مقايسة عملكرد روشهاي رگرسيون آماري و فازي در تخمين تابع تقاضاي بنزين )مطالعة موردي در ايران(

مدري ي ت صنع ت ی دانشكدۀ مديريت دانشگاه تهران دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 ص. 1-19 مقايسة عملكرد روشهاي رگرسيون آماري و فازي در تخمين تابع تقاضاي بنزين )مطالعة موردي در ايران( محمدرضا ت یق 4 3 2 1 زاده يزدی حسين ميرشجاعيان حسينی عزتاهلل اصغریزاده حامد شكوری گنجوی چکيده: بنزين از کليدیترين فرآوردهه یا انرژی در حملونقل مسافر در ايران بهشمار میرود. مصرف روزافزون بنزين و نياز به سياستگذاریه یا صحيح در راستای مديريت تقاضای بنزين شناخت ساختار تقاضای فرآوردۀ بنزين را به اولويت بسيا یر از برنامهه یا تحقيقاتی در ايران بدل ساخته است. يكی از مهمترين چالشه یا موجود در اين ميان درنظرگرفتن نااطمينانیه یا ناشی از شكسته یا ساختاری اقتصادی تغيير در سياستگذاریها نبودن دادهه یا دقيق و ابهام در روند آتی است. اين تحقيق تالش میکند با بهرهگيری از الگوهای متنوع شبيهسازی به شناختی بهتر از عوامل مؤثر بر تقاضای بنزين در ايران دست يابد. از اينرو با استفاده از رگرسيونه یا آماری و فازی به تخمين تابع تقاضای بنزين در ايران در بازۀ زمانی 1386-1360 پرداختيم و متغيره یا مؤثر بر تقاضای بنزين معرفی شدند. سپس مدله یا دو روش با استفاده از معياره یا استاندارد مقايسه شدند. نتايج تحقيق نشان میدهد ع یل رغم برتری نسبی روش رگرسيون آماری دو روش آماری و فازی دارای دقت کافی و عملكرد مناسب در برآورد و پيشبينی تقاضای سرانة بنزين در ايران هستند. همچنين از ميان متغيرهای تخمين تنها سه متغير قيمت بنزين متغير سهم سرانة خوردو و متغير روند دارای اثر معنادار بر متغير وابستة مصرف سرانة بنزين است و متغير درآمد سرانه اثر معناداری بر مصرف سرانة بنزين ندارد. واژهه یا کليدی: تقاضای بنزين ايران رگرسيون آماری رگرسيون فازی. 1. استاديار مديريت صنعتی دانشكدۀ مديريت دانشگاه تهران تهران ايران. 2. استاديار گروه اقتصاد بينرشتهای دانشكدۀ اقتصاد دانشگاه تهران تهران ايران. 3. دانشيار گروه مديريت صنعتی دانشكدۀ مديريت دانشگاه تهران تهران ايران. 4. دانشيار گروه مهندسی صنايع دانشكدۀ ف ی ن دانشگاه تهران تهران ايران. تاريخ دريافت مقاله: 1392/06/10 تاريخ پذيرش نهايی مقاله: 1393/12/6 نويسندۀ مسئول مقاله: محمدرضا تقیزاده يزدی Emal: mrtaghzadeh@ut.ac.r

2 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 مقدمه انرژی عاملی بسيار تأثيرگذار در اقتصاد هر کشور است و مديريت صحيح عرضه و تقاضای آن از ضروريات نظام برنامهريزی هر کشور بهشمار میرود. هرچند ايران جزء کشورهای عمدۀ توليدکنندۀ انرژیه یا هيدروکربوری محسوب میشود اما بهواسطة سياسته یا حمايتی خود در راستای عرضة ارزانقيمت انرژی شاهد مصرف باال و روزافزون انرژی است. چنين رويكردی در زمينة فرآوردۀ بنزين کشور را به واردکنندۀ صرف بدل ساخته است. بهطور کلی داليل اصلی مصرف باالی اين فرآورده در ايران پايينبودن قيمت بنزين فرسودگی خودرو باالبودن مصرف خودروها افزايش تعداد خودرو و نبودن الگوی مصرف بهينه است. نمودار 1 ميزان مصرف بنزين را در دورۀ 1386-1352 نشان میدهد. براساس دادهه یا موجود در دههه یا 1360 1350 و 1370 شمسی بهترتيب 65 34/6 و 120/7 ميليارد ليتر بنزين در کشور مصرف شد که بهطور متوسط بيانگر رشدی معادل 10/2 درصد در سال است )ترازنامة انرژی 1387(. اين افزايش روزافزون در مصرف بنزين موجب شد تا ظرفيته یا توليدی جامعه جوابگوی مصرف آن نباشد و کشور در تأمين داخلی اين فرآورده با مشكل مواجه شود. 450 400 350 300 250 200 150 100 50 0 نمودار 1. ميزان مصرف بنزين موتور در دورۀ زمانی 1386-1352 )هزار بشکه در روز( منبع: ترازنامة انرژی )1387( محاسبهها نشان میدهد دولت سهم بزرگی از توليد ناخالص داخلی را صرف پرداخت يارانة انرژی از جمله بنزين کرده است درحالیکه سهم يارانة انرژی از توليد ناخالص داخلی کشور در سال 1369 معادل 5/54 درصد بود. اين رقم در سال 1372 به 13/93 درصد افزايش يافت. هرچند اين رقم در سال 1380 8/35 درصد کاهش داشت بار ديگر در سال 1381 به 14/1 درصد و در سال 1383 به 16/9 درصد افزايش يافت. در ميان حامله یا انرژی سه حامل گازوئيل بنزين و برق بيشترين سهم يارانهه یا پنهان انرژی را داشتند. در اين ميان سهم بنزين معادل 22 درصد بود که بهطور عمده در بخش حملونقل مسافر هزينه شد.

3 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... وضعيت نابهنجار و مصرف لجامگسيختة حامله یا انرژی از جمله بنزين نياز به سياستگذاریه یا صحيح در راستای مديريت تقاضای انرژی را صدچندان میکند. بیشک نخستين گام در کنترل و عقاليیسازی مصرف اين فرآورده شناخت ساختار تقاضای بنزين است. يكی از مهمترين چالشه یا موجود در اين ميان درنظرگرفتن نااطمينانیه یا ناشی از شكسته یا ساختاری اقتصادی تغيير در سياستگذاریها نبودن دادهه یا دقيق و ابهام در روند آتی است. اين تحقيق در تالش است تا با بهرهگيری از الگوهای متنوع شبيهسازی به شناختی بهتر از عوامل مؤثر بر تقاضای بنزين در ايران دست يابد. از اينرو با استفاده از رگرسيونهای آماری و فازی به تخمين تابع تقاضای بنزين در ايران در بازۀ زمانی 1386-1360 پرداخته شد. سپس مدلهای دو روش با استفاده از معيارهای استاندارد مقايسه شد و درنهايت متغيرهیا مؤثر بر تقاضای بنزين معرفی شدند. نتايج تحقيق نشان میدهد علیرغم برتری نسبی روش رگرسيون آماری دو روش آماری و فازی دارای دقت کافی و عملكرد مناسب در برآورد و پيشبينی تقاضای بنزين در ايران هستند. همچنين از ميان متغيرهای تخمين تنها سه متغير قيمت واقعی بنزين سهم سرانة خودرو و متغير روند دارای اثر معنادار بر تقاضای سرانة بنزين هستند. ساختار مقالة حاضر اينگونه است: در بخش بعد به پيشينة تحقيق پرداخته میشود. سپس روششناسی رگرسيون خطی آماری و فازی ارائه میشود. در ادامه تابع تقاضای بنزين با استفاده از مدله یا رگرسيون خطی آماری و فازی برآورد و تقاضای بنزين برای ساله یا 1360 تا 1386 تخمين زده میشود. بعد از اين مرحله معياره یا انتخاب مدل ارائه و عملكرد مدله یا رگرسيون خطی آماری و فازی مقايسه میشود. بخش پايانی نيز نتيجهگيری را بيان میکند. پيشينة تحقيق از آنجاکه بنزين کاالی مهم مصرفی بهشمار میآيد برآورد تابع تقاضا و پيشبينی مقدار مصرف آن نقش عمدهای در شكلگيری صحيح سياستگذاریه یا دولت و بهينهسازی مصرف آن دارد بنابراين با توجه به اهميت اين موضوع مطالعات گستردهای در اين زمينه صورت پذيرفته است. ابونوری و شيوه )1385( تابع تقاضای بنزين در ايران را در ساله یا 1347 تا 1381 برآورد کردند. آنها با معرفی متغيره یا تأثيرگذار بر مصرف بنزين در ايران و برآورد تابع تقاضای آن به تبيين ميزان تأثيرگذاری هرکدام از اين عوامل پرداختند و چگونگی تأثيرگذاری سياسته یا مختلف اقتصادی را بر مصرف بنزين ارزيابی کردند. آنها از روشه یا آماری و تكنيک حداقل مربعات معمولی استفاده کردند و نتايج تحقيقشان نشان میدهد تعداد خودرو درآمد ملی و رشد جمعيت عوامل تأثيرگذار بر مصرف بنزين است و قيمت بنزين تأثير چندانی بر مقدار مصرف آن ندارد. چيت نيس )1384( با معرفی مفهوم روند ضمنی در مدلسازی و بهکارگيری مدل سری زمانی ساختاری تابع تقاضای بنزين را تخمين زد. نتايج اين تحقيق نشان میدهد تابع تقاضای بنزين در کوتاهمدت و بلندمدت نسبت به قيمت بیکششا د.ن همچنين تقاضا نسبت به درآمد در کوتاهمدت بیکشش اما در بلندمدت باکشش است. او پيشنهاد میکند برای کنترل و کاهش مصرف بنزين

4 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 مجموعهای از سياسته یا قيم یت و غير قيم یت افزايش تدريجی قيمت بنزين افزايش کارايی خودروها افزايش استاندارده یا کارايی و افزايش خدمات حملونقل عمومی بهکار گرفته شود. صادقی و همكاران )1388( تابع تقاضای بنزين در بخش حملونقل را با استفاده از الگوريتم ژنتيک تخمين زدند. آنها با استفاده از تكنيک الگوريتم ژنتيک به تخمين تابع تقاضای بنزين در بخش حملونقل برای دورۀ زمانی 1353 تا 1385 در قالب معادلهه یا خطی درجة دو و نمايی پرداختند و با انتخاب بهترين مدل تخمين تقاضای بنزين در بخش حملونقل تحت سناريوهای مختلف را تا سال 1404 پيشبينی کردند. آنها در تحقيقشان تقاضای بنزين تابعی از توليد ناخالص داخلی قيمت بنزين جمعيت تعداد خودروهای بنزينسوز عمر متوسط خودرو و راندمان مصرف را درنظر گرفتند. نتايج تحقيق آنها نشان میدهد مدل درجة دو از دقت بااليی نسبت به ساير مدلها در تخمين تقاضای بنزين برخوردار است. نوروزی و سلگی )1385( دربارۀ تخمين توابع تقاضای کوتاهمدت و بلندمدت بنزين در دورۀ 1346 تا 1383 و پيشبينی ميزان تأثير سناريوهای مختلف قيمتی بر مصرف آن در سالهای 1385 تا 1389 بحث کردند. آنها در تحقيقشان نه مدل با متغيرهای قيمت واقعی بنزين درآمد واقعی موجودی وسايل نقليه و کارايی تخمين زدند و برای تخمين مدلها از روش ARDL استفاده کردند. نتايج تخمينها نشان میدهد بنزين کااليی کمکشش و ضروری است. آنها با پيشبينی مقدار مصرف بنزين در دورۀ 1385 تا 1389 نشان دادند با افزايش قيمت در يک سال و ثابتماندن آن در سالهای آتی مصرف- در سال افزايش قيمت- کاهش میيابد و سپس دوباره به رشد خود در سالهای آتی ادامه میدهد. درنتيجه سياست قيمتی کارايی الزم را برای جلوگيری از رشد مصرف ندارد اما چناچه قيمت بهصورت پلكانی باال رود- با توجه به درصد افزايش- میتواند مانع رشد باالی مصرف شود. زراءنژاد و قپانچی )1386( مدل تصحيح خطای تقاضای بنزين را در ايران برآورد کردند. آنها با بهکارگيری روش همجمعی يوهانسن جوسيليوس رابطة بلندمدت و مدل تصحيح خطا را برآورد کردند. نتايج تحقيق آنها نشان داد تقاضا برای بنزين نسبت به قيمت و درآمد بیکشش است يعنی بنزين کااليی ضروری است و درنتيجه عوامل غير قيمتی و غير درآمدی در کاهش مصرف آن تأثير ويژهای دارند. ضريب جملة تصحيح خطا برابر با 0/51- برآورد شد يعنی در هر سال 51 درصد از بیتعادلی ايجادشده در هر دوره تعديل میشود. خطايی و اقدمی )1384( کشش قيمتی تقاضای بنزين در سالهای 1381-1359 را بررسی و کششپذيری تقاضای بنزين را برای سالهای 1382 تا 1394 پيشبينی کردند. به اين منظور با استفاده از روش خودتوضيح با وقفههای گسترده )ARDL( تقاضای کل بنزين را برآورد کردند. نتايج برآورد تابع تقاضای کل بنزين که تابعی از قيمت حقيقی بنزين و تعداد خودروهاست نشان میدهد رابطهای منفی و ضعيف ميان قيمت حقيقی بنزين و تقاضای کل بنزين وجود دارد بهطوریکه يک واحد افزايش در قيمت حقيقی بنزين )200 ريال قيمت اسمی( به کاهش ساالنة 18/5 واحد )1850 ميليون ليتر( در تقاضای بنزين منجر میشود. برای پيشبينی ميزان کششپذيری تقاضای بنزين در هر سه سناريوی تورمی 8 5

5 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... و 22 درصدی در اليحة چشمانداز برنامة چهارم توسعه سه حالت )10 30 و 50 درصد( برای افزايش مداوم قيمت اسمی بنزين تا سال 1394 درنظر گرفته شد. براساس اين محاسبهها افزايش ساالنة 10 درصدی قيمت اسمی بنزين تأثير مثبتی بر کششپذيری تقاضای بنزين ندارد و تا پايان دورۀ پيشبينی کشش تقاضای بنزين کاهش میيابد و روند نزولی آن ادامه میيابد. افزايش ساالنة 30 درصدی قيمت اسمی بنزين در سناريوهای رشد سريع و مطلوب بهطور تدريجی افزايش کششپذيری تقاضای بنزين را موجب میشود و در سالهای پايانی دورۀ پيشبينی به 0/5- میرسد. با افزايش ساالنة 50 درصد در قيمت اسمی بنزين کششپذيری در هر سه سناريو سريعتر رخ داد. بهطوریکه در سالهای 1390 و 1391 آستانة کششپذيری نيز مشاهده میشود. شاکری و همكاران )1389( مدل ساختاری تقاضای بنزين و نفت گاز را در بخش حملونقل ايران تخمين زدند. آنها در تحقيقشان به مدلسازی تقاضای فرآوردهها از طريق حداکثرسازی سه مرحلهای تابع مطلوبيت با توجه به قيد مخارج مربوطه در هر مرحله پرداختند. مدل پيشنهادی از نوع مدلهای سری زمانی ساختاری است و دارای جزء غير قابل مشاهدۀ روند است که پس از تبديل مدل بهصورت حالت فضا و با بهکارگيری الگوريتم کالمن فيلتر از طريق روش حداکثر راستنمايی برای دورۀ زمانی 1386-1358 برآورد شد. نتايج بيانگر آن است که اوال ماهيت روند از نوع روند هموار بود و ثانيا فرايند حرکتی آن غير خطی است. با توجه به توابع تقاضای برآوردشده کشش قيمتی تقاضای بنزين کمتر از يک است بهطوریکه درمورد بنزين اين کشش در کوتاهمدت و بلندمدت بهترتيب برابر 0/24- و 0/3- است. کشش درآمدی برای بنزين 1/71 و حساسيت تقاضای بنزين به تغييرات سرا ةن مالكيت وسايل نقلية بنزين 1/41 برآورد شد. التونی و الموتايری )1995( تقاضای بنزين در کويت را برای ساله یا 1970 تا 1989 با استفاده از مدل همانباشتگی و تصحيح خطا تخمين زدند. نتايج تحقيق آنها نشان میدهد که تقاضای بنزين در کوتاهمدت نسبت به قيمت و درآمد بیکشش است و کششه یا قيمتی تقاضا در کوتاهمدت و بلندمدت بهترتيب 0/37- و 0/46- و کشش درآمدی تقاضا برای کوتاهمدت و بلندمدت بهترتيب 0/47 و 0/92 است. سن و الموتاری )2011( تقاضای کل بنزين را در سنگال برای ساله یا 1970 تا 2008 تخمين زدند. او يک مدل خطی لگاريتمی را در مقابل يک مدل خطی برای برآورد تقاضای بنزين استفاده کرد و از متغيره یا تأخيری بهعنوان متغيره یا مستقل در مدله شاي بهره برد. نتايج تحقيق نشان میدهد کشش کوتاهمدت قيمت و درآمد کمتر از کشش بلندمدت آنهاست و تقاضای کوتاهمدت و بلندمدت بنزين در سنگال نسبت به قيمت و درآمد بیکشش است. پارك و ژائو )2010( تقاضای بنزين آمريكا را از سال 1976 تا 2008 با استفاده از رگرسيون 1 همانباشتگی پيشبينی کردند. آنها به اين نتيجه رسيدند که کشش قيمت در اواخر دهة 70 بهسرعت افزايش يافت و سپس تا سال 1987 کاهش يافت. بعد از فرازونشيبه یا کوچک از سال 1987 تا 2000 کشش قيمت دوباره پس از سال 2000 افزايش يافت. همچنين کشش درآمد در دورهه یا ذکرشده رفتار مشابهی با کشش قيمت داشت اما از نظر مقدار بسيار کوچکتر بود. 1. Cotegratg Regresso

مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 6 1394 کرت و همكاران )2010( تقاضای بنزين را در سطوح ملی و محلی در مكزيک تخمين زدند. آنها 1 از مدله یا»همبستگی سری زمانی«و»مدل GMM با دادهه یا تلفيقی«استفاده کردند. نتايج تحقيق آنها نشان میدهد کشش قيمت در بلندمدت در شهر مكزيكو در بازۀ 0/2- تا 0/26- است درحالیکه مطالعات قبلی که از اساس بر دادهه یا کل کشور متمرکز بودند کشش قيمت را بين 0/6- تا 0/8- تخمين زده بودند. عالوهبراين مدله یا بهکاررفته در آن تحقيق نشان میدهند که تغييرات در کرايهه یا حملونقل عمومی آثار کمی بر مصرف بنزين دارد و قدر مطلق کششه یا درآمد در کوتاهمدت و بلندمدت بزرگتر از قدر مطلق مقادير کششه یا قيمت است. آزاده و همكاران )2010( لگوريتمی هوشمند برای پيشبينی تقاضای بنزين مبتنی بر شبكهه یا عصبی رگرسيون و طراحی آزمايشها ارائه کردند. آنها الگوريتم پيشنهادشده را برای تخمين تقاضای ماهانة بنزين در ژاپن آمريكا کويت کانادا و ايران در ساله یا 1992 تا 2005 بهکار گرفتند. متغيره یا بهکارگرفتهشده در تحقيق آنها شامل قيمت توليد ناخالص داخلی جمعيت تعداد خودرو تقاضای بنزين در دورۀ گذشته و ضريب همبستگی بين متغيرهاست. آنها برای انتخاب يكی از روشه یا شبكهه یا عصبی و رگرسيون بهمنظور تخمين تقاضای بنزين در آينده از روش تحليل واريانس استفاده کردند. نتايج تحقيق آنها نشان میدهد خطای شبكهه یا عصبی کمتر از رگرسيون است بنابراين برای پيشبينی تقاضای بنزين مناسبتر است. روششناسي رگرسيون خطي آماري و فازي در تقسيمبندیای ک ی ل روشه یا رگرسيو ین در طبقة روشه یا شبيهسازی در مقابل روشه یا بهينهسازی ج یا میگيرد. هدف از روشه یا شبيهسازی همانندسازی رياضی روابط ميان متغيرها در جهان حقيقی است. بهدليل تعداد بسيار باالی متغيرهای دخيل در فرايند شبيهسازی و روابط متعدد و متداخل آنها در مدله یا شبيهسازی همچون تمامی روشه یا مدلسازی- س یع میشود متغيرهای کماهميتتر از مدل حذف شوند و فقط روابط ميان متغيرهای اصلی و معنادار بررسی شوند. از اينرو مدله یا شبيهسازی شامل بخشی به نام پسماند هستند که تمامی متغيرهای حذفشده يا ناديدهانگاشتهشده در آن ج یا میگيرند. محاسبه و بررسی پسماندها که در عمل از تفاضل ميان مقدار واقعی و مقدار تخمينزدهشدۀ متغير وابسته بهدست میآيد- عالوهبر فراهمآوردن امكان ارزيا یب دقت و صحت مدل تصريحشده امكان مقايسة عملكرد روشه یا مختلف شبيهسازی را برای مدلسازان ايجاد میکند )گجراتی 1389(. چنانچه اشاره شد هدف از تحقيق حاضر مقايسة عملكرد مدله یا رگرسيون خطی آماری و فازی در تخمين تقاضای بنزين در ايران است. از اينرو در بخش حاضر به معرفی روششناسی مدله یا رگرسيون خطی آماری و فازی پرداخته میشود و بخش بعدی مقاله به تخمين و ارزيا یب عملكرد روشه یا باال اختصاص میيابد. 1. Geeralzed method of momets

7 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... روششناسي رگرسيون خطي آماري بهطور نسبی روشه یا خطی تخمين آماری يا اقتصادسنجی روشه یا معمول برای تخمين تقاضای انرژی در ميان محققان حوزۀ انرژی است. چنانكه امروزه نيز متداول است مدلسازی اقتصادسنجی از سه مرحله تشكيل میشود: تشخيص تخمين و پيشبينی/ تبي ني و تفسير. ابتدا ساختار سيستم مورد بررسی با يک يا مجموعهای از معادلهها تصريح میشود. سپس ارزش ضرايب متغيرهای توضيحی مدل بر مبنای دادههای تاريخی مقطعی يا تلفيقی تخمين زده میشود. در گام آخر برآورد نهايی روابط ميان متغيرهای توضيحی و متغير وابسته بهمنظور پيشبينی عملكرد آيندۀ سيستم يا تبي ني و تفسير روابط ميان متغيرهای سيستم استفاده میشود. ضعف عمدۀ مدلهای اقتصادسنجی ريشه در فرضه یا زيربنايی نظرية اقتصادی دارد: فرضهايی دربارۀ رفتار عقاليی عوامل اقتصادی دردسترسبودن اطالعاتی که تصميمگير واقعی در اختيار ندارد )فرضه یا اطالعات کامل( و فرضهايی در زمينة تعادل در سيستم مورد بررسی. بسياری از اقتصاددانان به ايدهآل و انتزاعیبودن اين فرضها اذعان دارند اما در عين حال به نتايج قویای اشاره میکنند که از اين مدلها منتج میشود. حجم وسيعی از تحقيقات تجربی در روانشناسی و مطالعات سازمانی نشان میدهد برخالف روششناسی اقتصادسنجی مبنی بر حداقلسازی مجموع مربعات اجزای پسماند مدل رفتار مردم مبتنی بر بهينهسازی نيست. آنها توان ذهنی را برای تصميمگيریهای بهينه ندارند. حتی اگر توان محاسبههای کافی داشته باشند اطالعات مورد نياز را برای بهينهسازی در اختيار ندارند. درعوض آنها تالش میکنند اهداف شخصی و سازمانی متنوعی را دنبال کنند از شيوههای رايج تصميمگيری استفاده کنند و از بسياری از اطالعات موجود برای کاهش پيچيدگی مسائل صرف نظر کنند. اقتصادسنجی دچار محدوديتهای ذاتی و جدی آماری نيز است. تكنيک رگرسيون که در تخمين پارامترها استفاده میشود تنها در شرايط ويژهای که به آن فرضه یا کالسيک گفته میشود- تخمينی بدون تورش بهدست میدهد. تكية اقتصادسنجی بر تخمين براساس دادههای عددی از ديگر ضعفه یا آن است. تمرکز دقيق بر دادههای کم ی موجب میشود مدلساز از عوامل کمتر محسوس صرفنظر کند. هرچند مدلسازان س یع میکنند اين خأل را با معرفی متغيرهای مجازی پر کنند اما هنوز نمیتوانند بسيا یر از متغيره یا قابل مشاهدهای در مدلشان بگنجانند که اندازهگيری نشدند يا قابليت تبديل را به مقادير عددی ندارند. از جمله متغيرهايی که در مدلهای اقتصادسنجی بهعلت نبودن دادههای کم ی حذف شدند بسياری از عوامل تعيينکنندۀ تصميمگيری مانند اهداف آرزوها برداشتها و استنباطهاست. بهطور مشابه مدلهای اقتصادسنجی نمیتوانند هيچ پيشبينی يا تفسيری را دربارۀ شرايطی بيان کنند که پيش از اين تجربه نشده است. متخصصان اقتصادسنجی فرض میکنند همبستگیای که توسط دادههای تاريخی بهدست آوردند در آينده نيز باقی میماند. درواقع مدلهای اقتصادسنجی معموال دامنة زمانی محدودی را دربر میگيرند و هيچ دادهای در ورای اين تجربة تاريخی ندارند. درنتيجه اين مدلها اغلب قاطع و محكم نيستند و در مواجهه با شرايط و سياستهای جديد با شكست روبهرو میشوند.

8 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 ع یل رغم تمامی مشكالت باال و هجمهه یا واردشده به روششناسی و عملكرد مدل اقتصادسنجی مدله یا تخمين آماری نيز هنوز مدله یا پيشتاز در عرصة شبيهسازیاند. اين پيشتازی مرهون چند دليل عمده است. نخست آنكه مدله یا اقتصادسنجی بهطور عمده براساس تئوریه یا اقتصادی شكل میگيرند و از اينرو در کنار تخمين و برآورد آماری منطق نظری نيز دارند. اين در حالی است که بسيا یر از مدله یا شبيهسازی ديگر براساس تخمينه یا صرفا عددی بهدست میآيند. دوم آنكه تالش مستمر پژوهشگران حوزۀ اقتصادسنجی بسيا یر از ضعفه یا موجود اين مدلها را برطرف ساخت بر یا مثال امروزه با بهکارگيری مدله یا عليت انگل و گرانجر میتوانيم دريابيم که آيا رابطة ميان متغيرهای توضيحی و وابستة مدل فقط همبستگیای آماری است يا رابطهای ع یل و معلولی. سوم آنكه فرايند مدلسازی اقتصادسنجی دارای مزايايی است که بسيا یر از روشه یا ديگر از آن عاجزند بر یا مثال در بسيا یر از روشه یا شبيهسازی )مانند رگرسيونه یا فازی( نمیتوان مرحلهای مانند تشخيص در مدلسازی اقتصادسنجی يافت بهعبارت ديگر بهجز مقايسة عملكرد تصريحات مختلف در يک روش شبيهسازی راهی ديگر برای شناخت متغيرهای معنادار و بیمعنا در سيستم مورد نظر وجود ندارد. اين در حالی است که روششناسی اقتصادسنجی سرشار از آزمونه یا آماری است که بهصورت گامبهگام امكان نزديکشدن به تصريح بهينه را فراهم میآورند. درنهايت بايد گفت هنگامیکه سخن از عملكرد يک روش بهينهسازی به ميان میآيد میتوان مجموعهای از نقاط قوت و ضعف را درنظر آورد. روششناسی اقتصادسنجی نيز از اين امر مستثنی نيست اما آنچه بهطور قطع میتوان گفت آن است که هنوز راهی طوالنی برای دستيا یب به مدله یا بهينة شبيهسازی باقی است. )استرن 2000(. روششناسي رگرسيون خطي فازي بهطور کلی دو دسته مدله یا فازی وجود دارند: دستة اول مدلهايیاند که ارتباط متغيره یا موجود در آنها فازی است و دستة ديگر مدلهايیا دن که متغيره یا فازی را شامل میشوند. در اين تحقيق تمرکز بر مدلهايی است که دادهها در آنها قطعی )غير فازی( ولی ارتباط بين متغيرها فازی است بهعبارت ديگر مدل مورد بحث در اين تحقيق شامل خروجی فازی ضرايب فازی و يک بردار ورودی غير فازی است. ايدۀ اصلی اين رويكرد مينيممکردن فازیبودن مدل با استفاده از حداقلکردن گسترۀ کلی ضرايب فازی با بهکارگيری دادهه یا موجود است. مدله یا رگرسيون خطی فازی مدلهايی رقيب برای روشه یا اقتصادسنجی بهشمار میآيند. اين مدلها میتوانند يكی از نقاط ضعف عمدۀ روشه یا اقتصادسنجی يع ین فرض اطالعات کامل را پوشش دهند. همچنين در موارد زير رگرسيون آماری با مشكل مواجه میشود و از صحت کافی برای پيشبينی برخوردار نيست درصورتیکه رگرسيون خطی فازی میتواند استفاده شود و نتايج قابل قبولی ارائه دهد )ساويچ و پدريكز 1991(:

9 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... A تعداد مشاهدهها کم باشد. مشكلبودن تشخيص توزيع نرمال پسماندها مشخصنبودن رابطة رياضی بين متغيره یا توضيحی و وابسته 1 ابهام در امكان رخداد متغيره یا مدل بیدقتی و انحراف ناشی از خطیسازی روابط بهمنظور آشنايی بيشتر با روششناسی رگرسيون خطی فازی ادامة اين بخش به معرفی يكی از مدله یا رگرسيون فازی اختصاص میيابد که در اين تحقيق استفاده شد. همانطورکه از رابطة 1 برمیآيد ضرايب متغيره یا مدل فازی ورودیه یا غير فازی و خروجیه یا مدل فازی بود و مدل پايه بهصورت يک تابع خطی درنظر گرفته شد: y f x, A A A X A X... A )1( 0 1 1 2 2 X c p پارامتر ميانه و p هستند بهگونهایکه, c اعداد فازی مثلثی ( =1,2,, )ها A پارامتر گسترۀ عدد فازی است و مقدار پارامتر گستره بر ميزان فازیبودن داللت میکند. تابع عضويت مربوط به ضريب فازی در نمودار 2 ارائه و بهصورت رابطة 2 بيان میشود. ˆ ( a) A 0 نمودار 2. تابع عضويت مثلثی ضرايب فازی ( ~ A ) 1. Possblty

10 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 a p 1, p c a p c c A ( a) 0, otherwse اکنون با مشخصشدن تابع عضويت ضرايب فازی مدل و بهکارگيری اصل گسترش تابع عضويت خروجی فازی بهصورت زير بهدست میآيد (زاده 1975(: y( y) A a a y f x a max(m ( ) ), (, ) φ زير 0, Otherwse حال با مد نظر قراردادن مدل پاية 1 و رابطة 3 تابع عضويت خروجی فازی بهصورت حاصل شد 1 c x 1 px )2( )3( که نشان میدهد پارامتر ميانه و گسترۀ اين خروجیه یا است. فازی بهترتيب و y px 1 1, x 0 c x 1 y( y) )4( 1, x 0, y 0 0, x 0, y 0 فرض کنيد تعداد مشاهدههای در دسترس m باشد در اينصورت میتوان رابطة 1 را بهصورت زير نشان داد: y j ( p0, c0 ) ( p1, c1 ) x 1j ( p2, c2 ) x 2 j... ( p, c ) x j )5( j 12,,..., m ~ A بهنحوی محاسبه شود که مقدار پارامتر گسترۀ ( p, c حال تالش بر اين است تا ضرايب ) عدد فازی خروجی مربوط به مجموعه دادهها حداقل شود بنابراين تابع هدف بهصورت زير بهدست میآيد (مونتگمری و پک 1982(:

11 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... m M ( c c x ) 0 j 1 1 1 شايان ذکر است هدف مدل رگرسيون تعيين مقادير بهينة پارامترهاست بهطوریکه مشاهدۀ y j با درجة عضويت حداقل h متعلق به ) y ~ y ( باشد بنابراين داريم: y ( y ) h, j 12,,..., m )7( j درجة عضويت h توسط کاربر تعيينشده و نمودار 2 تابع عضويت خروجی فازی را نشان میدهد بهعبارت ديگر رابطة 7 بيان میکند خروجی فازی بايد بين دو مقدار A و B )در نمودار 3( قرار گيرد. ~ y ( y ) j )6( 1 h y j A B y 1 c x j 1 وابستة خروجی مدل رگرسيون p x c x j j 1 نمودار 3. تابع عضويت متغير با جايگزينی رابطة 4 در رابطة 7 نامعادلهه یا زير حاصل شد که همان برنامهريزی خطی برای مينيممکردن تابع هدف 6 هستند: محدوديته یا مدل y p p x ( 1 h)( c c x ), j 1, 2,..., m j 0 j 0 j 1 1 y p p x ( 1 h)( c c x ), j 1, 2,..., m j 0 j 0 j 1 1 بنابراين برای محاسبة ضرايب مدل رگرسيون خطی فازی )1( از مدل برنامهريزی خطی زير استفاده p c )8( میشود. در اين مدل پارامتره یا و مربوط به مدل رگرسيون خطی فازی متغيره یا تصميمگيریاند.

12 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 M ( c c x ) st.. m 0 j 1 1 1 j y p p x ( 1 h)( c c x ), j 1, 2,..., m j 0 j 0 j 1 1 y p p x ( 1 h)( c c x ), j 1, 2,..., m j 0 j 0 j 1 1 c 0, p 0 )9( برآورد تقاضاي بنزين در ايران با استفاده از مدله يا فازي رگرسيون خطي آماري و تاکنون مطالعات گستردهای در زمينة برآورد تقاضای بنزين صورت پذيرفت که بهطور عمده در بخش پيشينة تحقيق به آن اشاره شد. با توجه به مطالعات صورتپذيرفته و دادهه یا در دسترس رابطة 10 بهمنظور تخمين تابع تقاضای بنزين در ايران برای دورۀ زمانی 1386-1360 تصريح شد. )10( l(gasole_pc ) c α l(gp_ pc ) α l(gasole_ prce ) t 1 t 2 t α3l(car_ pc t 1 ) α4dum_cg t α5war t 6tred t ut در رابطة باال pc) l(gasole_ لگاريتم طبيعی سهم سرانة مصرف بنزين c عرض از مبدأ l(gasole _ prce) لگاريتم طبيعی توليد واقعی سرانة ناخالص داخلی l(gp_ pc) لگاريتم طبيعی قيمت واقعی سال قبل dum _ cg بنزين متغير l(car_ pc t 1 ) مجازی معرف u t لگاريتم طبيعی سهم سرانة خودروی بنزينی در خودروهای گازسوز )1386-1378( war متغير مجازی جنگ )1368-1360( tred متغير روند و جزء پسماند مدلاند. علت بهکارگيری متغير تأخيری سهم سرانة خودرو پرهيز از همخطی احتمالی ميان سهم سرانة خودرو و درآمد سرانه بهعنوان يكی از متغيرهای تعي ني کنندۀ سهم سرانة خودرو است. پيششرط هرگونه تخمين در مدله یا اقتصادسنجی اطمينان از مانايی متغيرهای مستقل و وابستة 1 مورد استفاده در تحقيق است. بررسی نتايج آزمونه یا متعدد مانايی همچون ديكی فولر و ديكی- 2 فولر تعميميافته بيانگر مانايی فرمه یا لگاريتمی متغيرهای اين تحقيق است. بهمنظور صرفهجويی در فضای مقاله از ارائة جدول نتايج آزمونه یا مانايی خودداری شد. نتايج تخمين رابطة 10 با استفاده از رگرسيونه یا آماری سری زمانی در جدول 10 ارائه میشود. 1. Dcky-Fuller 2. Augmeted Dcky-Fuller

13 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... جدول 1. برآورد تابع تقاضای بنزين با استفاده از روش تخمين رگرسيون آماری سری زمانی مدل 1-18/51 17/39 0/04 0/11-0/13 0/11 مدل 2-9/48 8/36 0/05 0/11-0/24 0/06 مدل 3 مدل 4 نام متغير C l(gp_pc) l(gasole_prce) l(car_pc t1 ) l(car_pc t ) dum _ cg war tred 0/47 0/14-0/10 0/11-0/04 0/08 0/01 0/01 1/60 0/49 0/12 0/008 0/005 1/52-0/30 0/03 0/63 0/03 0/0018 0/00 1/53-0/30 0/03 0/56 0/03 0/001 0/00 1/62 Durb-Watso statstc R 2 0/94 0/93 0/93 0/94 ميزان انحراف از معيار ضرايب تخمين معناداری ضرايب در سطح اعتماد 1 درصد منبع: محاسبهه یا نويسندگان مدل 1 در جدول 1 بيانگر بیمعنابودن بسيا یر از متغيرهای توضيحی تحقيق در معادلة 10 است. متغيرهای بیمعنا گامبهگام از اين مدل حذف شد تا درنهايت بهترين تخمين در مدل 3 بهدست آمد. نتايج مدل 3 نشان میدهند از ميان متغيرهای تخمين تنها سه متغير قيمت بنزين متغير تأخيری سهم سرانة خوردو و متغير روند اثر معنادار بر متغير وابستة مصرف سرانة بنزين دارند. از آنجاکه متغير درآمد سرانه بهدليل نداشتن اثری معنادار بر متغير وابسته حذف شد امكان وجود همخطی ميان متغيرهای آن و متغير سهم سرانة خودرو از بين رفت. از اينرو میتوان بهمنظور افزايش درجة آزادی مدل بهج یا جزء تأخيری متغير سهم سرانة خودرو از ميزان جاری آن استفاده کرد. مدل 4 نتايج اين تغيير را نشان میدهد. همانطورکه در جدول 1 نمايان است نتايج نهايی تخمين مدل نشان میدهند کشش قيمت واقعی تقاضای سرانة بنزين در ايران و در دورۀ مورد بررسی مقداری برابر 0/30 و کشش سهم سرانه خودرو در تقاضای سرانة بنزين برابر 0/56 است. درنتيجه اگر قيمت واقعی بنزين در ايران 100 درصد افزايش يابد

14 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 تقاضای سرانة آن 30 درصد کاهش میيابد. در مقابل اگر سهم سرانة خودرو در ايران دو برابر شود تقاضای سرانة بنزين در ايران 56 درصد رشد میيابد. با شناخت تصريح صحيح رابطة 10 نوبت به تخمين رگرسيون خطی فازی با ضرايب فازی ورودیه یا غير فازی و خروجیه یا فازی میرسد. مدل مورد بررسی در اين بخش به شكل رابطة 11 l(gasole_pc ) ( p, c ) l(gasole_prce ) ( p, c ) l(car_pc ) ( p, c ) tred 3 3 t t 1 1 t 2 2 t u t است. )11( t 13601386 در ابتدا بهمنظور محاسبة ضرايب رابطة 11 يک مدل برنامهريزی خطی مطابق با مدل 9 ساخته شد و جوابه یا بهينة آن محاسبه شد. مقادير در جدول 2 ارائه شدند. نتايج روش تخمين فازی در جدول 2 نه تنها دارای عالئم مبتنی بر نظريات اقتصادی است )کشش منفی قيمت و کشش مثبت سهم سرانة خودرو( بلكه از نظر مقدار بسيار نزديک به مقادير مدل رگرسيونی آماری است. منبع: محاسبهه یا جدول 2. برآورد تابع تقاضای بنزين با استفاده از روش تخمين رگرسيون خطی فازی گسترۀ چپ و راست )c( )p( عدد ميا هن -0/2992 0/0704 نام متغير l(gasole_prce) l(car_pc) tred 0/5415 0/016 0/0345 0/0001 نويسندگان اکنون با توجه به تابع تقاضای بنزين که با روشه یا اقتصادسنجی و فازی بهدست آمد بهمنظور بررسی عملكرد اين دو روش برآورد برای ساله یا 1360 تا 1386 انجام گرفت و نتايج عددی در ضميمة مقاله ارائه شدند. نموداره یا مربوط به دادهه یا واقعی و پيشبينیشده در نمودار 4 آورده شدند. همانطورکه از اين نمودارها نيز مشخص است مقادير پيشبينیشده به مقادير واقعی نزديک است بهعبارت ديگر مدله یا ارائهشده برای پيشبينی تقاضای سرانة بنزين از دقت کافی برخوردارند. اينكه از نظر دقت عملكرد کداميک برتری نسبی دارد موضوعی است که بايد بررسی شود.

15 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... نمودار 4. دادهه یا واقعی و پيشبينیشدۀ روش رگرسيون آماری نمودار 5. دادهه یا واقعی و پيشبينیشدۀ روش رگرسيون فازی مقايسة عملكرد مدله يا رگرسيون خطي آماري و فازي در اين بخش دربارۀ چندين معيار برای مقايسة عملكرد مدله یا ارائهشده برای پيشبينی تقاضای سرانة بنزين بحث میشود. در ابتدا معياره یا انتخاب مدل تشريح و برای هر مدل بهطور جداگانه محاسبه میشوند. درنهايت مدله یا اقتصادسنجی و فازی استخراجشده برای پيشبينی تقاضای بنزين مقايسه

مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 16 1394 میشوند. هدف از اين رويكرد آن است که عملكرد روشه یا اقتصادسنجی و فازی مقايسه شوند تا جايگاه اين روشها در پيشبينی تقاضای بنزين مشخص شود. معيارهای انتخاب مدل و مقادير محاسبهشده در زمينة مدله یا اقتصادسنجی و فازی بهترتيب در جدوله یا 3 و 4 ارائه شدند. نتايج جدول 4 نشان میدهد روش رگرسيون آماری دارای برتری جزئی نسبت به رگرسيون فازی است. با وجود اين اين برتری آنقدر جزئی است که در عمل تفاوت ويژهای ميان اين دو روش در دقت برآورد و پيشبينی قابل مشاهده نيست. معيار R 2 جدول 3. معياره یا فرمول R 2 RSS 1 TSS R ( R ) 2 1 1 1 2 k l AIC ( 2k / ) l( RSS / ) k RSS l SIC l l( ) RSS p C p ( 2p) 2 ˆ Adjusted R 2 Akake Iformat o Crtero (AIC) Schwarz Iformat o Crtero (SIC) Mallows s C p منبع: گجراتی )1389( مقايسة مدله یا اقتصادسنجی و فازی تشريح معيار اين معيار دقت برازش داخل نمونه را اندازه میگيرد و هيچ تضمينی نمیکند که مدل ارائهشده برای پيشبينی آينده دقت کافی ندارد. برای مقايسة دو يا چند مدل متغيره یا مستقل و وابسته بايد يكسان باشند. وقتی تعداد متغيره یا مدل اضافه میشوند مقدار اين معيار افزايش میيابد و میتواند گمراهکننده باشد. تعداد مشاهدهها و k تعداد ضرايب تخمين است. R است. 2 R همواره 2 در اينجا تعداد ضرايب تخمين )k( در محاسبة R 2 مؤثر است و برخالف R 2 که با افزايش تعداد ضرايب افزايش میيابد مقدار R 2 فقط در صورتی افزايش میيابد که قدر مطلق مقدار t متغير اضافهشده بيشتر از يک باشد بنابراين بهمنظور مقايسه استفاده از معيار R 2 بهتر از معيار R 2 است. در اين معيار با افزايش تعداد ضرايب جريمه افزايش میيابد. ( 2k فاکتور جريمه است که نسبت به معيار R 2 از ميزان / ) باالتری برخوردار است. در مقايسة دو يا چند مدل مدل با مقدار کمتر AIC ترجيح داده می شود. اين معيار ارزيابی عملكرد پيشبينی داخل نمونه و بيرون نمونه را درنظر میگيرد. k فاکتور جريمه است و جريمة بيشتری را در اين معيار [ )l )] بهدليل افزايش تعداد ضرايب نسبت به معيار AIC درنظر میگيرد. در مقايسة دو يا چند مدل مدل با مقدار کمتر AIC ترجيح داده می شود. اين معيار ارزيابی عملكرد پيشبينی داخل نمونه و بيرون نمونه را درنظر میگيرد. P تعداد ضرايب مدل است. در مقايسة دو يا چند مدل مقدار کمتر ترجيح داده میشود. C p

17 مقايسة عملکرد روشهای رگرسيون آماری... جدول 4. مقادير معياره یا معيار مقايسة مدله یا مدل اقتصادسنجی اقتصادسنجی و فازی مدل فازی 0/9453 0/9407-5/1571-5/0131 5/4894 0/9468 0/9424-5/1848-5/0408 4/7660 R 2 R 2 AIC SIC C p منبع: محاسبهه یا نويسندگان نتيجهگيري مديريت تقاضای بنزين يكی از معضالت اصلی کشور بهشمار میرود. در خالل دههه یا گذشته بیتوجهی به قيمتگذاری صحيح ارتقانيافتن کيفيت خودروها و گسترشنيافتن حملونقل عمومی به شكاف گسترده ميان توليد و مصرف اين فرآورده و گسترش بسيار سريع واردات آن منجر شد. از اينرو بررسی عوامل تأثيرگذار بر تقاضای بنزين در راستای شناخت ساختار رفتاری مصرف امری حياتی بهشمار میرود. هدف اين تحقيق مقايسة عملكرد رويكرده یا اقتصادسنجی و فازی در تخمين تابع تقاضای بنزين و شناسايی متغيره یا مؤثر بر تقاضای بنزين بود. متغيره یا مورد استفاده در برآورد تابع تقاضای بنزين عبارتاند از: توليد واقعی سرانة ناخالص داخلی قيمت واقعی بنزين تعداد سرانة خودروی بنزينی متغير روند متغير مجازی معرف خودروه یا گازسوز و متغير مجازی جنگ. نتايج تحقيق نشان میدهد روشه یا رگرسيون آماری و فازی تفاوت دقت بسيار کمی دارند و دارای دقت کافی در برآورد و پيشبينی تقاضای سرانة بنزين هستند. همچنين از ميان متغيرهای تخمين تنها سه متغير قيمت بنزين متغير سهم سرانة خوردو و متغير روند دارای اثر معنادار بر متغير وابستة مصرف سرانة بنزين است و متغير درآمد سرانه اثر معناداری بر مصرف سرانة بنزين ندارد. Refereces Aboour, A. & Shvah, H. (2006). Estmato of gasole demad the perod 1347-1381. Ecoomc Research, 6: 205-225. (I Persa) Azadeh, A., Arab, R. & Behfard, S. (2010). A adaptve tellget algorthm for forecastg log term gasole demad estmato: The cases of USA, Caada, Japa, Kuwat ad Ira. Expert Systems wth Applcatos, 37: 7427 7437. Chts, M. (2005). Estmatg prce elastcty of gasole demad usg structural tme seres models ad cocept of mplct tred. Ecoomcs Research Quarterly, 5(3): 1-16. (I Persa)

18 مدري ي ت صنع ت ی دورۀ 7 شمارۀ 1 بهار 1394 Crotte, A., Nolad, R. B. & Graham, D. J. (2010). A aalyss of gasole demad elastctes at the atoal ad local levels Mexco. Eergy Polcy, 38: 4445 4456. Eltoy, M. N. & Al-Mutar, N. H. (1995). Demad for gasole Kuwat, Eergy Ecoomcs. Eergy Ecoomcs, 17(3): 249-253. Gojorat, D. (2010). Prcples of Ecoometrcs, Abrsham, H., Uversty of Tehra Press. Tehra. (I Persa) Khatae, M. & Eghdam, P. (2005). Aalyss of prce elastcty of gasole demad Ira Lad trasportato ad predctg t by the year 1394. Ira Ecoomcs Researches, 7(25): 23-46. (I Persa) Mstry of power (2009). Eergy balace sheet 1387, Deputy of Eergy. Tehra. (I Persa) Motgomery, D. C. & Peck, E. A. (1982). Itroducto to Lear Regresso Aalyss, Wley. New York. Noroz, H. & Salg, M. (2006). Surveyg Effect of dfferet prce scearos o gasole. Eergy Ecoomcs Studes Quarterly. 3(11): 64-83. (I Persa) Park, S.Y. & Zhao, G. (2010). A estmato of U.S gasole demad: A smooth tme-varyg cotegrato approach. Eergy Ecoomcs, 32: 110 120. Sadegh, H., Zolfaghar, M. & Hedarzadeh, M. (2009). Estmato of gasole demad fucto trasportato sector usg geetc algorthm. Eergy Ecoomcs Studes Quarterly. 6(21): 1-27. (I Persa) Savc, D. A., Pedrycz, W. (1991). Evaluato of fuzzy lear regresso models. Fuzzy Sets ad Systems, 39(1): 51-63. See, M. N. & Al-Mutar, N. H. (2011). Estmatg the demad for gasole developg coutres: Seegal. Eergy Ecoomcs, I Press. Shaker, A., Mohammad, T., Jahagard, A. & Moosav, M. (1389). Estmatg structural model of demad for gasole ad gas ol Ira trasport sector. Eergy Ecoomcs Studes Quarterly. 7(25): 1-31. (I Persa) Ster, J. D. (2000). Busess Dyamcs: Systems Thkg ad Modelg for a Complex World, McGraw-Hll.Irw. Zadeh, L. A. (1975). The cocept of a lgustc varable ad ts applcato to approxmate reasog I. Iform. Sc., 8: 199-249. Zaraejad, M. & Ghapach, F. (2007). Estmatg Error correcto model for gasole demad Ira. Busess Research Quarterly, 42: 29-52. (I Persa)

...یرامآ نويسرگر یاهشور درکلمع ةسياقم 19.1 ةميمض جياتن دروآرب نيزنب ةنارس یاضاقت 1360 لاس زا 1386 ات زا هدافتسا اب ای هشور نويسرگر یرامآ و یزاف لاس شور نويسرگر یرامآ شور نويسرگر یزاف رادقم ینيبشيپ رادقم ینيبشيپ دح لااب دح نيياپ 1360-0/3256-0/3196-0/1382-0/5010 1361-0/2646-0/2601-0/0915-0/4286 1362-0/2181-0/2147-0/0543-0/3751 1363-0/1774-0/1750-0/0220-0/3281 1364-0/1665-0/1643-0/0157-0/3129 1365-0/1109-0/1098 0/0231-0/2427 1366-0/1109-0/1097 0/0215-0/2409 1367-0/0645-0/0643 0/0544-0/1829 1368-0/0369-0/0371 0/0727-0/1469 1369-0/0149-0/0156 0/0881-0/1193 1370 0/0002-0/0009 0/1012-0/1029 1371 0/0836 0/0805 0/1681-0/0072 1372 0/1572 0/1522 0/2260 0/0785 1373 0/2592 0/2518 0/3051 0/1985 1374 0/1878 0/1819 0/2568 0/1070 1375 0/1947 0/1883 0/2684 0/1081 1376 0/2126 0/2053 0/2909 0/1198 1377 0/2304 0/2223 0/3140 0/1306 1378 0/1548 0/1478 0/2685 0/0271 1379 0/2113 0/2025 0/3246 0/0804 1380 0/2548 0/2442 0/3733 0/1151 1381 0/3441 0/3306 0/4615 0/1997 1382 0/4021 0/3861 0/5310 0/2411 1383 0/4763 0/4574 0/6128 0/3020 1384 0/5948 0/5721 0/7246 0/4196 1385 0/7133 0/6870 0/8354 0/5385 1386 0/7695 0/7410 0/8977 0/5842