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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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5.3 Résultats des tests de cointégration :

Les résultats des tests de racine unitaire en panel nous confirme l'argumentation du choix de l'économétrie des données de panel non stationnaire. En effet, toutes les séries qui composent nos équations de la demande et du taux de branchement pour les deux bloc sont I(1)13. Nous conduisons les tests de cointégrations selon les approches de Pedroni [2004] et Larson et al [2001] pour s'assurer que nos modèles constituent effectivement des systèmes cointégrés, bien évidement la non existence des relations de long terme entre les variables conduit à l'estimation d'une régression fallacieuse (Granger et Newbold [1974] )[18]. Pour effectuer ces tests nous spécifions pour les deux blocs la relation suivants:

yit = ái + äit + â1ix1,it + â2ix2,it + + âMixM,it + åit

où i = 1,....,6,t=1,...,112etm=1,...,5ou4

Nous introduisons la tendance temporelle et l'effet spécifique individuel lors de l'implèmentation de ces tests, du faite que nous pensons que les comporte-

ments tendanciels des variables sont déterministes.

Ainsi, même si la prépondérance est donnée à la tendance stochastique, il n'en reste pas moins que la tendance déterministe puisse tenir un rôle non négligeable dans la relation de cointégration, car les tests de racine unitaire en panel ont révélé que les variables possèdent une tendance significative. Le tableau suivant synthètise les diffèrentes statistiques des tests de cointégration appliqués à notre panel. La partie supérieure récapitule les résultats qui se rapportent aux tests de Pedroni que l'on manipule sous Rats 6.0 alors que la partie inférieure récapitule les résultats relatives au test "Fisher combined Johansen" que l'on manipule sous le logiciel Eviews 6.0.

Les tests de cointégration peuvent être mener en faisant appel aux tests IPS ou LLC, par l'application de ces derniers sur les résidus estimés de la relation de cointégration.

13Les deux séries qui sont I(2), le revenu de bloc sup, le nombre d'abonnes et le taux de branchement dans le bloc inf ne sont pas utilisées lors de l'établissement des ces relations.

Tableau 4: Tests de cointégration pour les deux périodes 1 et 2

yit= ái+äit + â1ix1,it+â2ix2,it+... + âMixM,it+åit

dep. var

lci

 

lcs

 
 

ltxi

ltxs

période

1

2

1

2

1

2

1

2

 
 

Tests de Pedroni (1999, 2004)

 
 
 

Panel v

0.80*

2.29*

1.08**

4.62*

0.02

2.33*

1.00**

3.96*

Panel ñ

-5.78*

-11.12*

-7.45*

-20.03*

-2.56**

-10.55*

-4.43*

-11.28*

Panel t

-0.31

-4.15*

-8.59*

-16.70*

-2.22**

2.22

0.47

-3.19*

Panel t (P)

-7.83*

-12.11*

-10.06*

-22.19*

-3.84*

-9.42*

-4.59*

-10.19*

Group ñ

-5.59*

-12.00*

-7.53*

-21.11*

-2.68**

-11.11*

-3.77*

-12.24*

Group t

1.54

-2.42**

-8.06*

-19.00*

-2.03**

3.32

1.97

-2.98**

Group t (P)

-8.85*

-14.58*

-11.70*

-26.09*

-4.54*

-11.15*

-4.55*

-12.04*

 
 

Fisher combined Johansen [1991]

 
 
 

Nbre de
relation/(H0)

LR

LR

LR

LR

LR

LR

LR

LR

Au plus 0

369.4

(0.00)

407.6
(0.00)

323.8

(0.00)

323.7

(0.00)

169.8

(0.00)

312.2

(0.00)

304.6
(0.000)

223.3

(0.00)

Au plus 1

82.40

(0.00)

87.71

(0.00)

75.24

(0.00)

84.24

(0.00)

55.61

(0.00)

92.25

(0.00)

83.52
(0.000)

98.68

(0.00)

Au plus 2

17.80
(0.121)

16.16
(0.184)

12.72
0.389

13.48
(0.335)

26.66
(0.008)

32.16
(0.0013)

9.812
(0.632)

16.28
(0.178)

les p-values du statistique trace sont reportés entre paranthèse

une et deux étoiles désignent respectivement la signiÞcativité à 1%, 5%

Tous les tests présentés ci-dessus sont distribués selon la loi normale centrée réduite. Ce sont des tests unilatéraux dont les réalisations largement négatives conduisent au rejet de l'hypothèse nulle d'absence d'une relation de cointégration entre les variables. A l'exception du test Panel-v que selon Pedroni [1999][43], ce test diverge (vers plus l'inÞnie), par conséquence la réalisation largement positive conduit au rejet de l'hypothèse nulle.

Les statistiques des tests de Pedroni P nous aménées à s'assurer que nos équations forment des relations de long terme. Cela permet de parfaire notre critique adressée à l'étude de Ayadi et al[2002][1] qui estime les même modèles sur la même base des données en utilisant les méthodes économétriques de panel statique.

La statistique trace du test algebrique va au-déla de ce que nous fournissent les précédents, car en sus de sa faculté à détecter l'existence de la relation de cointégration pour un modéle, il informe que certaines variables qui composent le modèle pourraient être combinées entre elles pour forme d'autres équilibres de

long terme. Autrement dit, il met en évidence, pour chaque modèle, le nombre maximal de relations de cointégration susceptibles d'être interprétées d'un point de vue économique. L'inconvénient de ce test est qu'il permet uniquement de compter le nombre de relations de long terme sans pour autant permettre l'établissement de ces relations. L'écriture mathématique des relations est un point obscur que le test est incapable de résoudre.

Compte tenu que la statistique trace suit la loi de chideux, le test admettent l'existance de deux relations de long terme au seuil de 10% pour les deux équations et durant les deux périodes d'estimation.

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