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Estimation de la demande régionale d'eau résidentielle en présence d'une tarification progressive et non linéaire en Tunisie. Une approche par cointégration sur données de panel

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par Younes BEN ZAIED
Université Tunis El Manar - Mastére de recherche en économie mathématiques et économétrie 2009
  

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Chapitre 4

Résultats empiriques et

intérpretations

5.1 Introduction

Notre échantillon est constitué de six régions qui couvrent toute la Tunisie. Ces régions sont : le centre ouest, le centre east, le nord east, le nord ouest, le sud et le grand tunis. Les données receuillies sont trimestrielles et s'inscrivent dans la période allant du premier trimestre de l'année 1980 au quatérième trimestre de l'année 2007. En conséquence, les variables ont pour indice (it) oft i = 1,2,...,6 dénote la région et t =1,2,...,112 exprime le trimestre concerné. Les données ont été fournies par la SONEDE, l'INM11, l'INS et l'ONAS12. Il convient de souligner en outre qu'il a fallu procéder à une construction mathématique pour obtenir le taux de branchement et le prix moyen. La non disponibilité d'un revenu régional en Tunisie auprés de l'INS nous a améné à utiliser les enquêtes consommations de L'INS pour approximer le revenu.

Nous estimons les deux équations pour les deux blocs sur la base des données entre 1980 et 1996 aÞn de comparer nos résultats avec ceux de l'étude de Ayadi et al [2002][1] sur la même base qui ne tient pas compte de la non stationnarité en panel puis nous conduisons la même estimation sur toute la période (1980 et 2007).

11L'instutit national de méterologie 12L'office natinal d'assainissement

5.2 Résultats des tests de racine unitaire :

Avant de déterminer l'existence ou l'absence de liens dynamiques entre les variables qui composent nos deux modèles, il est indispensable de déterminer l'ordre de l'intégration de chaque série. C'est pour cette raison que nous employons les tests de racine unitaire appliqués à un panel, selon les approches de Levine et al [2002], IPS[2003], MW [1999] et Hadri [2000]. Le tableau 3 présente les résultats des tests de RU pour les deux périodes d'estimation ( 1980 à 1996 et 1980 à 2007).

Le tableau ci-dessous présente les résultats des 4 tests que l'on appliquent pour juger l'ordre d'intégration des séries par lesquelles nous procédons aux diffèrents tests de cointégration qui sont applicables à des séries I(1).

Les valeurs de la statistique corrigée de Levin et al ainsi que la statistique d'IPS et de Hadri [2000] sont distribuées suivant la loi normale centrée réduite alors que le test de MW suit la loi de ÷2(12). Tous les tests sont unilatéraux, si bien que les valeurs critiques largement positives de la statistique de MW devraient conduire au rejet de l'hypothèse nulle de racine unitaire ; à contrario, pour tous les autres tests, les valeurs largement négatives de leurs statistiques nous amèneraient à rejeter la même hypothèse exception faite du test de Hadri[2000] oft les valeurs largement négatives conduisent à accepter la stationnarité. Les résultats des tests sur toutes les séries en niveau et en diffèrence première sont rapportés par le Tableau 3.

En se basant sur ces régles des décisions, il est claire que toutes les séries sont intégrées d'ordre un [ I(1)] durant les deux périodes ((1980-1996) et (1980- 2007)) exception faite du revenu du bloc supérieur (Rs) en logarithme, le nombre d'abonnés dans le bloc inférieur (NAi) et le taux de branchement de ce même bloc (TXi) en logarithme, qui sont intégrés d'ordre deux [I(2)]. La non stationnarité de ces séries en diffèrence primère est due à la non Þabilité des données sur le revenu d'une part, du faite qu'on lisse les enquêtes INS de consommation qui s'observe chaque cinq ans sur toute la période, et au mouvement des abonnés entre les deux blocs ( les abonnés dont le revenu augmente glissent vers le bloc supérieur et les autres qui pratique des politiques économes d'eau glissent vers le bloc inférieur via la tariÞcation rigoureuse dans le bloc supérieur). Le test IPS nous conduirait à rejeter l'hypothèse nulle de la non stationnarité pour la variable PL en logarithme durant la prémière période d'estimation (1980_1996), c'est une contradiction avec la décision du test LLC. Sous l'hypothèse alternative de ce test, la série peut être stationnaire pour un nombre d'individu N1 et non stationnaire pour N -N1.Ce qui rend ces résultats acceptables.

La décision du test de MW est de réjeter l'hypothèse nulle pour la plupart des séries et durant les deux périodes d'estimation. Cela est contradictoire avec

les décisions des autres tests, mais l'approche de MW est non paramètrique et la puissance de ce test augmente avec la dimension temporelle.

Notons enÞn que l'application de ces quatre tests nous a aménée à juger les séries non stationnaires pour les deux périodes d'estimation. Toutes les variables sont intégrées d'ordre un (I(1)) exception faite du revenu du bloc supérieur et du nombre d'abonnés pour la première période d'estimation (1980_1996).

Tableau 3: Test de racine unitaire pour les deux périodes

 

t* ä(1)

t* ä(2)

Wt(1)

Wt(2)

Zô(1)

Zô(2)

PMW(1)

PMW(2)

LCi

-0.82

-2.90

-1.55

-4.09

4.97

4.87

23.82

43.98

LCs

1.90

-1.54

2.09

-2.34

4.54

3.57

93.93

39.69

LNAi

2.66

0.36

3.16

0.012

5.20

6.89

54.62

31.80

LNAs

1.70

0.13

-0.98

-0.66

7.01

2.80

17.65

43.81

LRi

1.21

0.94

1.53

1.04

5.85

7.07

10.06

12.33

LRs

0.87

0.59

1.17

0.71

5.99

9.78

6.85

11.79

LPL

-1.56

-1.18

-2.43

-1.91

9.61

4.55

18.43

12.53

LPMi

2.22

0.37

2.96

0.49

6.79

10.51

49.75

0.88

LPMs

1.70

-0.49

2.25

-.67

6.15

11.36

11.73

0.49

LPMGi

2.33

-1.04

2.87

-1.58

0.36

12.45

105.52

3.39

LPMGs

0.92

-1.21

1.19

-1.64

8.01

11.85

7.12

2.29

LTXi

0.62

1.99

0.35

2.65

6.75

6.69

49.58

13.27

LTXs

3.44

1.04

4.67

1.16

3.26

4.15

55.23

17.59

LN

2.75

1.02

3.27

0.96

-

-

-

-

?LCi

-5.38

-20.87

-5.83

-27.68

1.85

-1.13

146.31

141.75

?LN

-5.13

-17.53

-7.52

-17.73

-

-

-

-

?LCs

-11.75

-18.63

-18.89

-24.83

1.79

-3.086

130.04

218.61

?LPMi

-10.57

-15.86

-14.09

-21.04

5.33

-1.73

216.56

166.12

?LPMs

-8.28

-14.03

-11.58

-18.10

1.52

-1.24

140.24

110.22

?LPMGi

-11.75

-14.60

-16.41

-20.06

4.87

-1.25

208.63

133.70

?LPMGs

-8.48

-11.32

-11.80

-14.85

0.33

-1.37

121.07

126.28

?LRi

-2.68

-6.67

-4.56

-9.56

-0.38

-1.11

77.40

91.47

?LRs

0.53

-1.58

-1.35

-4.84

-0.45

-1.62

77.85

93.99

?LNAi

-0.59

-17.46

8.49258e-05

-19.03

7.71

-1.60

144.3

93.85

?LNAs

-13.79

-19.55

-18.42

-21.61

9.04

-1.33

140.49

89.19

?LTXi

1.29

-8.32

1.78

-8.97

3.19

1.68

162.17

96.80

?LTXs

-21.80

-30.09

-28.18

-36.28

16.29

-1.60

124.19

103.92

?LPL

-13.73

-21.43

-18.59

-28.81

5.50

-1.32

177.95

145.08

?2LRS

2.10

-4.92

1.86

-10.92

25.40

25.40

195.61

223.93

?2LTXi

4.28

-

5.44

-

3.32

-

179.25

-

?2LNAi

-3.95

-

-5.66

-

5.08

-

141.95

-

1, 2 indique respectivement les périodes (1980_1996) et (1980_2007)

t* ä:Levin,lin et chu ADF statistic, Wt;IPS, Zô; HADRI

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