بررسی تأثیر توسعه‌ مالی و مصرف انرژی بر تخریب زیست‌محیطی در ایران در چارچوب فرضیه‌ منحنی زیست‌محیطی کوزنتس (EKC)

بررسی تأثیر توسعه­ مالی و مصرف انرژی بر تخریب زیست­محیطی در ایران در چارچوب فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس(EKC)

دکتر حمیدرضا حری*، دکتر سیدعبدالمجید جلایی** و سعید جعفری***

تاریخ دریافت: 30 بهمن 1391                   تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392

امروزه مسائل زیست­محیطی به­ویژه مسئله­ آلودگی آب و هوا به یکی از مهم­ترین نگرانی­های جهانی تبدیل شده است. آلودگی هوا، سلامتی موجودات زنده و اکوسیستم­های طبیعی را تحت تأثیر قرار داده است. براساس مطالعات مختلف، توسعه­ مالی می­تواند از طریق جذب سرمایه­گذاری مستقیم خارجی و افزایش درجه­ تحقیق و توسعه (R&D) سبب کارایی محیطی و در نتیجه کاهش میزان آلودگی محیطی شود.این پژوهش در چارچوب فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس و با استفاده از رویکرد ARDL، به بررسی نقش توسعه­ مالی و مصرف انرژی بر آلودگی هوا در ایران طی دوره­ زمانی 2007-1971 پرداخته است.براساس نتایج بدست آمده، توسعه­ مالی بیشتر در ایران سبب کاهش انتشار ₂CO می­گردد .به علاوه با افزایش مصرف انرژی در ایران، انتشار ₂CO افزایش می­یابد. همچنین نتایج تحقیق، حاکی از رد فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در بلندمدت در ایران است.

واژه‌های کلیدی: منحنی زیست­محیطی کوزنتس، توسعه­ مالی، مصرف انرژی، انتشار دی‌اکسیدکربن، مدل ARDL.

طبقه‌بندی JEL: Q53، O23، O13.

1. مقدمه

چندین سال است که مسئله آلودگی آب و هوا بطور جدی مطرح گردیده و ذهن سیاستمداران، دولتمردان و حتی عموم مردم را با خود درگیر کرده است. بطوری که آلودگی هوا در ایران موجب تعطیل شدن ادارات و نهادهای دولتی در شهرهای بزرگ و صنعتی ایران شده که این خود باعث وارد آمدن هزینه­های سنگینی به بخش اقتصادی کشور شده است. آلودگی زیست­محیطی، سلامتی انسان­ها و دیگر موجودات زنده را تحت­الشعاع قرار داده و آثار مخربی را بر حفظ و بقای اکوسیستم­های طبیعی به جای گذاشته است. انتشار گازهای گلخانه­ای نظیر ₂CO، ₂SO،  NOو ... از یک سو و افزایش آلاینده­های کارخانه­ای از سوی دیگر، موجب تشدید آلودگی آب و هوا گردیده است. البته براساس شواهد تجربی، ₂CO بیشترین میزان انتشار را در میان گازهای گلخانه‌ای داشته است. به همین دلیل اگر چه برخی مطالعات، انتشار دیگر گازهای گلخانه­ای نظیر ₂SO و NO را به عنوان شاخص آلودگی هوا در نظر گرفته­اند، اما اکثر مطالعات، انتشار ₂CO را عامل اصلی دخیل در آلودگی هوا می­دانند. یکی از منابع اصلی انتشار این گازها سوخت­های فسیلی هستند که از منابع و انرژی­های به شدت آلاینده محسوب می­شوند. استفاده­ بی­رویه و ناکارا از این انرژی­ها و منابع منجر به وارد آمدن صدمه­ جدی به محیط­زیست گردیده است. هر چند که مصرف سوخت­های فسیلی توسط بخش خانگی بر آلودگی هوا بی­تأثیر نیست، اما مصرف کننده اصلی این نوع منابع و انرژی­ها و بنابراین عامل اصلی انتشار این آلودگی­ها در آب و هوا، کارخانه‌های بخش صنعتی هستند. به­ویژه نقش بخش صنعت ایران و دیگر کشورهای در حال توسعه در آلودگی، بسیار پررنگ­تر است؛ چرا که استفاده ناکارا از این منابع و انرژی­ها در کشورهای در حال توسعه رایج­تر است. بسیاری از محققان اعتقاد دارند که جایگزینی این نوع انرژی­های آلاینده و ناکارا با انرژی­ها و منابع کاراتر و همچنین استفاده از تکنولوژی­های کمتر آلاینده می­تواند نقش مؤثری را در حفظ و بقای محیط ­زیست داشته باشد.

مطالعات متعددی برای بررسی عوامل مؤثر بر آلودگی محیط ­زیست از تحلیل فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس (EKC) استفاده کرده­اند. براساس این فرضیه، در مراحل اولیه­ توسعه­ اقتصادی، با افزایش درآمد، میزان آلودگی و تخریب زیست­محیطی بیشتر شده و سپس با وارد شدن تدریجی به مراحل میانی و پایانی توسعه­ اقتصادی، میزان آلودگی و تخریب زیست­محیطی کاهش می­یابد. در واقع منحنی زیست­محیطی کوزنتس، مبین یک ارتباط به شکل U معکوس بین آلودگی زیست­محیطی و رشد اقتصادی است. اگر چه در برخی از مطالعات، از شاخص­های دیگری نیز برای تخریب و آلودگی زیست­محیطی استفاده شده است، اما اغلب مطالعات، از آلودگی هوا به عنوان شاخص تخریب زیست­محیطی و از انتشار سرانه ₂CO به عنوان شاخص آلودگی هوا استفاده کرده­اند و رشد  GDPسرانه را نیز به عنوان شاخص رشد و توسعه­ اقتصادی در نظر گرفته­اند.

این مقاله در چارچوب مبانی نظری فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس و با استفاده از شاخص آلودگی هوا (انتشار ₂CO)، علاوه بر بررسی عوامل و متغیرهای مؤثر بر آلودگی و تخریب زیست­محیطی در ایران، به مطالعه رابطه­ بلندمدت بین آلودگی هوا و متغیرهای مذکور پرداخته و بطور ویژه به بررسی نقش توسعه­ مالی و مصرف انرژی بر آلودگی هوا پرداخته است. یکی از جنبه­های مهم نوآوری مقاله، بررسی ارتباط بین شاخص­های مختلف توسعه­ مالی و انتشار ₂CO است که این شاخص­ها نیز با توجه به وضعیت و ساختار اقتصاد ایران انتخاب شده است. همچنین با توجه به رایج بودن استفاده از سوخت­های فسیلی توسط کارخانه­های بخش صنعتی ایران، متغیر مصرف انرژی نیز می­تواند نقش تعیین­کننده­ای در این کشور داشته باشد. از این رو سؤال اساسی این مقاله آن است که آیا توسعه­ مالی و مصرف انرژی در ایران، متغیرهای اثرگذاری در روند تخریب زیست­محیطی هستند یا خیر؟ برای پاسخگویی به این سؤال، در بخش­های بعدی مقاله به بیان ادبیات موضوع، مبانی نظری پژوهش، معرفی داده­ها و تبیین مدل، برآورد مدل و تفسیر نتایج و نهایتاً نتیجه­گیری پرداخته خواهد شد.

2. مروری بر پیشینه­ موضوع

مطالعات مختلفی در زمینه­ آلودگی، ادبیات وسیعی را پیرامون این موضوع پدید آورده است که در زیر به مهم­ترین آنها اشاره خواهد شد.

1-2. پیشینه­ خارجی

موناسینقه^[1] (1999) در مقاله­ خود، علاوه بر بیان ادبیات نظری منحنی زیست­محیطی کوزنتس، به بررسی رابطه­ بین رشد اقتصادی و تخریب زیست­محیطی پرداخته است. وی نشان داد که منحنی زیست­محیطی کوزنتس از تلاقی منحنی­های منفعت نهایی اجتماعی و هزینه نهایی اجتماعی به وجود می­آید. همچنین، براساس نتایج وی، کشورهای در حال توسعه برای دستیابی به رشد و توسعه‌ اقتصادی باید از تجارب کشورهای صنعتی استفاده نمایند. همچنین تالوکدار و میسنر[2] (2001) در مقاله­ خود به بررسی رابطه­ تجربی بین مشارکت بخش خصوصی در اقتصاد و کارایی زیست­محیطی (برحسب انتشار ₂CO) در 44 کشور در حال توسعه طی سال های 1995-1987 پرداخته­اند. نتایج این مقاله نشان می­دهد که درجه­ بالاتری از مشارکت بخش خصوصی در یک اقتصاد در حال توسعه، سبب تخریب کمتر محیط­زیست در هر کشور می­شود. همچنین براساس نتایج بدست آمده، بازار سرمایه­ کاراتر و مشارکت با اقتصادهای توسعه­یافته در توسعه­ بخش خصوصی سبب کاهش هر چه بیشتر تخریب زیست­محیطی خواهد شد.

هالیسیوگلو^[3] (2009) نیز در مطالعه­ خود روابط علی پویا را بین انتشار ₂CO، مصرف انرژی، درآمد و تجارت خارجی در مورد ترکیه و با استفاده از داده­های سری زمانی برای دوره­ 1960 تا 2005 مورد آزمون قرار داد. نتایج تجربی نشان می­دهد که درآمد، بیشترین متغیر اثرگذار در توضیح انتشار ₂CO در ترکیه است. همچنین نتایج حاکی از یک تابع انتشار کربن پایدار است.

به همین ترتیب، تامازیان، چوسا و وادلامناتی^[4] (2009) در مقاله­ خود علاوه بر پیوند بین توسعه­ اقتصادی و کیفیت محیطی، رابطه­ بین توسعه­ مالی و کیفیت محیط­زیست را نیز مورد بررسی قرار داده­اند. نتایج برای داده­های تابلویی در دوره­ 2004-1992 حاکی از این است که توسعه مالی و اقتصادی، عوامل تعیین­کننده­ کیفیت زیست­محیطی در کشورهای عضو گروهی به رهبری قدرت‌های اقتصادی نوظهور (BRIC) هستند. توسعه­ مالی و اقتصادی بیشتر، تخریب محیط­زیست را کاهش می­دهد. همچنین آزادسازی مالی و آزادی تجارت عوامل حیاتی در کاهش ₂CO هستند.

به علاوه، تامازیان و بهاسکارا رائو^[5] (2010) با استفاده از روش GMM، به بررسی پیوند بین توسعه­ مالی و کیفیت زیست­محیطی و توسعه­ مالی و کیفیت نهادی در 24 اقتصاد در حال گذار، طی سال­های 2004-1993 پرداخته­اند. نتایج این مقاله حاکی از تأیید فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس و اهمیت توسعه­ مالی و کیفیت نهادی در کارایی زیست­محیطی است. براساس نتایج این مقاله اگر آزادسازی مالی در یک چارچوب نهادی قوی انجام نشده باشد، ممکن است برای کیفیت محیط ­زیست مضر باشد.

در نهایت، جلیل و فریدون^[6] (2011) در مقاله­ خود اثر توسعه­ مالی، رشد اقتصادی و مصرف انرژی را روی آلودگی زیست­محیطی در چین با استفاده از روش ARDL مورد بررسی قرار داده‌اند. هدف اصلی این مقاله بررسی وجود رابطه­ تعادلی بلندمدت بین توسعه­ مالی و آلودگی زیست­محیطی است. براساس نتایج این مقاله ضریب توسعه­ مالی منفی است که نشان­دهنده­ عدم شرکت توسعه مالی در مخارج آلودگی زیست­محیطی بوده و توسعه­ مالی منجر به کاهش آلودگی زیست­محیطی شده است. همچنین درآمد، مصرف انرژی و آزادسازی تجاری عوامل اصلی انتشار دی­اکسیدکربن در بلندمدت می­باشند. علاوه بر این، نتایج حاکی از وجود منحنی زیست­محیطی کوزنتس در مورد چین است.

2-2. پیشینه­ داخلی

امیر تیموری و خلیلیان (1388) در مقاله­ خود با استفاده از داده­های تابلویی سال­های 2006-2001 به بررسی فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس برای کشورهای عضو اوپک پرداخته­اند. براساس نتایج آزمون هم­انباشتگی، ارتباط بلندمدت بین متغیرهای مورد بررسی تأیید شده است. همچنین نتایج حاکی از آن است که فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در این کشورها مورد تأیید قرار نمی­گیرد و در واقع میزان انتشار ₂CO در این کشورها در فرایند رشد اقتصادی به طور مستمر افزایش می­یابد.

همچنین فطرس و معبودی (1390) در مقاله­ خود به بررسی رابطه­ رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران طی دوره 1384-1350 پرداخته­اند. نتایج پژوهش آنها حاکی از رابطه­ علی دوطرفه بین تولید ناخالص داخلی و انتشار دی­اکسیدکربن است. همچنین براساس نتایج، رایطه­ علی از مصرف انرژی به نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد

 به همین ترتیب متفکر آزاد و محمدی خانقاهی (1391) در مقاله­ خود به بررسی رابطه رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه­ بازبودن تجاری بر کیفیت محیط ­زیست در ایران طی دوره­ 2007-1967 پرداخته­اند. نتایج بیانگر تأثیر مثبت رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه­ بازبودن تجاری بر انتشار دی­اکسیدکربن است. همچنین نتایج حاکی از رد فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس است.

فطرس، غفاری و شهبازی (1389) نیز با استفاده از روش داده­های تلفیقی و در دوره­ زمانی 2005-1960 شواهد تجربی آلودگی محیط­زیست و رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک را مورد بررسی قرار داده­اند. نتایج این مطالعه نشان می­دهد که در مراحل اولیه­ رشد اقتصادی این کشورها آلودگی هوا افزایش یافته است؛ به این صورت که افزایش درآمد در ابتدا با تخریب محیط­ زیست همراه بوده اما با تداوم رشد و واردات تکنولوژی­های کمتر آلاینده، کیفیت زیست‌محیطی این کشورها بهبود یافته است. بنابراین، فرضیه‌ی منحنی زیست­محیطی کوزنتس در این کشورها صادق است.

در نهایت، مولایی، کاوسی کلاشمی و رفیعی (1389) در مطالعه‌‌‌‌‌‌ خود رابطه‌‌‌‌‌‌ هم­جمعی بین تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار ₂CO سرانه را در ایران طی سال­های 2000-1974 مورد بررسی قرار داده­اند. یافته­های این مقاله علاوه بر وجود رابطه­ هم­انباشتگی بلندمدت میان متغیرها، بیانگر تأیید فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در ایران است.

3. مبانی نظری منحنی زیست­محیطی کوزنتس

1-3. مدل پایه­ای

در این قسمت با توجه به پژوهش­های انجام گرفته در ادبیات موضوع، به بیان مبانی نظری منحنی زیست­محیطی کوزنتس پرداخته خواهد شد. در ابتدا از یک تحلیل ایستای مقایسه­ای پایه­ای از هزینه­ها و منافعی که یک محیط­زیست بهتر را فراهم می کند، استفاده می­شود. اولاً فرض می­شود که اقتصاد در حالت رقابت کامل است به گونه­ای که در آن اقتصاد مفروض، هزینه­ها و منافع خصوصی و اجتماعی با هم برابرند. فرض می­شود که یک فرد یا یک بنگاه در یک کشور مفروض قصد دارد منافع خالص­اش را در حالتی حداکثر کند که منافع­اش به یک محیط­زیست مترقی وابسته است. همچنین هزینه­هایی که برای بهبود چنین محیط زیستی انجام شده نیز، هم برای فرد و هم برای بنگاه، به وضع محیط­ زیست و درآمد (به عنوان نماینده­ تمام کالاها و خدمات دیگر) بستگی دارد. بنابراین می­توان نوشت:

(1)                                           

به طوری که نشان­دهنده­ منافع خالصی است که حداکثر شده و و به ترتیب منافع و هزینه­هایی هستند که تابعی از تخریب زیست­محیطی و درآمد سرانه  می­باشند.

در هر سطح مفروض درآمد سرانه ()، فرد  را در نقطه­ای جستجو می­کند که منافع نهایی برابر با هزینه­های نهایی است. بنابراین شرایط ساده نهایی از معادله­ی (1) به صورت زیر بدست می­آید:

(2)                                                            

به طوری که  و است. اگر درآمد تغییر کند انتقال کوچکی را حول این نقطه برابری  خواهیم داشت. بنابراین براساس معادله‌ (2) خواهیم داشت:

(3)                        

به طوری که  و برای . متناوباً می­توان روابط زیر را نوشت:

(4- الف)                                                           

(4- ب)                                     

معادله­ (4- ب) نشان می­دهد که اگر باشد، آنگاه تخریب زیست­محیطی با بالا رفتن درآمد سرانه افزایش می­یابد.

اولاً منطقی است که تمایل به پرداخت برای بهبود در کیفیت محیط­زیست به وسیله یک منحنی صعودی به صورت ارائه شود. ثانیاً می­توان فرض کرد که منحنی هزینه­های نهایی تخریب­ زیست­محیطی به صورت نزولی است. بنابراین مخرج معادله­ (4- ب) همیشه منفی است و در نتیجه علامت ضریب  همواره مخالف علامت صورت کسر  است.

براساس بینش مفهومی تحلیل قبلی می­توان دریافت که چگونه منحنی زیست­محیطی کوزنتس به وجود می­آید. معادله­ (4- ب) نشان می­دهد هنگامی که سطوح درآمدی و توسعه­ اقتصادی افزایش می­یابد و علامت  از مثبت به منفی تغییر کند، منحنی زیست­محیطی کوزنتس بدست خواهد آمد. به عنوان مثال تخریب زیست­محیطی با بالا رفتن درآمد سرانه افزایش می­یابد و سپس کاهش می­یابد. به عبارت دیگر، همچنان که درآمد سرانه افزایش می­یابد علامت کشش تخریب زیست­محیطی نسبت به درآمد سرانه از مثبت به منفی تغییر می­کند.

براساس مطالعات مختلف موجود در ادبیات، توسعه­ مالی می­تواند از طریق جذب سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی و افزایش درجه­ تحقیق و توسعه (R&D)، سبب کارایی محیطی و در نتیجه کاهش میزان آلودگی محیطی شود. همچنین کشورهای در حال توسعه ممکن است از طریق توسعه­ مالی به تکنولوژی­های دوستدار محیط ­زیست دسترسی پیدا کنند. از طرفی برخی مطالعات اشاره داشته­اند که توسعه­ مالی ممکن است منجر به افزایش فعالیت­های صنعتی و در نتیجه منجر به آلودگی صنعتی شوند. بنابراین توسعه­ مالی در کشورهای مختلف می­تواند تأثیر متفاوتی روی کارایی محیطی داشته باشد.

در مطالعات مختلف شاخص­های متفاوتی برای توسعه­ مالی در نظر گرفته شده است. بعضی از آنها نسبت ₂M به GDP را به عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفته­اند. اما در کشورهای در حال توسعه ₂M بخش بزرگی از پول رایج را دربر می­گیرد. در نتیجه، بالا رفتن ₂M ممکن است به جای عمق مالی، نشان­دهنده­ پرداخت بدهی از طریق انتشار پول باشد. نسبت تعهدات نقدینگی (₃M) به تولید ناخالص داخلی، شاخص بهتری برای توسعه­ مالی است. این شاخص اندازه­ کل بخش واسطه­ مالی را اندازه­گیری می­کند. چون این شاخص، بانک مرکزی، بانک­های ذخیره‌کننده­ پول و دیگر مؤسسات مالی را شامل می­شود. از جمله شاخص­های دیگری که برای بحث توسعه­ مالی در نظر گرفته می­شود کل حجم اعتبارات داخلی ایجاد شده به وسیله­ بخش بانکی به تولید ناخالص داخلی و اعتبارات داخلی اعطا شده به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی است. نرخ ذخیره­ قانونی نیز شاخص دیگری برای توسعه­ مالی است که افزایش آن سبب کاهش توسعه­ مالی و کاهش آن سبب افزایش توسعه­ مالی است.

4. داده­ها و معرفی مدل

1-4. معرفی داده­ها

داده­های مورد استفاده در این مطالعه از سایت بانک جهانی^[7] و بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران^[8] گرفته شده است. متغیرهای بکار رفته در این مطالعه عبارتند از: انتشار سرانه­ی ₂CO به عنوان متغیر وابسته و سرانه­ تولید ناخالص داخلی واقعی، شاخص­های توسعه­ مالی (نرخ ذخیره قانونی) ، نسبت تعهدات نقدینگی به تولید ناخالص داخلی ، نسبت اعتبارات داخلی اعطا شده به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی و نسبت اعتبارات داخلی خلق شده به وسیله­ بخش بانکی به تولید ناخالص داخلی، مصرف سرانه­ انرژی، درجه­ بازبودن تجاری (نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی) و سرمایه­گذاری مستقیم خارجی به عنوان متغیرهای مستقل.

در این مقاله نرخ ذخیره­ قانونی به صورت انحراف از میانگین، به عنوان یکی از شاخص­های توسعه­ مالی بکار رفته است. جریان خالص سرمایه­گذاری مستقیم خارجی و درجه­ بازبودن تجاری نیز به عنوان دیگر متغیرهای اثرگذار بر جریان آلودگی هوا در نظر گرفته شده است. در کشورهایی که قوانین زیست­محیطی سخت­گیرانه­تری دارند، کارخانه­ها برخی کالاهایی را که آلودگی زیست­محیطی بیشتری ایجاد می­کنند، نمی­توانند تولید کنند و بنابراین آنها را از کشورهایی با قوانین زیست­محیطی منعطف­تر وارد می­کنند. البته شاید در ایران به دلیل ارتباط کمتر با دنیای خارج و نیز مقدار کم سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، این متغیرها، متغیرهای اثرگذاری در روند ایجاد آلودگی نباشند. مصرف انرژی نیز یکی دیگر از متغیرهای تأثیرگذار بر انتشار آلودگی است. انتظار می­رود که سطوح بالاتر مصرف انرژی، فعالیت اقتصادی بیشتر و انتشار بیشتر ₂CO را نتیجه دهد. انتشار ₂CO نیز به عنوان شاخص آلودگی هوا در نظر گرفته شده است؛ چرا که اعتقاد بر این است که ₂CO عامل اصلی گرم شدن زمین است.

داده­های مربوط به مصرف انرژی در ایران از سال 1971 در دست است و از طرفی داده­های نرخ ذخیره­ قانونی از سال 1973 موجود بوده و آمار مربوط به درجه­ بازبودن تجاری تا سال 2007 در دسترس است. بنابراین در اکثر مدل­های برآوردی دوره­ زمانی از سال 1971 تا 2007 خواهد بود. در مدل­هایی که نرخ ذخیره­ قانونی به عنوان شاخص توسعه­ مالی ایفای نقش می­کند، شروع دوره­ زمانی از سال 1973 خواهد بود.

2-4. معرفی مدل

در این قسمت با توجه به ادبیات موضوع و مبانی نظری، به معرفی مدل پرداخته خواهد شد. هدف اصلی این مقاله بررسی اثر رشد اقتصادی، مصرف انرژی و توسعه­ مالی روی انتشار ₂CO در ایران است. به علاوه این مقاله در چارچوب فرضیه­ زیست­محیطی کوزنتس نیز به بررسی اثر عوامل مذکور روی انتشار ₂CO می­پردازد. شاخص رشد اقتصادی، مصرف انرژی، توسعه مالی و درجه بازبودن تجاری و انتشار ₂CO در چارچوب چند مدل اقتصادسنجی به صورت زیر در نظر گرفته می­شود.

اولین مدل استفاده شده در این مقاله با در نظر گرفتن فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس به صورت زیر است:

که در آن  لگاریتم سرانه انتشار دی­اکسیدکربن است،  لگاریتم سرانه تولید ناخالص داخلی،  لگاریتم سرانه­ مصرف انرژی،  لگاریتم اندازه­ توسعه­ مالی و لگاریتم درجه­ بازبودن تجاری است که از نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی بدست می­آید. همچنین  جزء اخلال مدل است.

دومین مدل استفاده شده در این مقاله بدون در نظر گرفتن فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس به صورت زیر است:

همچنین در مدل­هایی متغیر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی نیز به صورت زیر وارد می‌شود.

تمامی متغیرها در مدل­های بالا به صورت لگاریتمی در نظر گرفته شده­اند.

5. برآورد مدل و تفسیر نتایج

در این مقاله به منظور بررسی رابطه­ تعادلی بلندمدت بین انتشار ₂CO و متغیرهای توضیحی رشد اقتصادی، توسعه­ مالی و دیگر متغیرهای تأثیرگذار، از رویکرد ARDL استفاده شده است. رویکرد ARDL نسبت به سایر تکنیک­های همگرایی، سه مزیت مهم دارد؛ اول این که در این روش متغیرها می­توانند انباشته از درجه­های یک  و صفر  و یا ترکیبی از این دو باشند. دوم این که با وجود نمونه­های کوچک، روش ARDL نتایج مناسب­تری نسبت به سایر تکنیک‌های همگرایی به همراه دارد. سوم این که رویکرد ARDL با اتخاذ وقفه­های مناسب، مشکلات همبستگی سریالی و درون­زایی را کاهش می­دهد.

در اولین مرحله باید مانایی متغیرها مورد برسی قرار گیرد. براساس نتایج بدست آمده از آزمون دیکی فولر تعمیم­یافته (ADF)، متغیرهای، ،، و تمام شاخص­های توسعه­ مالی انباشته از درجه­ یک  هستند. متغیرهای و  انباشته از درجه صفر یا  هستند. به عبارت دیگر این متغیرها در سطح مانا هستند. نتایج آزمون مانایی در جدول 1 آمده است.

جدول 1. نتایج مربوط به آزمون مانایی متغیرهای مدل

اولین مرحله در تکنیک ARDL این است که وجود رابطه­ بلندمدت میان متغیرها مورد آزمون قرار گیرد. برای این منظور باید عدد یک را از مجموع ضرایب با وقفه­ متغیر وابسته کسر کرده و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم کرد. مقدار آماره­ این آزمون توسط خود نرم­افزار محاسبه شده و همان آماره­ آزمون t معنی­داری ضریب ECM است. فرضیه­ صفر در این حالت بیانگر این است که هم­انباشتگی یا رابطه­ بلندمدت میان متغیرها وجود ندارد و فرضیه­ مقابل بیانگر وجود رابطه هم­انباشتگی یا بلندمدت است. در این حالت اگر قدرمطلق t بدست آمده از قدرمطلق مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر[9] بزرگتر باشد، فرضیه­ صفر رد شده و وجود رابطه­ بلندمدت پذیرفته می­شود.

در جداول مربوط به برآورد مدل­ها (جدول 2) در قسمت آماره  t-student، مقدار این آماره به طور مجزا گزارش شده است که بیانگر وجود رابطه­ هم­انباشت­کننده­ بلندمدت میان متغیرها در تمام مدل­ها است.

در مرحله­ بعد، پس از مشخص شدن وجود رابطه­ بلندمدت میان متغیرها، می­توان مدل را برآورد نمود. برای این کار ابتدا باید طول وقفه بهینه را براساس یکی از معیارهای شوارتز- بیزین (SBC)، آکاییک (AIC) و یا هنان کویین (HQ) مشخص نمود. به منظور انتخاب طول وقفه­ بهینه در مدل­های برآوردی، از معیار شوارتز بیزین (SBC) استفاده شده است. این معیار به عنوان یک معیار صرفه­جو، کمترین طول وقفه­ ممکن را انتخاب می­کند. معمولاً در نمونه­هایی با حجم کم از این معیار برای تعیین طول وقفه­ بهینه استفاده می­شود.

حال می­توان مدل را برآورد کرد. با وجود معیارهای مختلف برای توسعه­ مالی و همچنین آزمون وجود فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس (EKC) در ایران، 18 مدل مختلف برآورد شده است. نتایج برآوردهای کوتاه­مدت و بلندمدت تمام مدل­ها اغلب مشابه بودند. تنها تفاوت مدل­های کوتاه­مدت و بلندمدت در مقدار عددی ضرایب آنها است که در اکثر حالات، ضرایب کوتاه­مدت کوچکتر از بلندمدت هستند. بنابراین تنها نتایج بلندمدت مدل­ها در زیر آورده شده است. دوره زمانی مدل­هایی که در آنها نرخ ذخیره­ قانونی به عنوان شاخص توسعه مالی بکار رفته است (مدل­های 6، 10، 12 و 15)، به علت داده­های در دسترس، از سال 1973 تا 2007 است. دوره­ زمانی بقیه­ مدل­ها 2007-1971 می­باشد. همچنین نتایج مربوط به مدل ECM نیز در تمام مدل­ها برآورد شده است. این ضریب نشان می­دهد که در صورت بروز یک شوک در کوتاه­مدت، سرعت تعدیل به تعادل بلندمدت به چه میزان است. همچنین آزمون­های تشخیص و ثبات نیز برای اطمینان از خوبی برازش مدل­ها انجام شده است. آزمون­های تشخیص، خودهمبستگی سریالی، فرم تبعی، نرمالیتی و ناهمسانی واریانس را مورد بررسی قرار می­دهد. آزمون­های ثبات نیز شامل نمودارهای CUSUM و CUSUMSQ است. اگر نمودارهای CUSUM و CUSUMSQ درون پیوندهای بحرانی سطح 5% معنی­داری قرار گیرند، فرضیه­ صفر، مبنی بر ثبات تمام ضرایب در مدل رگرسیونی را نمی­توان رد کرد. براساس نتایج نمودارهای CUSUM و CUSUMSQ ضرایب در تمام مدل­های برآوردی باثبات است. نتایج مربوط به ضرایب بلندمدت تمام مدل­ها، ضریب ECM و آزمون­های تشخیص در جدول 2 آورده شده است.

در مدل­های اول، دوم، هفدهم و هجدهم، نسبت تعهدات نقدینگی به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفته شده است. ضریب این متغیر در این مدلها به ترتیب 39/0-، 36/0-، 38/0- و 36/0- است. به عنوان مثال در مدل اول، در حالی که فرضیه­ EKC رد می­شود، ضریب منفی و معنی­دار نشان می­دهد که 1% افزایش در نسبت تعهدات نقدینگی به GDP به طور متوسط در بلندمدت سبب 39/0 درصد کاهش انتشار سرانه ₂CO می­گردد. بنابراین افزایش میزان توسعه­ مالی از طریق افزایش در ایران می­تواند منجر به کاهش انتشار ₂CO شود. از طرفی ضرایب درآمد سرانه و مجذور درآمد سرانه در مدل معنی­دار نیست. بدین معنی که فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در ایران صادق نیست. همچنین ضریب مصرف انرژی در مدل اول 52/0 بوده و مثبت و معنی­دار است. بدین معنی که در بلندمدت یک درصد افزایش در مصرف انرژی به طور متوسط سبب 52/0 درصد افزایش در انتشار ₂CO می­شود. همچنین ضریب منفی و معنی­دار درصد بازبودن تجاری نشان­دهنده­ این است که یک درصد افزایش در درجه­ بازبودن تجاری در ایران به طور متوسط سبب کاهش 19/0 درصدی انتشار ₂CO می­شود. همچنین در این مدل ضریب ECM، 63/0- بدست آمده است. بدین معنی که در صورت بروز یک شوک در کوتاه­مدت، سرعت تعدیل به تعادل بلندمدت در هر دوره به طور متوسط 63 درصد است. ضریب ECM در مدل­های دوم و هفدهم و هجدهم نیز به لحاظ عددی و تفسیر تقریباً مشابه مدل اول است. همچنین در این مدل نتایج آزمون­های تشخیص نیز نشانگر خوبی برازش مدل است. بدین معنی که در مدل خودهمبستگی سریالی، فرم تبعی نامناسب، عدم نرمالیتی و ناهمسانی واریانس وجود ندارد.

در مدل­های سوم، هفتم، یازدهم و شانزدهم، نسبت اعتبارات داخلی اعطا شده به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلیبه عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفته شده است. ضریب عددی این متغیر در مدل­های مذکور به ترتیب 3/0-، 35/0-، 33/0-  و 27/0- است. به عنوان مثال در مدل سوم، ضریب منفی و معنی­دار آن بدین معنی است که یک درصد افزایش در توسعه­ مالی از طریق افزایش این نسبت، به طور متوسط سبب کاهش 3/0 درصدی در انتشار ₂CO در بلندمدت می­شود. در این مدل با افزایش یک درصدی درآمد سرانه، انتشار ₂CO به طور متوسط در بلندمدت به میزان 27/1 درصد افزایش می­یابد. همچنین ضریب مثبت و معنی­دار مصرف انرژی نشان می­دهد که یک درصد افزایش در مصرف انرژی به طور متوسط در بلندمدت سبب 61/0 درصد افزایش در انتشار ₂CO می­شود. درجه بازبودن تجاری در این مدل معنی­دار نیست. ضریب ECM در این مدل 49/0- است که نشانگر سرعت تعدیل کمتری نسبت به دو مدل اول است. همچنین ضریب ECM در مدل­های هفتم، یازدهم و شانزدهم به ترتیب 5/0-، 54/0- و 27/0- است. نتایج آزمون تشخیص نیز در این مدل مناسب است.

چنانکه گفته شد، انتظار می­رود با افزایش  میزان آلودگی محیطی کاهش یابد؛ اما ضریب  درایران در هیچ کدام از مدل­های برآوردی معنی­دار نیست. بدین معنی که در بلندمدت نقش تعیین­کننده­ای در تغییر آلودگی محیطی در ایران ندارد. با توجه به حجم کم سرمایه­گذاری مستقیم خارجی در ایران می­توان گفت که نتایج مدل در مورد عدم تأثیر  در میزان آلودگی محیطی، منطقی است. به عنوان مثال در مدل چهارم ضریب متغیر  در بلندمدت رد می­شود. همچنین در این مدل، متغیرهای درآمد سرانه و مصرف انرژی با اندکی تغییر مشابه مدل سوم است. ضریب  نیز مانند مدل سوم رد می­شود. در این مدل ضریب ECM، 37/0- شده که نشانگر این است که سرعت تعدیل نسبت به مدل­های قبل کمتر است. این نتیجه با توجه به رد ضرایب  و  منطقی به نظر می­رسد.

در مدل­های پنجم، نهم، سیزدهم و چهاردهم، نسبت کل اعتبارات ایجاد شده به وسیله­ بخش بانکی به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص توسعه­ مالی، در نظر گرفته شده است. ضریب عددی این متغیر در مدل­های مذکور به ترتیب 26/0-، 27/0-، 26/0- و 25/0- است. به عنوان مثال در مدل پنجم ضریب منفی و معنی­دار بدین معنی است که با افزایش یک درصدی این نسبت، میزان انتشار ₂CO به طور متوسط در بلندمدت به میزان 26/0 درصد کاهش می­یابد. همچنین در این مدل ضریب درآمد سرانه 78/0 است که نسبت به مدل­های قبلی مقدار عددی این ضریب کوچکتر است. ضریب مصرف انرژی نیز در این مدل تقریباً مشابه مدل چهارم است. ضریب  در این مدل مانند دو مدل اول منفی و معنی­دار است. بدین معنی که با افزایش یک درصدی در درجه­ بازبودن تجاری، میزان انتشار آلودگی به میزان 16/0 درصد کاهش می‌یابد. ضریب ECM در مدل­های پنجم، نهم، سیزدم و چهاردهم به ترتیب 69/0-، 69/0-، 7/0- و 7/0- است. ضریب ECM در این مدل­ها تقریباً مشابه دو مدل اول است. اما مقدار عددی آن نسبت به مدل­های قبلی بیشتر است که نشان­دهنده­ سرعت تعدیل بیشتر در این مدل­ها است.

در مدل­های ششم، دهم، دوازدهم و پانزدهم، انحراف از میانگین نرخ ذخیره­ قانونی  به عنوان شاخص سرکوب مالی (عکس توسعه­ مالی)، در نظر گرفته شده است. مقدار عددی ضرایب در مدل­های مذکور به ترتیب 008/0، 008/0، 007/0 و 007/0 است. به عنوان مثال در مدل ششم ضریب نرخ ذخیره­ قانونی 008/0 است. مقدار این ضریب بسیار کوچک است که نشان­دهنده­ این است که یک درصد افزایش در نرخ ذخیره­ قانونی سبب افزایش 008/0 درصدی در انتشار آلودگی می­شود که مقدار بسیار ناچیزی است. در واقع نرخ ذخیره­ قانونی نقش ناچیزی در انتشار ₂CO ایفا می­کند. بنابراین در این حالت با افزایش نرخ ذخیره­ قانونی و در نتیجه افزایش سرکوب مالی (کاهش میزان توسعه­ مالی)، انتشار ₂CO افزایش می­یابد. ضریب درآمد سرانه و مصرف انرژی مانند تمام مدل­های فاقد مجذور درآمد سرانه، در این مدل نیز معنی­دار است و ضریب  در این مدل مشابه مدل سوم و چهارم بی­معنی است. ضریب ECM نیز در این مدل­ها تقریباً مشابه دو مدل اول است.

جدول 2. نتایج بلندمدت مربوط به برآورد مدل ARDL

اعداد داخل [] مربوط به آماره t هستند.

* سطح معنی­داری %10، ** سطح معنی­داری %5 و *** سطح معنی­داری %1 است.

همان­گونه که ملاحظه می­شود ضرایب ECM در تمام مدل­ها معنی­دار و منفی است و در مدل­های مختلف در محدوده­ 36/0 تا 7/0 تغییر کرده است. آزمون­های ثبات و تشخیص نیز در اکثر مدل­ها مطلوب بودند. همچنین براساس نتایج بدست آمده رابطه­ توسعه­ مالی و آلودگی محیطی در تمام مدل­ها و با شاخص­های مختلف توسعه­ مالی، منفی است که این نتیجه هم‌راستا با نتایج جلیل و فریدون (2011) در مورد توسعه­ مالی است. در تمام مدل­ها ضریب خالص سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی بی­معنی است که البته با توجه به حجم کم سرمایه­گذاری خارجی در ایران این نتیجه منطقی به نظر می­رسد. همچنین در برخی مدل­ها ضریب درجه­ بازبودن تجاری  تأثیر منفی و معنی­داری بر تخریب زیست­محیطی دارد و در برخی حالات بی­معنی است. ضریب مصرف انرژی در تمام مدل­ها مثبت و به شدت معنی­دار است. بدین معنی که مصرف انرژی یکی از عوامل مهم اثرگذار در روند آلودگی در ایران است. اثر مثبت مصرف انرژی روی انتشار ₂CO هم‌راستا با نتایج آلام، فاطیما و بات (2007) و جلیل و فریدون (2011) در این زمینه است. همچنین فرضیه­ زیست­محیطی کوزنتس در ایران در تمام مدل­ها و در بلندمدت رد می­شود. بنابراین براساس ضریب مثبت و معنی­دار درآمد می­توان گفت که با افزایش درآمد، آلودگی محیطی در ایران به طور مداوم افزایش می­یابد.

6. نتیجه­گیری

این مقاله به طور خاص به بررسی اثر مصرف انرژی و توسعه­ مالی روی انتشار ₂CO در ایران می‌پردازد. به ویژه هدف اصلی این مقاله بررسی نقش توسعه­ مالی در روند انتشار ₂CO در ایران است. همان­گونه که مشاهده می­شود، براساس نتایج بدست آمده، فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در ایران در تمام حالات در بلندمدت رد می­شود. همچنین تمام شاخص­های توسعه­ مالی در ایران در بلندمدت اثری منفی و معنی­دار بر روی انتشار ₂CO دارند. بدین معنی که با افزایش هر کدام از آنها، انتشار ₂CO کاهش خواهد یافت. یا به عبارت دیگر در محیطی که آلودگی وجود داشته باشد، زمینه مناسبی برای توسعه­ مالی فراهم نیست. همچنین تأثیر نرخ ذخیره قانونی به عنوان شاخص سرکوب مالی (معکوس توسعه مالی) بر روی انتشار سرانه ₂CO در تمام مدل‌ها بسیار ناچیز است.

براساس نتایج بدست آمده از تمام مدل­ها، مصرف انرژی و درآمد سرانه تأثیر مثبت و معنی‌داری در تعیین روند انتشار ₂CO دارند. براساس نتایج این پژوهش مصرف انرژی تأثیر قابل توجهی در روند انتشار آلودگی در ایران دارد. این امر می­تواند به علت استفاده از انواع منابع و انرژی­های ناکارا، استفاده­ ناکارا از منابع انرژی و استفاده از تکنولوژی­های آلاینده و ناکارا در صنایع کارخانه­ای باشد. همچنین تأثیر مثبت درآمد سرانه روی میزان انتشار ₂CO سرانه و رد فرضیه­ زیست­محیطی کوزنتس در ایران حاکی از یک ارتباط خطی صعودی بین درآمد سرانه و انتشار ₂CO است؛ به این معنی که با افزایش درآمد سرانه در ایران، انتشار ₂CO به طور مدام در حال افزایش است. در واقع می­توان گفت که ایران در مراحل اولیه­ توسعه­ اقتصادی قرار دارد و هنوز به نقطه­ اوج منحنی کوزنتس (نقطه­ بازگشت در ادبیات) نرسیده است.

نتایج مقاله در زمینه‌ تأثیر منفی توسعه‌ مالی و تأثیر مثبت مصرف انرژی و درآمد بر تخریب زیست­محیطی، در راستای نتایج جلیل و فریدون (2011) است ولی در مورد فرضیه‌ زیست­محیطی کوزنتس، نتایج مقاله متفاوت از نتایج آنها است. اثر درجه بازبودن تجاری روی انتشار ₂CO در مدل­های مختلف متفاوت است. ضریب منفی و معنی­دار درجه­ بازبودن تجاری در برخی مدل­ها می­تواند به این معنی باشد که کالاهای آلاینده در ایران از دیگر کشورها مانند چین وارد می­شود. این امر موجب می­شود که در ایران به عنوان کشور واردکننده با افزایش درجه بازبودن تجاری، آلودگی کاهش یابد و در کشور صادرکننده آلودگی افزایش یابد. همچنان که جلیل و فریدون (2011) نشان دادند این ضریب در مورد چین مثبت است که این خود دلیلی بر پذیرش فرضیه­ پناهگاه آلودگی در مورد چین است. در واقع کالاهای آلاینده در چین تولید می‌شود و به کشورهای دیگر (از جمله ایران) صادر می‌شود. عدم معنی­داری آن در برخی مدل­های دیگر نیز می­تواند ناشی از حجم کم مبادلات خارجی ایران با دیگر کشورها باشد. بنابراین با وجود نتایج متفاوت در مورد درجه­ بازبودن تجاری، نمی­توان نظر قاطعی در مورد اثر آن بر روند آلودگی در ایران داد. در تمام مدل­ها جریان خالص سرمایه­گذاری مستقیم خارجی معنی­دار نیست. به این معنی که این متغیر اثری بر انتشار ₂CO در ایران ندارد که البته با توجه به حجم کم  در ایران این نتیجه دور از انتظار نیست.

براساس نتایج بدست آمده، مصرف انرژی اثرگذارترین متغیر در تعیین روند آلودگی محیطی است. سهم بزرگی از مصرف انرژی در ایران مربوط به سوخت‌های فسیلی است که سوخت­هایی به شدت آلاینده هستند. بنابراین، یافتن جایگزینی مناسب برای سوخت­های فسیلی و انرژی­های ناکارا می­تواند اثری مثبت در کاهش روند تخریب زیست­محیطی در ایران داشته باشد.

منابع

الف- فارسی

امیرتیموری، سمیه و صادق خلیلیان (1388)، «بررسی رشد اقتصادی و میزان انتشار گاز ₂CO در کشورهای عضو اوپک: رهیافت منحنی زیست­محیطی کوزنتس»، علوم محیطی، سال هفتم، شماره‌ 1.

فطرس، محمدحسن و رضا معبودی (1390)، «رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران»، فصلنامه اقتصاد محیط ­زیست و انرژی، سال اول، شماره 1.

فطرس، محمدحسن.، غفاری، هادی و آزاده شهبازی (1388)،«مطالعه رابطه آلودگی هوا و رشد اقتصادی کشورهای صادرکننده نفت»، فصلنامه پژوهشهای رشد و توسعه اقتصادی، سال اول، شماره‌ 1.

متفکرآزاد، محمدعلی و رباب محمدی خانقاهی (1391)، «بررسی اثرات رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه بازبودن تجاری بر کیفیت محیط­زیست در ج. ا. ایران»، فصلنامه اقتصاد محیط زیست و انرژی، سال اول، شماره‌ 3.

مولایی، مرتضی.، کاووسی کلاشمی، محمد و حامد رفیعی (1389)، «بررسی رابطه‌ همجمعی درآمد سرانه و انتشار سرانه‌  دی‌اکسیدکربن و وجود منحنی کوزنتس زیست­محیطی دی‌اکسیدکربن در ایران»، علوم محیطی، سال هشتم، شماره اول. 216-205.

ب- انگلیسی

Halicioglu, F. (2009), “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey”, Energy Policy, No. 37(3), pp. 1156-1164. doi: 10.1016/j.enpol.2008.11.012.

Jalil, A. and M. Feridun (2011), “The Impact of Growth, Energy and Financial Development on the Environment in China: A Cointegration Analysis”, Energy Economics, No. 33(2), pp. 284-291. doi: 10.1016/j.eneco.2010.10.003.

Munasinghe, M. (1999), “Is Environmental Degradation an Inevitable Consequence of Economic Growth: Tunneling through the Environmental Kuznets Curve”, Ecological Economics, No. 29(1), pp. 89-109.

Talukdar, D. and C. M. Meisner (2001), “Does the Private Sector Help or Hurt the Environment? Evidence from Carbon Dioxide Pollution in Developing Countries”, World Development, No. 29(5), pp. 827-840. doi: 10.1016/s0305-750x(01)00008-0.

Tamazian, A. and B. Bhaskara Rao (2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter for Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”, Energy Economics, No. 32(1), pp. 137-145. doi: 10.1016/j.eneco.2009.04.004.

Tamazian, A., Chousa, J. P., and K. C. Vadlamannati (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from BRIC Countries”, Energy Policy, No. 37(1), pp. 246-253. doi: 10.1016/j.enpol.2008.08.025.