تجریه و تحلیل رابطه همجمعی و علیت میان انتشار دی اکسیدکربن، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی در ایران

تجریه و تحلیل رابطه همجمعی و علیت میان انتشار دی اکسیدکربن، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی در ایران

دکتر محمدحسین مهدوی عادلی*و علیرضا قنبری**

 

تاریخ دریافت: 2 تیر 1392                                                 تاریخ پذیرش: 21 اسفند 1392

 

چکیده

این مقاله به بررسی و مطالعه رابطه بین مصرف انرژی، تولیدناخالص داخلی و انتشار دی اکسیدکربن در ایران پرداخته و جهت علیت بین این متغیرها در کوتاه مدت و بلندمدت مشخص شده است. برای این منظور و بر اساس مفروضات فرضیه زیست محیطی کوزنتس, مدل تصریح و با استفاده از الگوی اقتصادسنجی تصحیح خطا، برآورد شده است. نتایج آزمون همجمعی نشان می­دهد که حداقل یک رابطه همجمعی میان انتشار دی اکسید کربن, تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی وجود دارد که با آزمون رابطه علیت بین آنها مشخص گردید در کوتاه­مدت یک رابطه علیت دو طرفه بین انتشار دی اکسیدکربن و مصرف انرژی و یک رابطه دیگری از تولیدناخالص داخلی به انتشار دی اکسیدکربن و مصرف انرژی و در بلندمدت دو رابطه علیت یک طرفه یکی از انتشار دی اکسیدکربن به تولید ناخالص داخلی و دیگری از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی برقرار می­باشد. همچنین بررسی توابع عکس­العمل آنی نشان می­دهد بروز یک شوک بر تولید ناخالص داخلی, انتشار دی اکسید کربن را تا سه سال افزایش داده و پس از آن به تدریج تأثیر آن کاهش یافته و تا اینکه در سال ششم به صفر برسد.

 

واژه‌های کلیدی: منحنی زیست محیطی کوزنتس- انتشار دی اکسیدکربن-  مصرف انرژی- تولید ناخالص داخلی- مدل اقتصاد سنجی تصحیح خطا.

طبقه‌بندی JEL: C01، E23، Q40، Q51.

 

 

1. مقدمه

امروزه نفت مهمترین منبع انرژی در همه نقاط جهان است. مصرف نفت از یک طرف برای رشد و توسعه اقتصادی هر کشوری لازم است و از طرف دیگر به دلیل انتشار کربن و گازهای گلخانه­ای باعث آلودگی هوا می­شود. این امر در ظاهر یک تناقص و دوگانگی بین دستیابی به یک رشد و توسعه اقتصادی بالا و حفاظت از محیط زیست است.  لیکن تجربه بسیاری از کشورهای پیشرفته موفق ثابت کرده است  چنانچه مسیر رشد اقتصادی به درستی پیموده شود و سیاستها و رویه­های مناسبی در این راستا اتخاذ گردد نه تنها تضادی در این زمینه وجود ندارد بلکه رشد اقتصادی نیز می­تواند باعث بهبود وضعیت زیست محیطی شود. این امر بدون اطلاع از چگونگی رابطه بین مصرف انرژی، سطح فعالیت­های اقتصادی و انتشار گازهای گلخانه­ای امکان­پذیر نیست. از این رو همه کشورها برای آنکه بتوانند رشد اقتصادی همراه با ملاحظات زیست محیطی را تجربه کنند باید بطور دقیق از این ارتباطات اطلاع داشته باشند. یکی از آنها، جهت تأثیر گذاری این متغیرها بر همدیگر و یا در اصطلاح اقتصادی رابطه علیت بین آنهاست. عدم اطلاع از جهت رابطه علیت بین این متغیرها در یک اقتصاد می­تواند منجر به تصمیم­گیرهای غلط و ناکارا شود.

طبق گزارش آژانس بین المللی انرژی، ایران در سال 2011 با انتشار 521 میلون تن گاز دی اکسید کربن پس از کشورهای چین، آمریکا، هند، روسیه، ژاپن، آلمان، کره و کانادا، در جایگاه نهم جهان قرار داشته است. بر اساس این آمار, کشورهایی که انتشار گاز دی اکسید کربن بیشتری نسبت به ایران دارند جزء اقتصادهای پیشرفته و یا در حال گذار هستند و  حجم فعالیت اقتصادی  بسیار بالایی دارند. از این رو چنین جایگاهی برای اقتصاد ایران چندان منطقی نبوده و تأمل­انگیز است. ادامه چنین وضعیتی در آینده پیامدهای سیاسی، اقتصادی، محیط زیستی بدی را برای کشور در پی خواهد داشت که باید بدان توجه خاص شود.

با توجه به مطالب بالا و حجم زیاد انتشار گاز دی اکسید کربن در اقتصاد ایران, در این مقاله رابطه بین مصرف انرژی، فعالیت اقتصادی و انتشار دی­اکسیدکربن (به عنوان یکی از مهمترین گازهای گلخانه­ای و شاخصی از تخریب محیط زیست که نقش موثری در گرم شدن کره زمین دارد) در این کشور بررسی و جهت علیت بین این متغیرها نیز مورد آزمون قرار گرفته است. در قسمت بعدی بطور خلاصه مطالعات انجام شده در این زمینه آورده می­شود. بخش سوم به ارایه مبانی نظری مقاله اختصاص دارد. در بخش چهارم مدل اقتصادسنجی معرفی می­شود. بخش پنجم نتایج تجربی و بالاخره در قسمت آخر نتایج و پیشنهادات آورده می­شود.

 

2. پیشینه تحقیق

در اکثر مطالعات انجام شده در زمینه چگونگی ارتباط بین فعالیت­های اقتصادی و تخریب محیط زیست از تحلیل فرضیه زیست محیطی کوزنتس استفاده شده است. فرضیه کوزنتس برای اولین بار در سال 1955 توسط سیمون کوزنتس و در مطالعه­ای با عنوان «رشد اقتصادی، و نابرابری درآمد» مطرح شد. کوزنتس در مطالعه خود به این نتیجه رسید که در مسیر توسعه اقتصادی رابطه بین درآمد سرانه و نابرابری درآمد به شکل U معکوس است. بطوری که بر اساس این فرضیه در مراحل اولیه توسعه اقتصادی همزمان با افزایش درآمد، نابرابری توزیع درآمد بیشتر و پس از رسیدن به سطح معین یا نقطه برگشت، نابرابری توزیع درآمد به تدریج کاهش می­یابد. در دهه 1990 با مشاهد شواهدی مبنی بر وجود رابطه بین شاخص­های مختلف تخریب محیط زیست و درآمد سرانه به صورت U معکوس، شبیه رابطه معکوس بین درآمد و نابرابری درآمد در منحنی کوزنتس اولیه، منحنی کوزنتس در مطالعات مربوط به محیط زیست نیز وارد شد و رابطه مذکور بین رشد اقتصادی و شاخص­های مربوط به آلایندگی به صورتU معکوس, به منحنی زیست محیطی کوزنتس^[1](EKC) معروف شد (برقی اسکویی, محمدمهدی 1387).

اولین مطالعه در مورد بررسی منحنی زیست محیطی کوزنتس توسط گراسمن و کاراگر^[2](1991) برای 52 شهر از 32 کشور جهان انجام گرفت. این مطالعه مبنای مطالعات بعدی در این زمینه قرار گرفت و پس از آن مطالعات بسیار زیادی توسط محققان انجام شد. از مهمترین آنها می­توان به مطالعات شفیک و باندیوپادیای^[3] (1992)، هولتز- ایکن و سلدن[4] (1995)، توکر^[5] (1995)، کول و همکاران^[6] (1997)، هرینک و همکاران^[7] (2001)، نیومایر^[8] (2002)، لیندمارک^[9] (2002)، فریدل و جتزر^[10] (2003)، لانتز و فنگ^[11](2006)، جیمز^[12] (2007)، هالیگو^[13] (2008)، عبد الجلالی و سید محمود^[14] (2009) و اویاتو^[15] (2009) اشاره کرد.در این مطالعات یکی از شاخص­های مخرب محیط زیست به عنوان متغیر وابسته و یک یا چند متغیر از متغیرهای اقتصاد کلان و حتی در برخی موارد بعضی از شاخص­های اجتماعی جامعه و فنی , به عنوان متغیرهای توضیحی مورد آزمون و بررسی قرار گرفته­اند. شاخص­های اقتصادی مورد استفاده درآمد ملی، رشد اقتصادی، تولیدناخالص ملی، میزان مصرف انرژی، ارزش افزوده بخشهای مختلف، درجه باز بودن اقتصاد، شاخص­های اجتماعی: جمعیت، شاخص­های فنی: پیشرفت­های تکنولوژیکی و شاخص­های مخرب محیط زیست:آلاینده­های هوا مانند CO2 ، SO و NO و آلاینده­های آب بصورت سرانه و یا بصورت کلی لحاظ شده­اند.

کمار[16] (2011) در مقاله­ای رابطه بین تولید ناخالص داخلی, انتشار دی اکسید کربن و مصرف انرژی را در چارچوب مدل خود رگرسیونی برداری [17](VAR) برای کشور هند آزمون کرد. نتایج این پژوهش حکایت از تأثیر مثبت انتشار دی اکسید کربن بر روی مصرف انرژی و تأثیر منفی آن بر تولید ناخاص داخلی و همچنین اثرات مثبت مصرف انرژی بر روی تولید ناخالص داخلی و انتشار دارد. طبق روابط بدست آمده بیان شده است که به منظور کاهش انتشار دی اکسید کربن نبایستی مصرف انرژی را کاهش داد زیرا این امر منجر به افت تولید ناخالص داخلی می­گردد بلکه بهتر است سوختهای پاک و سبز را جایگزین سوختهای فسیلی و غیر قابل تجدید نظر نمود تا از این طریق دو هدف تداوم رشد اقتصادی و کاهش اننتشار دی اکسید کربن تحقق یابد.

در مطالعه دیگری هری و سلیم[18] (2012), با توجه به مصرف زیاد و رشد تقاضای روز افزون ذغال سنگ در چین و به منظور یافتن تأثیرات اقتصادی و آلودگی هوای آن, در مقاله­ای روابط کوتاه­مدت و بلندمدت بین مصرف ذغال سنگ و درآمد ملی را در یک الگوی دو طرفه­ی عرضه و تقاضا بررسی نمودند. بدین منظور آنها از مدلهای اقتصاد سنجی تصحیح خطای برداری و همجمعی بهره بردند و یافتند در کوتاه مدت و بلندمدت یک رابطه دو طرفه مستقیم بین مصرف ذغال سنگ و انتشار دی اکسید کربن و انتشار آلودگی برقرار می­باشد. همچنین نتیجه گردید در طرف عرضه رابطه غیر مستقیم از مصرف ذغال سنگ به تولید ناخالص داخلی وجود دارد در حالیکه در طرف تقاضا عکس این ارتباط نتیجه شده است.

خلید الخاصلن و همکاران[19] (2012)، در مقاله­ای به بررسی روابط کوتاه مدت و بلند مدت و هچنین رابطه علیت میان متغیرهای این متعیرها و اشتغال پرداختند. آنها برای این منظور از دو روش اقتصادسنجی  تصحیصح خطای برداری (VECM)و  مدل خود توضیح با وقفه های گسترده ARDL[20]  استفاده کردند. نتایج این مقاله نشان می­دهد که در بلندمدت و کوتاه مدت تأثیر مثبت و معنی­داری بین کلیه متغیرها وجود داشته, اما رابطه علیت بین تولید ناخالص ملی به انتشار دی اکسید کربن و رشد اقتصادی با مصرف انرژی برقرار نمی­باشد.

در داخل مطالعاتی در این زمینه انجام شده است. صالح و همکاران (1388)، در مقاله­ای با عنوان «بررسی رابطه علیت بین تولیدناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه­ای در ایران: مطالعه موردی گاز دی­اکسید کربن» رابطه بین انتشار دی اکسید کربن و میزان تولیدناخالص داخلی واقعی ایران طی سالهای 1339 تا 1378 را بررسی کردند. در این مقاله از آزمون علیت گرنجر دو مرحله­ای و آزمون علیت هسیائو برای بررسی رابطه علیت بین متغیرها استفاده شده است. آنها نتیجه گرفتند که یک رابطه یک طرفه از انتشار دی­اکسید کربن به تولید ناخالص داخلی وجود دارد.

برقی اسکویی(1388), به ارزیابی تأثیر آزادسازی تجاری بر دی اکسیدکربن با استفاده از داده­های ترکیبی چهار گروه کشورها طی دوره زمانی 2002-1992 با استفاده از منحنی زیست محیطی کوزنتس پرداخت. وی چنین نتیجه گرفت که افزایش آزادسازی تجاری و درآمد سرانه در کشورهای با درآمد سرانه بالا و کشورهای با درآمد سرانه پایین به افزایش دی اکسیدکربن منجر می­شود.

شرزه­ای (1388)، به بررسی رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی ، درآمد ملی و انتشار دی­اکسید کربن به همراه عوامل نیروی کار و سرمایه در ایران طی سالهای 1353 تا 1384 پرداخت. نتایج این مقاله نشان می­دهد که یک رابطه علیت یک طرفه از درآمد ملی به مصرف انرژی وجود دارد اما رابطه علیت میان درآمد و انتشار دی اکسیدکربن نتیجه نشد. علاوه بر این وی نتیجه گرفت مصرف انرژی علت افزایش انتتشار کربن نیست.

فطرس و نسرین دوست (1389)، در مقاله­ای با عنوان «بررسی رابطه­ی آلودگی هوا، آلودگی آب، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران» رابطه علیت بین متغیرها را با استفاده از روش تودا و یاماتو[21] بررسی کردند. آنها نتیجه گرفتند که یک رابطه علیت یک طرفه از انتشار دی اکسیدکربن به درآمد سرانه و از انتشار دی اکسیدکربن به سرانه مصرف انرژی وجود دارد.

بهبودی و همکاران (1389)، در مقاله­ای دیگر به بررسی رابطه بین مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار دی اکسیدکربن به عنوان معیاری برای آلودگی محیط زیست در ایران پرداختند. آنها برای این منظور از داده­های سری زمانی برای سالهای 1383-1346 استفاده کردند و از مدل تصحیح خطا برداری بهره بردند. نتایج حاصل از این مطالعه نشان دهنده وجود رابطه مثبت بین متغیرهای مستقل مانند مصرف انرژی، رشد اقتصادی، آزاد سازی تجاری، جمعیت و انتشار دی اکسیدکربن است.

کازرونی و فشاری (1389)، طی مطالعه­ای با استفاده از روش هم انباشتگی خودرگرسیونی با وقفه­های توزیعی، به بررسی رابطه بلندت بین صادرات کالاهای صنعتی و شاخص کیفیت محیط زیست طی سالهای 1385-1352 پرداختند. نتایج مطالعه بیانگر این است که رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای صادرات کالاهای صنعتی و شاخص­ آلودگی هوا برقرار بوده و متغیرهای صادرات کالاهای صنعتی، تولید ناخالص داخلی و تراکم جمعیت تأثیر مثبت و معنی­دار بر میزان انتشار گاز دی­اکسید کربن دارند. آنها یافتند که تأثیر متغیر صادرات کالاهای صنعتی بر انتشار دی اکسید کربن مثبت ولیکن به مراتب کمتر از سایر متغیرها می­باشد. 

صبوری و سلیمانی (2010)، با استفاده از مدل خود رگرسیونی توضیح دهنده برداری [22](ARDL)  و بر اساس فرضیه زیست محیطی کوزنتس (EKC) رابطه بین مهمترین متغیر اقتصاد کلان، یعنی رشد اقتصادی را با مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن طی سالهای 2007-1971 آزمون کردند. در این مطالعه فرضیه زیست محیطی کوزنتس برای اقتصاد ایران مورد تأیید قرار نگرفته و تأثیر مثبت و معنی دار مصرف انرژی بر روی رشد اقتصادی نتیجه گردیده است.

تفاوت این مقاله با مطالعات قبلی انجام شده در محاسبه و برآورد روابط علیت کوتاه مدت و بلندمدت بین تولید ناخالص داخلی, مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن است. علاو بر این در این مطالعه رابطه همجمعی و روابط کوتاه مدت و بلندمدت بین متغیرها بررسی شده و  تجزیه و تحلیل­های مربوط به میزان نقش و تأثیر هر کدام از متغیرها (تجزیه واریانس) و واکنش متغیر وابسته به یک شوک در متغیرهای مستقل (توابع عکس­العمل) نیز محاسبه و آزمون شده است.

 

3. مبانی نظری

در توابع تولید اولیه­ای که توسط اقتصاددانان معرفی شده است تنها دو عامل نیروی کار (L) و سرمایه (K) به عنوان نهاده­های تولید معرفی شده­اند. اما با توجه به نقش مهم و به سزای انرژی در فرآیند تولید و توسعه اقتصادی، در مدل­های جدید رشد علاوه بر سرمایه و نیروی کار، نهاده انرژی نیز بطور ویژه­ای مورد توجه قرار گرفته ولی اهمیت آن در مدلهای مختلف یکسان نیست. اقتصاددانان نئوکلاسیک به نقش مستقیم انرژی در تابع تولید و رشد اقتصادی اعتقادی نداشته و معتقدند که انرژی از طریق تأثیری که بر نیروی کار و سرمایه می­گذارد بطور غیر مستقیم بر رشد و تولید اقتصادی موثر است (مانند دنیسون). اما برخی از اقتصاددانان دیگر اهمیت بیشتری برای انرژی در امر تولید قائل شده و آنرا به عنوان یک نهاده تولید و در کنار نهاده سرمایه در نظر می­گیرند (مانند برونت و وود^[23]). در این مدلها انرژی و سرمایه با هم ترکیب شده و عامل تولید مشترکی را بوجود می­آورد که در کنار نهاده نیروی کار دو عامل نهاده تولید هستند. چنین تابعی بصورت زیر است:

(1)                                                                 

گروه دیگری از اقتصاددانان نقش پررنگ­تری برای انرژی در فرآیند تولید قائل هستند و آنرا به عنوان یک نهاده در کنار نیروی کار و سرمایه تلقی می­کنند و تابع تولید را بصورت زیر بیان می­کنند (ملکی81):

(2)                                                         

برخی دیگر از اقتصاددانان انرژی مانند استرن[24] را به عنوان نیروی محرکه­ی بیشتر فعالیت­های تولیدی و خدماتی دانسته و برای آن جایگاه ویژه­ای در رشد اقتصادی قائل می­شوند. این گروه از اقتصاددانان بر اساس این نظریه که بیان می­کند انرژی در جهان مقدار ثابتی دارد، جبران پذیر بوده و از بین نمی­رود بلکه از شکلی به شکل دیگر تغییر می­یابد، انرژی را تنها و مهمترین عامل رشد می­دانند و نیروی کار و سرمایه را جزء عوامل واسطه­ای تولید قلمداد می­کنند که برای بکارگیری به انرژی نیاز دارند (ملکی 81).

با توجه به نظریات بالا چنین استنباط می­شود که علاوه بر نهاده­های کار و سرمایه، انرژی نیز به عنوان یکی از نهاده­های مهم تولید در مباحث اقتصادی مطرح است و در الگوهای رشد اقتصادی انرژی یا به عنوان یک نهاده مستقل ، واسطه­ای و یا غیر مستقیم و موثر در کنار نهاده­های کار و سرمایه منظور می­شود. اما از آنجایی که سوختهای فسیلی مهمترین و بیشترین سهم را در تأمین انرژی جهان دارند و مصرف آنها باعث انتشار گازهای گلخانه­ای بویژه دی اکسیدکربن می­شود و مصرف آنها برای تحقق اهداف توسعه و رشد اقتصادی باعث ایجاد آلودگی هوا و تخریب محیط زیست می­شود؛ لذا بین رشد و توسعه اقتصادی با تخریب محیط زیست ارتباط وجود دارد. بسیاری از متخصصان اقتصاد محیط زیست این ارتباط را در قالب فرضیه زیست محیطی کوزنتس بررسی و بیان می­کنند در مراحل اولیه رشد اقتصادی، محیط زیست تخریب اما با ادامه و تداوم آن, وضعیت محیط زیست بهبود می­یابد. بر اساس این دیدگاه, منطق وجود رابطه U وارونه شکل بین رشد اقتصادی و شاخص­های تخریب محیط زیست به­طور شهودی قابل استدلال است. به عقیده آنان, در مراحل اولیه فرآیند صنعتی شدن با توجه به اولویت بالای تولید و اشتغال نسبت به محیط زیست پاک، استفاده از منابع طبیعی و انرژی برای رسیدن به رشد اقتصادی بالا، افزایش و در نتیجه آلودگی زیاد می­شود. در این مرحله با توجه به سطح پایین درآمد ملی، بنگاههای  اقتصادی قادر به تأمین مالی هزینه­های کاهش آلودگی نیستند و به نوعی آثار زیست محیطی رشد اقتصادی نادیده گرفته می­شود. اما در مراحل بعدی فرآیند صنعتی شدن و رشد اقتصادی و رسیدن اقتصاد به سطح معینی  از درآمد و رشد، توجه به وضعیت محیط زیست از اهمیت و ارزش بیشتری برخوردار می­شود. در چنین وضعیتی با توجه به اهمیت بالای محیط زیست، نهادها و سازمان­های مرتبط با محیط زیست اقدام به وضع قوانین و مقررات زیست محیطی مناسب کرده و تکنولوژی­ها به سمت تکنولوژی­های دوست­دار محیط زیست[25] پیشرفت کرده و تأمین مالی هزینه­های مرتبط با تغییر فن­آوری به سمت فن­آوری دوست­دار محیط زیست و نیز پرداخت عوارض و مالیات لازم به منظور بهبود محیط زیست امکان­پذیر می­شود (برقی اسگویی 1387).

 استرن (1998) اثر رشد اقتصادی بر محیط زیست را ناشی از سه اثر مقیاسی, ساختاری و تکنولوژیکی دانسته و بیان می­کند در سطوح بالای توسعه, ساختار اقتصادی به سمت صنایع و فناوری­های نوین و خدمات حرکت می­کند. ترکیب نهاده­ها و انرژی­های آلاینده اصلاح می­شود. همچنین به تدریج آگاهی در مورد محیط زیست بالا می­رود و قوانین زیست محیطی مفید­تری وضع و اجرا شده و نیز مخارج مصرف شده در جهت و ارتقای محیط زیست افزایش می­یابد (بهبودی و همکاران  1389).

 

4. داده­ها و مدل

4-1. داده­ها

متغیرهای مورد استفاده در این مقاله انتشار دی­ اکسیدکربن به عنوان شاخص مخرب محیط زیست، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی می­باشند که از شاخص­های توسعه بانک جهانی^[26](WDI) و بولتن آماری شرکت نفت انگلیس ^[27](BP) استخراج شده­اند. به منظور تعدیل نوسانات، داده­ها بصورت لگاریتمی مورد استفاده قرار گرفته­اند. سری زمانی مورد مطالعه سالهای 1980 تا 2010 میلادی می­باشد.

 

4-2. ارایه مدل

همانطوری که در بخشهای قبلی بحث شد مصرف انرژی به دلیل اینکه منجر به انتشار کربن می­شود، عامل تخریب محیط زیست است. همچنین بیان شد که تخریب محیط زیست و شاخص­های رشد اقتصادی طبق فرضیه زیست محیطی کوزنتس با یکدیگر رابطه غیر خطی توان دوم دارند. بنابراین ارتباط بلندمدت پویا بین شاخص تخریب محیط زیست، مصرف انرژی و تولیدناخالص داخلی بصورت زیر مدل می­شود:

(3)                          

در این معادله C انتشار دی اکسیدکربن و برحسب هزار تن, E مصرف انرژی به هزار کیلوگرم می­باشد. متغیرهای G تولید ناخالص داخلی و توان دوم تولید ناخالص داخلی بر حسب میلیارد دلار و به قیمت ثابت سال 2000 می­باشد.  نیز جز خطای رگرسیونی است.

ضرایب  ،  و  به ترتیب کشش انتشار دی اکسید کربن نسبت به مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی و توان دوم تولید ناخالص داخلی را نشان می­دهد. طبق مباحث مطرح شده در بخش مبانی نظری انتظار می­رود  مثبت باشد. همچنین بر اساس فرضیه زیست محیطی کوزنتس علامت مثبت برای  و منفی برای  مورد انتظار است. 

 

5. برآورد مدل

این بخش شامل 7 مرحله می­باشد. نخست مانایی و نامانایی سری زمانی متغیرهای الگو با استفاده از آزمونهای مختلف ریشه واحد مورد بررسی قرار می­گیرد. در مرحله دوم تعداد وقفه بهینه برای تخمین مدل تعیین می­شود. سپس آزمون همجمعی جوهانسون جوسیلیوس انجام و در صورت تأیید آن رابطه بلندمدت بین متغیرها برآورد می­شود. در مرحله چهارم مدل تصحیح خطای برآورد می­گردد. در گام بعدی رابطه علیت کوتاه­مدت و بلندمدت بین متغیرها مورد بررسی قرار می­گیرد. و بالاخر در مراحل آخر میزان اثرگذاری هر متغیر در طول زمان و پایداری شوکهای وارده بر مدل بررسی می­شود.

 

5-1. آزمون ریشه واحد

اولین گام برای تحلیل­های اقتصادسنجی بررسی خواص سری زمانی متغیرهای الگو از نظر تعداد ریشه­ واحد و تعیین درجه انباشتگی آنهاست که معمولاً از آزمونهای ریشه واحد دیکی فولر تعمیم^[28](ADF) به عنوان متداول­ترین روشها استفاده می­شود. لیکن از آنجایی که در این آزمون, شکست ساختاری سری­ زمانی در نظر گرفته نمی­شود و این امر ممکن است به اشتباه باعث پذیرفته شدن فرض صفر مبنی بر ناایستایی متغییر شود  قبل از آن آزمون زیوت - اندریوز[29] (1992  انجام و سپس آزمون فلیپس-پرون[30] (1980PP-) وADF   برآورد می­گردد.  جدول 1 نتایج آزمون شکست ساختاری زیوت-اندریوز  را که به کمک نرم افزار اقتصادسنجی Eviews8  و روش Sequential Bai-Perron انجام شده نشان می­دهد. همانطور که مشخص است  برای کلیه متغیرها فرض صفر مبنی بر وجود صفر نقطه شکست ساختاری قبول و لذا آزمونهای دیکی فولر و فلیپس -پرون انجام می­شود.بر اساس آماره­های محاسبه شده برای هر متغیردر هر دو آزمون و مقایسه با مقدار بحرانی در سطح 5 درصد (52/3-) فرض صفر مبنی بر وجود ریشه واحد برای کلیه متغیرها قبول و نتیجه می­شود که متغیرها در سطح مانا نیستند. لیکن این مسأله در مورد تفاضل مرتبه اول متغیرها برقرار نیست و طبق آماره­های آزمون بدست آمده و مقایسه با مقدار بحرانی 52/3-  در سطح معنی­داری 5 درصد،فرضیه صفر رد و عدم وجود ریشه واحد در تفاضل مرتبه اول متغیرها نتیجه می­شود. بنابراین کلیه متغیرها انباشته از درجه 1 یا I(1) هستند.

 

جدول 1. نتایج آزمونهای شکست ساختاری و  ریشه واحد

  منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

^* معنی­دار در سطح 5 درصد با مقدار بحرانی 52/3-

 

5-2. تعیین تعداد وقفه بهینه

برای تعیین مرتبه بهینه الگو از معیارهای آکایک ^[31](AIC)، شوراتز بیزین [32](SBC) و حنان کویین [33](HQ) استفاده می­شود. نتایج این معیارها تا 3 وقفه  برآورد در جدول 2 آورده شده است. همان­گونه که در جدول مشخص است وقفه بهینه بر اساس معیار آکایک و حنان کویین 2  و برای معیار شورارتز بیزین  1  می­باشد. لیکن  از آنجایی که معیار شوراتز در انتخاب وقفه صرفه جویی بیشتری می­کند و برای سری­های زمانی کوچک مناسب­تر است وقفه 1 به عنوان وقفه بهینه مدل در نظر گرفته می­شود.

 

 

 

جدول 2. نتایج انتخاب وقفه بهینه

وقفه بهینه

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

 

5-3. آزمون هم انباشتگی

 برای بررسی رابطه بلندمدت و باثبات میان متغیرهای الگو (معادله 3) از آزمون هم انباشتگی استفاده می­شود. تحلیل­های هم انباشتگی را می­توان از روشهای مختلفی مانند حداقل مربعات معمولی، حداقل مربعات معمولی پویا، مدل خود رگرسیونی با وقفه­های توزیعی ^[34](ARDL) و جوهانسون جوسیلیوس^[35]  انجام داد که در این مقاله روش دوم استفاده شده است. در آزمون جوهانسون جوسیلیوس تعداد روابط بلندمدت بین متغیرها (بردارهای همجمعی) بر اساس روش حداکثر مقدار ویژه و ماتریس اثر صورت می­پذیرد. نتایج این دو روش که در جدول 3 آورده شده است حاکی از وجود یک بردار بلندمدت در سطح احتمال 5 درصد بین متغیرهای مدل می­­باشد.

 

جدول 3. نتایج آزمون هم انباشتگی

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

 

رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو در جدول 4 آورده شده است. همانطور که دیده می­شود کلیه ضرایب مدل معنی­دار بوده و از نظر علامتی سازگار با تئوری­های نظری است. هر یک از ضرایب, کشش بلندمدت متغیر وابسته انتشار دی اکسید کربن نسبت به متغیرهای توضیحی مدل را نشان می­دهد. طبق جدول بالا ضریب مصرف انرژی برابر 006/1 است که نشان می­دهد انتشار دی اکسید کربن نسبت به مصرف انرژی کشش واحد دارد. ضریب تولید ناخالص داخلی نیز برابر 23/0 و کوچکتر از یک است و لذا انتشار دی اکسید کربن نسبت به تولید ناخالص بی­کششی است. بر این اساس می­توان چنین بیان نمود که با مصرف یک درصد بیشتر انرژی, انتشار دی اکسید کربن به همان میزان افزایش می­یابد در حالیکه افزایش یک درصدی در تولید ناخالص داخلی, انتشار دی اکسید کربن را به میزان کمتر از آن و تنها 23/0 درصد بیشتر می­کند. همچنین ضریب توان دوم رشد اقتصادی منفی است که طبق انتظار و موافق مفروضات فرضیه­ی زیست محیطی کوزنتس است. لیکن از آنجایی که مقدار آن بسیار کوچک (04/0- )و نزدیک به صفر است فرضیه زیست محیطی کوزنتس در ایران مورد تردید است.

 

جدول 4. نتایج رابطه بلندمدت

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

 

5-4. اثرات کوتاه مدت و بلندمدت

حال که بر اساس نتایج بخش قبلی وجود یک بردار همجمعی بین متغیرهای الگو مورد تأیید قرار گرفت می­توان از مدل تصحیح خطا (ECM) برای اطلاع از چگونگی رابطه بین متغیرها استفاده نمود. طبق مباحث مطرح شده در بخش مبانی نظری و در قالب فرضیه زیست محیطی کوزنتس فرم ریاضی مدل تحصیح خطای برآورد شده بصورت زیر است:

(4)         

(5)         

(6)         

(7)         

در اینجا  جمله تصحیح خطا و نشان دهنده معادله نرمال شده همجمعی است که بصورت زیر است:

 

ضرایب ECT در هر معادله ضریب تعدیل در هر دوره برای برقراری تعادل بلندمدت را نشان می­دهد و ضرایب با وقفه متغیرهای توضیحی یعنی ،   و  معرف رابطه پویای کوتاه مدت بین متغیرها در هر معادله می­باشد.

مدل تصحیح خطا  با استفاده از متغیرهای بالا برآورد گردید. لیکن از آنجایی که متغیر توان دوم تولید ناخالص داخلی بی­معنی بدست آمد (که دلالت بر عدم وجود رابطه معکوس بین تولید ناخالص داخلی و انتشار دی اکسیدکربن در کوتاه مدت دارد) این متغیر از مدل حذف شد. خلاصه نتایج این مدل برای رابطه انتشار دی اکسید کربن با مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در جدول 5 آورده شده است. همانطوری که مشاهده می­شود ضرایب برآورد شده از معناداری لازم برخوردار بوده و رابطه مستقیم بین مصرف انرژی با تولید ناخالص داخلی برقرار می­باشد.

جدول 5 . نتایج مدل تصحیح خطا

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

 

جهت بررسی صحت نتایج مدل, آزمونهای تشخیص شکل تصریح مدل (Ramsey Reset), نرمال بودن توزیع جملات خطا (Normality), ناهمسانی واریانس جملات خطا (white) و خودهمبستگی (LM) انجام شده و نتایج آن در جدول 6 آورده شده است. با توجه به نتایج بدست آمده در سطح خطای 5 درصد مدل به خوبی تصریح شده و فاقد مشکل خودهمبستگی, ناهمسانی واریانس بوده و ضرایب بدست آمده قابل اطمینان هستند.  

 

جدول 6. آزمونهای آسیب شناسی برآورد الگو

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

 

5-5. آزمون علیت

در این قسمت رابطه علیت بین متغیرهای الگوی تصحیح خطا با استفاده از آزمون والد[36] بررسی می­شود. برای بررسی آزمون علیت کوتاه مدت از طرف و  به  ، در معادله 4 فرض صفر مبنی بر صفر بودن کلیه ضرایب  و  بررسی می­شود. چنانچه فرض صفر رد شود تولید ناخالص داخلی علت انتشار دی اکسید کربن در کوتاه مدت است. همچنین برای بررسی جهت علیت کوتاه مدت از انتشار دی اکسید کربن به  تولید ناخالص داخلی, در معادله­های 6 و 7 فرض صفر مبنی بر صفر بودن ضرایب  و  آزمون می­­شود. جهت بررسی رابطه علیت بلندمدت بین متغیرها فرض صفر مبنی   بررسی می­شود. نتایج این آزمونها در جدول 7 آورده شده است.

 

جدول 7. نتایج آزمون علیت

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

 

همانگونه که در جدول بالا مشخص است در کوتاه­مدت یک رابطه علیت دو طرفه بین انتشار دی اکسیدکربن و مصرف انرژی وجود دارد اما تنها یک رابطه یک طرفه از تولیدناخالص داخلی به انتشار دی اکسیدکربن و مصرف انرژی برقرار می­باشد. این بدان معنی است که در بازه زمانی کوتاه­مدت, افزایش مصرف انرژی و رشد تولید ناخالص داخلی, باعث انتشار بیشتر دی اکسید کربن می­شود. در بلندمدت هم دو رابطه علیت یک طرفه یکی از انتشار دی اکسیدکربن به تولید ناخالص داخلی و دیگری از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی وجود دارد. لذا در بلندمدت رابطه­ی علیتی از تولید ناخالص ملی به انتشار دی اکسید کربن برقرار نمی­باشد و در نتیجه می­توان بیان کرد در بازه زمانی مود بررسی, تولید ناخالص داخل تأثیری بر میزان انتشار دی اکسید کربن در ایران نداشته و تنها مصرف انرژی عامل تولید ناخالص داخلی بوده است.

 

 

 

5-6. تجزیه واریانس

در بخش­ قبلی تنها جهت رابطه علیت بین متغیرها مشخص شد و اطلاعاتی در مورد خواص پویایی و میزان تأثیر هر متغیر در رابطه علیت بدست نیامد. لیکن با استفاده از روش تجریه واریانس ^[37](VDCs) می­توان قدرت نسبی رابطه علیت را بررسی و درجه برون­زای متغیرها را محاسبه نمود. با استفاده از این روش, سهم تکانه­های وارد شده به متغیرهای مدل، در واریانس خطای پیش­بینی یک متغیره کوتاه­مدت و بلندمدت مشخص می­گردد. بدین ترتیب سهم هر متغیر بر روی تغییرات متغیرهای دیگر الگو در طول زمان اندازه­گیری می­شود. جدول 8 نتایج تجریه واریانس برای یک دوره زمانی ده ساله نشان داده شده است. طبق نتایج بدست آمده، انتشار دی­اکسیدکربن در توجیه بی­ثباتی خود بیشترین مقدار را در طول زمان داردکه با گذشت زمان از میزان آن کاسته شده و به تدریج برنقش سایر متغیرها افزوده می­شود بطوری که در دوره دهم سهم انتشار دی اکسید کربن به 76 درصد می­رسد. بنابراین در دوره­های اولیه اعمال یک شوک, سهم بی­ثباتی متغیرهای توضیحی بر انتشار دی اکسیدکربن کم بوده و عامل اصلی نوسانات بوجود آمده، خود انتشار دی اکسید کربن است لیکن به تدریج نقش سایر متغیرهای مدل افزایش یافته به گونه­ای که سهم مصرف انرژی در پایان دوره 10 ساله به 21 درصد می­رسد.

 

جدول 8. تجزیه واریانس

منبع: خروجی نرم افزار و یافته­های تحقیق

5-7. جهت و پایداری اثر متغیرها

برای بررسی جهت و پایداری اثر هر یک از متغیرهای توضیحی از توابع عکس­العمل آنی (IRFs) استفاده می­شود. در واقع IRFs رفتار پویای متغیرهای الگو را به هنگام بروز یک واحد ضربه یا تکانه بر هر یک از متغیرها در یک افق زمانی دلخواه نشان می­دهد. در نمودارهای 1 واکنش الگو به اندازه یک واحد تغییر در انحراف معیار تولید ناخالص داخلی بر متغیر انتشار دی اکسیدکربن در یک دوره زمانی 20 ساله نشان داده شده است. همانطور که مشاهده می­شود یک شوک در تولید ناخالص داخلی،باعث افزایش انتشار دی اکسید کربن تا دوره سوم شده و پس از آن اثر شوک به تدریج مضمحل تا اینکه در بلندمدت و پس از سال ششم اثر آن از میان رفته و در امتداد خط افقی پایدار می­گردد. اثر متقابل شوک در انتشار دی اکسیدکربن بر تولید ناخالص داخلی تا 3 دوره افزایش یافته و پس از آن کاهش و در بلندمدت از میان می­رود.

 

نمودار 1. تابع واکنش به شوک

 

منبع: خروجی نرم افزار

 

6. نتیجه­گیری و پیشنهادات

در این مقاله نقش و تأثیر عوامل موثر بر انتشار دی اکسیدکربن در ایران مورد بررسی قرار گرفت. طبق ضرایب بدست آمده, دو متغیر مصرف انرژی و تولیدناخالص داخلی تأثیر معنی­دار و مثبتی بر انتشار دی اکسیدکربن داشته لیکن اثرات آنها متفاوت می­باشد به نحوی که نسبت به متغیر تولید ناخالص داخلی بی­کشش و نسبت به مصرف انرژی کشش واحد دارد. همچین بررسی رابطه علیت بین متغیرهای مدل نشان می­دهد که در کوتاه­مدت یک رابطه علیت دو طرفه بین انتشار دی اکسیدکربن و مصرف انرژی و یک رابطه یک طرفه از تولید ناخالص داخلی به انتشار دی اکسیدکربن و مصرف انرژی و در بلندمدت هم دو رابطه علیت یک طرفه یکی از انتشار دی اکسیدکربن به تولید ناخالص داخلی و دیگری از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی وجود دارد. لذا در کوتاه مدت مصرف انرژی عامل انتشار دی اکسید کربن است اما رابطه­ای مبنی بر تأثیر تولید ناخالص داخلی بر انتشار دی اکسید کربن وجود ندارد در حالی که در بلندمدت تأثیر هیچکدام از این دو متغیر بر انتشار دی اکسید کربن مورد تأیید قرار نگرفت. نتایج آزمون تجزیه واریانس نیز نشان می­دهد تولید ناخالص داخلی نقش اندک و جرئی در انتشار دی اکسیدکربن داشته و تأثیر مصرف انرژی بیشتر است. با توجه به این یافته­ها استنباط می­شود مصرف انرژی, مهمترین و بیشترین تأثیر را بر انتشار دی­ اکسید کربن داشته و تولیدناخالص داخلی به نسبت نقش کمتری در این راستا دارد. از این رو به منظور کنترل انتشار دی اکسید کربن باید توجه خاصی به میزان و نوع حاملهای انرژی مصرفی شود و با بهبود کارایی انرژی در بخشهای مختلف و همچنین با جایگزینی انرژی­های پاک به جای سوختهای فسیلی, در جهت کاهش و تقلیل میزان انتشار دی اکسید کربن تلاش کرد.

 

منابع

الف- فارسی

برقی اسکویی، محمد مهدی. (1387). «آثار آزادسازی تجری بر انتشار  گازهای گلخانه­ای (دی اکسیدکربن) در منحنی زیست محیطی کوزنتس». مجله تحقیقات اقتصادی. شماره 82.

بهبودی، داود و همکاران. (1389). «عوامل اقتصادی و اجتماعی موثر بر انتشار دی اکسیدکربن در ایران (1383-1346)». مجله تحقیقات اقتصادی. شماره 90

پرمن و یوما. (1382). اقتصاد محیط زیست و منابع طبیعی، ترجمه حمیدر رضا ارباب. انتشارات نشر نی.

ترنر و پیرس. (1374). اقتصاد محیط زیست. ترجمه سیاوش دهقانیان، عوض کوچکیو علی کلاهی اهری. انتشارات دانشگاه فردوسی مشهد.

شرزه­ای، غلامعلی و حقانی، مجید (1388). «بررسی رابطه علی میان انتشار کربن و درآمد داخلی با تأکید بر نقش مصرف انرژی». تحقیقات اقتصادی. شماره 68. پاییز.

صالح، ایرج و دیگران (تابستان 1388). «بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه­ای در ایران: مطالعه موردی گاز دی­اکسیدکربن». اقتصاد کشاورزی و توسعه. شماره 66.

فطرس، محمدحسن و نسرین دوست، میثم. (1388). «بررسی رابطه آلودگی هوا، آلودگی آب، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران 83-1359». فصلنامه اقتصاد انرژی. شماره 21.

کازرونی، علیرضا و فشاری، مجید. (1389). «تأثیر صادرات صنعتی بر زیست محیط ایران (1385-1352)». فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی. شماره 55.

ملکی، رضا. (1381). «بررسی رابطه علیت بین مصرف انرژی و تولید ناخالص در ایران». مجله برنامه و بودجه. شماره 89.

نوفرستی، محمد. (1377). ریشه واحد و همجمعی در اقتصادسنجی. موسسه خدمات فرهنگی رسا.

 

ب- انگلیسی

Abdul Jalil and Syed.Mahmud. (2009). “Environment Kuznets curve for CO2  Emissions: A Cointegration analysis for China”. Energy Policy. 37 .5167–5172.

Berndt, E.R and Wood D.O. (1975). “Technology, Prices and the Derived Demand for Energy”. Review of Economics and Statistics. No 57. PP:259-268

Cole, M. A., Rayner, A. J., Bates, J. M., (1997). “The Environmental Kuznets Curve: An Empirical Analysis”. Environment and Development Economics, 2 (4), 401-416.

Friedl, B., Getzner, M., (2003). “Determinants of CO2 Emissions in a Small Open Economy”. Ecological Economics 45, 133-148. . MPRA Paper No. 18997.

Grossman, G.M. and Krueger, A.B. (1991), “Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreemnt”, NBER Working Papers Series, No. 3914

Halicioglu, F (2008). “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey”. MPRA Paper No. 11457.

Harry, Bloch and Salim, Ruhul, (2012). “Coal Consumption, CO2 Emission and Economic Growth in China: Empirical Evidence and Policy Responses”. Energy Economics.Vol 34 (2012).

Heerink, N., Mulatu, A., Bullet, (2001). “Income Inequality and the Environment: Aggregation Bias in Environmental Kuznets Curves”. Ecological Economics 38 (3), 359-367.

Holtz-Eakin, D. and Selden, T.M. (1995). “Stroking the fires; CO2 Emissions and Economic Growth”. Journal of Public Economics 57, 85-101.

IEA - International Energy Agency (2013). CO2 Emissions from Fuel Combustion.

Iwata, H and at all. (2009). Empirical Study on the Environmental Kuznets Curve for CO2 in Farance: The Role of Nuclear Energy.

Johansen, S. (1988). “Statistical Analysis of Cointegration Vectors”. Journal of Economic Dynamics and Control 12, 231-254.

Kumar, Aviral, (2011). “Energy Consumption, CO2 Emission and  Economic Growth: A Revisit of the Evidence India”. Applied Econometrics and International Development Vol. 11-2 (2011)

Lantz, V., Feng, Q., (2006). “Assessing Income, Population, and Technology Impacts on CO2 Emissions in Canada: where's the EKC?” Ecological Economics 57,229-238.

Lindmark, M., (2002). “An EKC-pattern in Historical Perspective: Carbon Dioxide Emissions, Technology, Fuel Prices and Growth in Sweden 1870– 1997”. Ecological Economics 42, 333–347.

Saboori,B & Soymani,A (2011). “CO2 Emission, Economic Growth and Energy Consumption in Iran”. International Journal of Environmental Sciences. Vol 2,No 1,2011.

Shafik, N., Bandyopadhyay, S., (1992). “Economic Growth and Environmental Quality: Time Series and Cross-Country Evidence”. The World Bank, Working Paper Series WP-904.

Stern, D.I. (1993). “Energy and Economic Growth in the USA: A multivariate Approach”. Energy Economics. Vol 15. PP:15-37.

Tucker, M., (1995). “Carbon Dioxide Emissions and Global GDP”. Ecological Economics, 15 (3), 215-223.

 

 

تعداد مشاهده مقاله: 6,531

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 2,438