشیری، سعید و شاهمرادی، اکبر (1385)، «برآورد تقاضای گاز طبیعی و برق خانوارهای کشور: مطالعه خرد مبتنی بر بودجه خانوار»، تحقیقات اقتصادی، شماره 72،
ص 335-305 .

21- موسوی، میرحسین، رضایی، ابراهیم و هیراد، علیرضا (1386)، «بررسی تجربی سیستم تقاضای رتردام با استفاده از داده‌های مخارج مصرفی خانوارهای شهری (مطالعه موردی: استان آذربایجان غربی)»، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 117، ص155-117.

22- منظور، داود، جدیدزاده، علی و شاهمرادی، اصغر (1388)، «مدل‌سازی تقاضای انرژی خانگی در ایران، رویکرد تابع تقاضای انعطاف‌پذیر تقریبا ایده‌آل»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال ششم، شماره 23، ص 91-71.

23- م.هندرسون،  جیمز، وا. و کوانت، ریچارد (1391)، تئوری اقتصاد خرد، مترجم قره‌باقیان، مرتضی و پژویان، جمشید، چاپ چهاردهم، تهران: موسسه خدمات فرهنگی رسا.

24- نصرالهی، زهرا، صمدی، علی‌حسین و روشندل، مهرناز (1391)، «تجزیه و تحلیل انرژی بخش خانگی در مناطق شهری ایران (1387-1363): انتخاب بین الگوی تقاضای سیستم تقریبا ایده‌آل و رتردام»، فصلنامه اقتصاد محیط زیست و انرژی، سال اول، شماره 2، ص 200-173.

25- وزارت نیرو، معاونت امور برق و انرژی، دفتر برنامه‌ریزی کلان برق و انرژی، ترازنامه انرژی سال‌های مختلف.

ب) انگلیسی

1- Aboulein, E-Laithy, Kheir-E-Din, H.(2009), “The Impact of Phasing out of Subsidies of Petroleum Energy Product in Egypt”, The Egyptian Center for Economic Studies, no.145, pp 1-24.

2- Blackorby, C. and R. R. Russell. (1989), “Will the Real Elasticity of Substitution Please Stand Up?” American Economic Review, vol.79, no.79 .pp. 282-288.

3- Blanciforti, I., Green, R. (1983), “An Almost Ideal Demand System Incorporating Habits :An Analysis of Expenditure on Food and Aggregate Groups”, The Review of Economics and Statistics, vol. 65, pp. 511-515.

4- Deaton, A.S,& Muellbauer, J.(1980), ”An Almost Ideal Demand System”, American Economic Review, vol. 70, no. 3, pp. 312-326.

5- Fetini, H, Bacon, R.(1999), “Economic Aspects of Increasing Energy Prices to Border Price Levels in the Islamic Republic of Iran”, The World Bank, Middle East and Africa Region.

6- Fisher, F.M,& Kaysen, C.(1962), The Demand of Electricity in the United States, North Holland, Amsterdam.

7- Hope, E, Singh, B.(1995), “Energy Price Increases in Developing Countries: case study of Colombia, Ghana, Indonesia, Malaysia, Turkey, and Zimbabwe”, Policy Research Department, Working Paper1442, World Bank, Policy Research Department, Washington, D.C.

8- Houthaker,H. S.(1975), “Some Calculation on Electricity Consumption in Great Britain in J Roy Stat Soc”, vol.114, pp. 354-371.

9 -Johnston, J.(1998), “Econometric Methods”, McGraw-Hill, New York.

10- Lin, B. Jiang, Zh. (2010), “Estimates of Energy Subsidies in China and Impact of Energy Subsidy Reform”, Energy Economics, vol. 32, Issue. 2, pp. 273-283.

11-Matsukawa, I.& Madono, S. & Nakashima, T.(1993), “An Empirical Analysis of Ramsey Pricing in Japanese Electric Utilities”, Journal of the Japanese and International Economies, vol.7, no.3, pp. 256-276.

12- Ngui, D.M., Mutua, J.M, Osiolo, H. and Aligula, E.(2011), “Household Energy Demand in Kenya: An Application of the Linear Approximate Almost Ideal Demand System (LA-AIDS)”, Energy Policy, no. 39.

13- Prroser, R.D.(1985), “Demand Elasticities in OECD Countries: Dynamic Aspects”, Energy Economics, vol.7, pp. 9-12.

14- Uri, N. D. and Boyd, R.(1997), “An Evaluation of the Economic Effects of Higher Energy Prices in Mexico”, Energy Policy, vol. 25, no. 2, pp.205-215.

15- Zellner, A.(1962), “An Efficient Method of Estimating Seemingly Unrelated Regressions and Tests for Aggregation Bias”, Journal of the American Statistical Association, vol. 57, no. 298, pp 348-368.

 

تعداد مشاهده مقاله: 6,758

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 2,809