بررسی اثرات رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه باز بودن تجاری بر کیفیت محیط زیست در ج. ا. ایران
دکتر محمدعلی متفکرآزاد* و رباب محمدی خانقاهی**
تاریخ دریافت: 7 خرداد 1391 تاریخ پذیرش: 27 آبان 1391
تلاش کشورها در دستیابی به رشد سریع اقتصادی و عدم توجه کافی به مسائل زیستمحیطی سبب شده است تا در سالهای اخیر، محیط زیست کشورها با آسیبهای جدی مواجه شود. از این رو، بررسی عوامل مؤثر بر کیفیت محیط زیست اهمیت زیادی دارد. هدف اصلی این مطالعه، بررسی اثرات رشد اقتصادی، مصرف انرژی و باز بودن تجاری بر کیفیت محیط زیست در ایران است. برای این منظور از دادههای سری زمانی در دوره 2007-1967 استفاده شده است. برای برآورد مدل از روش همانباشتگی جوهانسون و رهیافت حداقل مربعات پویا (DOLS) استفاده شده است. نتایج بدست آمده بیانگر تأثیر مثبت متغیرهای رشداقتصادی، مصرف انرژی و باز بودن تجاری بر انتشار سرانه دیاکسیدکربن به عنوان معیاری برای تخریبهای زیستمحیطی است. همچنین نتایج بدست آمده وجود رابطهای به شکل U معکوس بین انتشار سرانه کربن و درآمد سرانه را رد میکند.
واژههای کلیدی: رشد اقتصادی، مصرف انرژی، باز بودن تجاری، کیفیت محیط زیست، ایران.
طبقهبندی JEL: Q49، O44، F18، C32.
1. مقدمه
در دهههای اخیر، گرم شدن کره زمین و تغییرات آب و هوایی نگرانیهای زیادی را در سرتاسر جهان فراهم آورده است. این نگرانیها همزمان با هدف دستیابی به رشد اقتصادی بالاتر، مخاطرات زیستمحیطی ناشی از فعالیتهای اقتصادی را به یک موضوع بحثبرانگیز تبدیل کرده است. از این رو در سال 1997 پیمان کیوتو[1] پس از مذاکرات سنگین با هدف کاهش انتشار گازهای گلخانهای که عامل تغییرات آب و هوایی هستند، به امضا رسید. براساس این پیمان در طول دوره 2012-2008 سطح گازهایگلخانهای باید دست کم به 5% پایینتر از سطح این گازها در سال1990 برسد.[2] آمار تولید گازهای گلخانهای نشان میدهد ایران به سرعت در این زمینه به جلو میتازد. به عنوان مثال تولید گاز دیاکسیدکربن از 175 میلیون تن در سال 1990 به 466 تن در سال 2007 رسیده است. براساس آمار سازمان بینالمللی انرژی، ایران بعد از چین بیشترین میزان افزایش تولید دیاکسیدکربن را داشته است و رتبه پنجم را در میان کشورهای در حال توسعه داراست و دهمین کشور جهان در این زمینه شناخته میشود.[3] همچنین آمارها نشان میدهد که شدت انرژی در ایران 15 برابر ژاپن، 7 برابر اتحادیه اروپا و 8 برابر آمریکاست. عدم کارایی فنی و اقتصادی مصرف انرژی، هدر رفتن نزدیک به یک سوم از کل انرژی در فرایندهای مصرفکننده انرژی و مشکلات زیستمحیطی ناشی از آن، از دیگر معضلاتی است که سالهاست ضرورت مدیریت مصرف انرژی و بالا بردن بهرهوری انرژی در کشور را آشکار ساخته است.[4]
از سویی دیگر، مروری بر ادبیات اقتصاد محیط زیست دلالت بر این دارد که رشد اقتصادی و باز بودن تجاری برکیفیت محیط زیست کشورها تأثیرگذار است. اقتصادهای نفتی از جمله ایران، با هدف دستیابی به رشد و توسعه بالاتر، سعی در بخش گسترش صنعت دارند که برای این منظور، بعضاً به صنایعی که بسیار آلاینده هستند، روی آوردهاند. رشد اقتصادی به عنوان یکی از شاخصهای مهم برای بررسی میزان توسعه و پیشرفت یک کشور به شمار میآید. بسیاری از اقتصاددانان، افزایش تجارت و آزادسازی آن را یکی از روشها برای رسیدن به رشد بالا تلقی میکنند. اما رشد اقتـصادی و افزایش تولید مستلزم استفاده بیشتر از منابع طبیعی و انرژی به ویژه سوختهای فسیلی است که آن هم به نوبه خود تخریب محیط زیست را به دنبال دارد. با توجه به این موضوع در دهههای اخیر، برخی از طرفداران محیط زیست از دیدگاه «شکست بازار» با تجارت آزاد و رشد اقتصادی مخالفت کرده و دخالت دولت را ضروری دانستهاند.[5] در حالی که بعضی از محققان اعتقاد دارند که تجارت و رشد اقتصادی بالاتر، از طریق افزایش توانایی دولت در اعمال مقررات زیستمحیطی و افزایش آگاهیهای مردم و ... باعث کاهش تخریبهای زیستمحیطی میگردد. از این رو در نتایج مطالعات تجربی و ادعاهای محققان درباره اثر تجارت و رشد اقتصادی بر میزان انتشار گازهای گلخانهای تباین بسیار به چشم میخورد.
این تحقیق در پی بررسی رابطه بین رشد اقتصادی، باز بودن تجاری، مصرف انرژی و آلودگیهای زیستمحیطی است. چرا که با توجه به بحثهای کنونی در رابطه با گرم شدن کره زمین، کیفیت هوا و سایر مسائل جدی زیستمحیطی، درک بهتری از رابطه بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی، باز بودن تجاری و محیط زیست میتواند برنامهریزان و سیاستگذاران کشور را در تعیین و تصویب سیاستهای زیستمحیطی و تجاری یاری دهد.
در ادامه کار به تحلیل پایههای نظری مرتبط با موضوع پرداخته میشود. سپس به مطالعات صورت گرفته در زمینه موضوع در داخل و خارج از کشور اشاره میشود. در بخش سوم الگوی نظری (مدل) معرفی شده و در بخش چهارم با استفاده از دادههای سری زمانی در دوره 2007-1967 که از منابع آماری بانک جهانی و ترازنامه انرژی ایران فراهم گردیده است، به بررسی اثر رشد، باز بودن تجاری و مصرف انرژی برکیفیت محیط زیست در کشور ایران پرداخته میشود. در بخش پنجم نیز به جمعبندی و نتیجهگیری پرداخته میشود.
٢. مروری بر ادبیات موضوع
در این قسمت ابتدا پایههای نظری موضوع بیان شده و در ادامه به بیان مطالعات انجام گرفته در زمینه موضوع در داخل و خارج از کشور پرداخته میشود.
٢-١. پایههای نظری تحقیق
در ادبیات اقتصادی، رابطه بین تولید ناخالص داخلی سرانه و تخریب محیط زیست به صورت u معکوس، به منحنی زیستمحیطی کوزنتس (EKC) معروف است. این فرضیه تعمیم نظریه کوزنتس (١٩٥٥) است که بیان میکند رابطه بین معیار نابرابری در توزیع درآمد و سطح درآمد به شکل u معکوس است. براساس این نظریه در مراحل اولیه توسعه اقتصادی به دلیل عوامل مختلف مانند اولویت بالای تولید و اشتغال نسبت به محیط زیست پاک، پایین بودن تکنولوژی تولید، پایین بودن سطح آگاهیهای زیستمحیطی و ... رشد اقتصادی با افزایش تخریبهای زیستمحیطی همراه خواهد بود. اما بعد از رسیدن به یک سطح مشخصی از درآمد سرانه، این رابطه معکوس شده و افزایش رشد اقتصادی منجر به بهبود کیفیت محیط زیست خواهد شد که دلیل آن میتواند بالا رفتن سطح تکنولوژی تولید، افزایش آگاهیهای زیستمحیطی، تصویب و اجرای قوانین سختگیرانه زیستمحیطی و ... باشد. همچنین در سطوح درآمدی بالاتر، ساختار اقتصادی کشورها به سمت صنایع و فناوریهای پاک و توسعه بخش خدمات تغییر میکند که این خود میتواند یکی از دلایل کاهش آلودگی در سطوح درآمدی بالاتر باشد (نمودار ١).
نمودار ١. منحنی زیستمحیطی کوزنتس
همانطور که لوپز و میترا[6] در مطالعه خود به آن اشاره کردهاند، در کشورهای فقیر به دلیل پایین بودن درآمد سرانه، مردم نسبت به سایر نیازهای رفاهی خود، ارزش کمتری به محیط زیست قائل هستند اما وقتی کشورها به یک سطح کافی از درآمد سرانه میرسند، مردم به محیط زیست توجه بیشتری میکنند چون با افزایش درآمد کشش درآمدی تقاضا برای محیط زیست مطلوب بیشتر از یک بوده و محیط زیست در این کشورها به عنوان یک کالای لوکس تلقی میشود. این امر باعث میشود که ساختار سیاسی کشورها از طریق تدوین، تصویب و اجرای قوانین زیستمحیطی مناسب، سیاستهای مالیاتی و یارانهای مناسب و سایر اقداماتی که منجر به بهبود محیط زیست میشود، در مقابل مردم پاسخگو باشد.
ادبیات EKC با کار اصلی گروسمن و کروگر (١٩٩٥) آغاز شد آنها رابطه بین کیفیت هوا و رشد اقتصادی را در ٤٢ کشور بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که رابطه بین رشد اقتصادی و غلظت ذرات معلق در هوا و دیاکسیدگوگرد به شکل U معکوس است.[7] در این ادبیات EKC نوعی برای همه کشورها، بدون توجه به ویژگیهای خاص اجتماعی، سیاسی و اقتصادی هر کشور، یکسان در نظر گرفته میشود. علاوه بر این، سطح درآمد سرانه در نقطه برگشت منحنی EKC برای همه کشورها یکسان در نظر گرفته شده است.[8] اما مطالعات روبه رشد و فزاینده درباره ادبیات منحنی زیستمحیطی کوزنتس، وجود رابطه منحصر به فرد بین درآمد سرانه و آلودگی را ضعیف اعلام کرده و تفسیر دقیقتری در این زمینه ارائه دادهاند. اگر چه رابطه بین درآمد و کیفیت محیط زیست در همه کشورها شبیه منحنی EKC هست ولی عواملی مانند اختلاف در شرایط جغرافیایی، منابع طبیعی و نهادها[9]، میزان اهمیت کیفت محیط زیست در تابع مطلوبیت افراد و هزینههای کاهش آلودگی[10] میزان فساد در نهادهای دولتی[11] باعث شده است که سطح درآمد سرانه در نقطه برگشت منحنی و نیز سطح اوج آلودگی برای هر کشور متفاوت باشد.
در مورد رابطه بین آزادسازی تجاری و کیفیت محیط زیست دیدگاههای مختلفی وجود دارد. به عقیده طرفداران محیط زیست، در اثر آزادسازی تجاری، حجم فعالیتهای اقتصادی (از جمله فعالیتهای آلاینده) گسترش یافته و استفاده از منابع و انرژی به شکل نامناسبی افزایش پیدا میکند. همچنین گسترش تجارت آزاد و افزایش فشارهای رقابتی بین بنگاههای داخلی و رقبای خارجی، به ملایمتر شدن سیاستهای زیستمحیطی مناسب منتهی میشود و حتی تصویب و اجرای قوانین زیستمحیطی ملی را در مواجهه با فرایند آزادسازی تجاری با تأخیر همراه میکند. در مقابل، طرفداران تجارت آزاد، آزادسازی تجاری را موجب بهبود وضعیت محیط زیست معرفی میکنند. براساس استدلال آنها، با توجه به واکنش کشورها به فشارهای رقابتی ناشی از گسترش تجارت آزاد و دسترسی به مزیت نسبی، استفاده از منابع کارا شده است و بدین ترتیب اتلاف منابع و انرژی و آلایندگی مربوط به آن کاهش مییابد.[12]
فرضیهای که اغلب در زمینه محیط زیست و تجارت به کار میرود، فرضیه پناهگاه آلودگی است. در این فرضیه استانداردهای زیستمحیطی کمتر، منبعی برای ایجاد مزیت نسبی و تغییر در الگوی تجارت است. این فرضیه در سال ١٩٩٤ توسط تیلور و کوپلند[13] مطرح شد، آنها بیان میکنند که استانداردهای زیستمحیطی شدید در کشورهای صنعتی، منجر به انتقال صنایع آلاینده به کشورهایی با استانداردهای زیستمحیطی پایینتر میگردد. در این فرضیه، کشورهای با سیاستهای زیستمحیطی ملایمتر، کشورهایی با درآمد پایین هستند.[14]
استدلالهای مختلفی در این خصوص که چرا علیرغم پیشبینی مبانی تئوریک مرتبط با فرضیه پناهگاه آلایندگی، برخی از شواهد تجربی فرضیه مذکور را تأیید نمیکنند، مطرحاند. یک استدلال برای توجیه وجود شواهد تجربی کم برای مکانیابی مجدد صنایع آلاینده مربوط به کشورهای توسعهیافته در کشورهای درحال توسعه، وابستگی این صنایع به بازار داخلیشان در کشورهای توسعهیافته است. از طرفی، کشورهایی با قوانین زیستمحیطی ملایم، ممکن است دارای ویژگیهای معینی همچون فساد، نبود زیرساختهای مناسب، نااطمینانی، ریسک بالا و بیثباتی قوانین باشند که وجود این ویژگیها حتی علیرغم وجود قوانین و مقررات زیستمحیطی ملایم در این کشورها مانع از سرمایهگذاری و انتقال صنایع سنگین به سوی کشورهای در حال توسعه میشود.[15]
٢-٢. پیشینه تحقیق
به دلیل کثرت مطالعات انجام شده، در این بخش به بیان خلاصهای از مطالعات انجام شده در زمینه موضوع پرداخته میشود.
جدول 1. مطالعات خارجی
محقق
|
حوزه مطالعاتی
|
دوره زمانی
|
روش
|
نتیجه
|
Antweiler, et
all (2001)
|
اثر تجارت آزاد بر محیط زیست
|
١٩٩٠-١٩٧٦
|
پانل
|
رد فرضیه پناهگاه آلودگی، تجارت آزاد برای محیط زیست میتواند خوب باشد.
|
Morancho and
Zarzoso (2004)
|
بررسی منحنی EKC برای ٢٢ کشور OECD
|
١٩٩٨-١٩٧٥
|
دادههای تلفیقی
|
برای اکثر کشورهای تحت بررسی منحنی EKC به شکل N است.
|
Matsura and takeda (2005)
|
اثر تجارت بر محیط زیست
|
١٩٩٩-١٩٨٦
|
پانل
|
رد فرضیه پناهگاه آلودگی، تجارت آزاد برای محیط زیست میتواند خوب باشد.
|
Temurshoev (2006)
|
اثر تجارت بینالملل بر محیط زیست برای کشورهای چین و آمریکا
|
١٩٩٧-١٩٩٢
|
داده- ستاده
|
رد فرضیه پناهگاه آلودگی و موجودی عوامل
|
FerdaHalicioglu (2009)
|
بررسی رابطه علی بین انتشار 2CO، آزادسازی تجاری، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در ترکیه
|
٢٠٠٥-١٩٦٠
|
علیت گرنجر
|
وجود دو رابطه علی دوطرفه بین انتشار 2CO و مصرف انرژی و بین انتشار 2CO و GDP، تأیید فرضیه EKC
|
جدول 2. مطالعات داخلی
محقق
|
حوزه مطالعاتی
|
دوره زمانی
|
روش
|
نتیجه
|
صادقی و
سعادت
(١٣٨٣)
|
بررسی رابطه علی بین رشد جمعیت، آلودگی زیستمحیطی و رشد اقتصادی در ایران
|
١٣٨٠-١٣٤٦
|
علیت هیسائو
|
وجود رابطه علی یکطرفه از رشد جمعیت به تخریب زیستمحیطی و رابطه دوطرفه بین تخریب زیستمحیطی و رشد اقتصادی
|
پژویان و مرادحاصل (١٣٨٦)
|
بررسی فرضیه EKC برای کشورهای گروههای درآمدی متفاوت
|
٢٠٠٢-١٩٩١
|
پانل
|
تأیید فرضیه EKC
|
برقی اسکویی و یاوری (١٣٨٦)
|
بررسی فرضیه پناهگاه آلودگی در ایران
|
٢٠٠٣-١٩٩٩
|
پانل
|
رد فرضیه پناهگاه آلودگی در ایران
|
پورکاظمی و ابراهیمی (١٣٨٧)
|
منحنی زیستمحیطی کوزنتس برای کشورهای خاورمیانه
|
٢٠٠٣-١٩٨٠
|
پانل
|
تأیید فرضیه EKC
|
برقی اسکویی
(١٣٨٧)
|
تأثیر آزادسازی تجاری بر انتشار 2CO
|
٢٠٠٢-١٩٩٢
|
پانل
|
اثر آزادسازی تجاری بر انتشار 2CO، برای کشورهایی با گروههای درآمدی مختلف متفاوت است.
|
بهبودی، فلاحی و برقی گلعذانی
(١٣٨٧)
|
بررسی رابطه بین مصرف انرژی، رشد اقتصادی و محیط زیست در ایران
|
١٣٨٣-١٣٤٦
|
سری زمانی
|
وجود یک رابطه بلندمدت بین لگاریتم رشد اقتصادی، شدت انرژی، جمعیت شهرنشین، درجه باز بودن تجاری و انتشار سرانه دیاکسیدکربن بیانگر اثرگذاری مثبت هر چهار متغیر مستقل ذکر شده بر انتشار 2CO است.
|
صدیقه دهقان
( ١٣٨٨)
|
بررسی اثر تجارت بینالملل بر محیط زیست در اقتصادهای نفتی
|
٢٠٠٥-١٩٨٠
|
پانل
|
اثر باز بودن تجاری در اقتصادهای نفتی مثبت است، اما با تفکیک نمونه مورد بررسی این اثر برای کشورهای عضو اوپک منفی و برای کشورهای غیر عضو اوپک مثبت است.
|
سلیمیفر و دهنوی
( ١٣٨٨)
|
مقایسه منحنی EKC در کشورهای در حال توسعه و کشورهای عضو OECD
|
٢٠٠٥-١٩٨٠
|
پانل
|
تأیید منحنی زیستمحیطی کوزنتس. پیشبینی میشود که در کشورهای در حال توسعه، رشد اقتصادی منجر به تخریب محیط زیست و در کشورهای OECD منجر به بهبود محیط زیست شود.
|
بررسی مطالعات و تحقیقات صورت گرفته نشان میدهد که علاوه بر تولید ناخالص داخلی، عوامل دیگری نیز در میزان انتشار آلایندهها و تخریب محیط زیست اثر دارند. در بعضی از موارد فرضیه زیستمحیطی کوزنتس رد میگردد.[16] در مواردی نیز فرضیه پناهگاه آلودگی و موجودی عوامل رد شده است.[17]
در مطالعاتی که اثر تجارت را بر محیط زیست بررسی کردهاند، به نتیجه واحــدی نمیتوان دست یافت. در بعضی از مطالعات نتیجه بدست آمده دال بر وجود رابطه مثبت بین تجارت و تخریب محیط زیست است و در مواردی دیگر به وجود رابطه منفی بین این دو اشاره شده است. بنابراین اعتبار فرضیههای موجود، چندان مورد تأیید نیست. تفاوت مطالعه حاضر با مطالعات قبلی از جمله مطالعه بهبودی و همکاران (1387) علاوه بر دوره مورد بررسی، استفاده از رویکرد حداقل مربعات پویا برای برآورد کششهای بلندمدت است.
3. معرفی مدل و دادهها
با توجه به مباحث نظری ارائه شده و مطالعات تجربی انجام گرفته بویژه مطالعه Halicioglu, (2009) مدلی به صورت زیر در نظر گرفته میشود:
(1)
تعریف متغیرها به شرح زیر است:
: لگاریتم میزان انتشار سرانه آلایندگی (دیاکسید کربن برحسب متریک تن)
GDPt: لگاریتم درآمد سرانه (برحسب دلار آمریکا به قیمت ثابت سال 2000)
ENG: لگاریتم میزان مصرف نهایی انرژی (برحسب میلیون بشکه معادل نفت خام)
TRADE: لگاریتم شاخص باز بودن تجاری
ut: جز اخلال تصادفی
از 2CO به عنوان شاخصی برای کیفیت محیط زیست استفاده شده است. به دلیل اثرات افزایش آن بر روی گرم شدن کره زمین در نیمه دوم قرن بیستم، بسیاری از محققان انتشار 2CO را به عنوان شاخصی برای استاندارد محیط زیست استفاده کردهاند. شاخصی که معمولاً به عنوان معیاری برای باز بودن تجاری توسط محققان زیادی استفاده شده است، نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی (trade) است؛ لذا در این مطالعه نیز از همین شاخص استفاده شده است. به منظور آزمون فرضیه زیستمحیطی کوزنتس، مدل دوم به صورت زیر در نظر گرفته شده است:
(2)
بهطوری که در آن 2 LGDPتوان دوم لگاریتم درآمد سرانه واقعی است. منبع دادهها در این مطالعه برای درآمد سرانه، انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن و شاخص باز بودن تجاری، شاخصهای توسعهیافتگی جهانی منتشره توسط بانک جهانی (WDI) است و برای متغیر مصرف نهایی انرژی هم از ترازنامه انرژی ایران استفاده شده است. گفتنی است این مطالعه مبتنی بر دادههای سری زمانی برای دوره 2007-1967 برای کشور ایران انجام میگیرد.[18]
4. بررسی توصیفی متغیرها
در این قسمت قبل از تخمین مدل، مروری توصیفی و کلی بر رفتار متغیرهای مورد استفاده (تولید ناخالص داخلی سرانه، انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن، مصرف نهایی انرژی و شاخص باز بودن تجاری) ارائه میشود. رابطه توصیفی بین هر یک از متغیرهای تولید ناخالص داخلی سرانه، مصرف انرژی و شاخص باز بودن تجاری با انتشار سرانه کربن در نمودارهای 2 تا 5 ارائه شده است.
بررسی توصیفی رابطه بین انتشار سرانه کربن و درآمد سرانه در نمونه مورد بررسی، بیانگر وجود یک رابطه مثبت بین این دو متغیر است. افزایش سهم ارزش افزوده بخش صنعت از تولید ناخالص داخلی، فرسوده شدن تکنولوژی تولید و عدم جایگزینی آن، پایین بودن کارایی مصرف انرژی و ... سبب شده است که افزایش فعالیتهای اقتصادی در کشور با افزایش آلودگیهای زیستمحیطی همراه باشد (نمودار 2).
نمودار 2. رابطه بین درآمد سرانه و انتشار سرانه کربن(2007-1967)
بررسی توصیفی رابطه بین مصرف انرژی و انتشار کربن حاکی از وجود یک رابطه یکنواخت مثبت بین متغیرهای یاد شده بوده و بیانگر پایین بودن بهرهوری انرژی در کشور است (نمودار 3).
نمودار 3. رابطه بین مصرف انرژی و انتشار سرانه کربن(2007-1967)
رابطه توصیفی بین انتشار کربن و شاخص درجه بودن تجاری در نمودار 4 نشان داده شده است. همانطور که مشاهده میشود در دوره مورد بررسی، افزایش درجه بازبودن تجاری در کشور با افزایش انتشار آلودگی همراه بوده است.
نمودار 4. رابطه بین شاخص بازبودن تجاری و انتشار سرانه کربن(2007-1967)
جدول 3 خلاصهای از شاخصهای آمار توصیفی متغیرهای مورد استفاده در مدل را ارائه میدهد.
جدول 3. ویژگیهای توصیفی متغیرها
بیشترین
|
کمترین
|
انحراف معیار
|
میانگین
|
متغیر
|
98/6
|
60/2
|
13/1
|
33/4
|
2CO
|
60/2270
|
06/1122
|
72/293
|
67/1590
|
GDP
|
40/979
|
60/49
|
05/256
|
93/366
|
ENG
|
77/76
|
77/13
|
60/13
|
29/42
|
TRADE
|
طبق آمار ترازنامه انرژی کل، مصرف نهایی انرژی در ایران از سال 1967 با رشد متوسط سالیانه91/8% از 6/49 میلیون بشکه معادل نفت خام به 4/979 میلیون بشکه معادل نفت خام در سال 2007 رسیده است که در طول این 41 سال مصرف نهایی انرژی در کشور بیش از 19 برابر شده است.
5. برآورد مدل و تجزیه و تحلیل یافتهها
این قسمت از تحقیق به برآورد مدل و تجزیه و تحلیل یافتهها اختصاص دارد. در این راستا در بخش اول، پایایی متغیرها بررسی شده و مرتبه انباشتگی آنها تعیین میشود. در بخش دوم وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل مورد بررسی قرار گرفته و در نهایت در بخش سوم کششهای بلندمدت برآورد میشوند.
5-1. بررسی پایایی متغیرها
قبل از برآورد مدل، در ابتدا لازم است با استفاده از آزمونهای ریشه واحد، پایایی متغیرهای مورد استفاده در مدل مورد بررسی قرار گرفته و در صورت عدم پایایی، وجود رابطه بلندمدت بین آنها آزمون شود؛ چرا که در غیر اینصورت احتمال وجود رگرسیون ساختگی وجود داشته و نتایج بدست آمده از برآورد مدل قابل اعتماد نخواهند بود. نتایج بررسی پایایی متغیرها با استفاده از دو آزمون دیکی- فولر تعمیمیافته (ADF) و فلیپس- پرون (PP) در جدول 2 ارائه شده است. همانطور که از جدول 2 مشاهده میشود، تمامی متغیرها براساس هر دو آزمون ADF و PP در سطح معنیداری 5 % در سطح ناپایا بوده و با یکبار تفاضلگیری پایا میشوند. به عبارت دیگر، تمامی متغیرها انباشته از مرتبه یک هستند.
جدول 4. نتایج آزمون ایستایی متغیرها
متغیر
|
آماره آزمون ADF
|
آماره آزمون PP
|
در سطح و با عرض از مبدأ و روند
|
با یک مرتبه تفاضلگیری و با عرض از مبدأ
|
در سطح و با عرض از مبدأ و روند
|
با یک مرتبه تفاضلگیری و با عرض از مبدأ
|
2LCO
|
83/1-
|
*34/6-
|
93/1-
|
*34/6-
|
LGDP
|
12/2-
|
**33/3-
|
88/1-
|
**08/3-
|
2LGDP
|
10/2-
|
**33/3-
|
85/1-
|
**08/3-
|
LENG
|
12/3-
|
**32/3-
|
15/2-
|
*08/4-
|
LTRAD
|
16/2-
|
*36/4-
|
95/1-
|
*40/4-
|
* معنیدار در سطح احتمال 1%
** معنیدار در سطح احتمال 5%
5-2. بررسی بردار همگرایی
نتایج حاصل از آزمون پایایی متغیرها، حاکی از آن است که تمام متغیرها انباشته از مرتبه یک هستند. پس از تعیین مرتبه انباشتگی متغیرها، وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها با استفاده از روش همانباشتگی جوهانسون مورد بررسی قرار میگیرد. نتایج حاصل از روش ماتریس حداکثر مقادیر ویژه، وجود یک بردار بلندمدت در سطح احتمال 1% بین متغیرهای مدل را تأیید میکند. نتایج در جدول 5 ارائه شده است.
جدول 5. آزمون حداکثر مقادیر ویژه ()
مدل دوم
|
مدل اول
|
|
مقدار بحرانی در سطح 99%
|
آماره آزمون
|
مقدار بحرانی در سطح 99%
|
آماره آزمون
|
فرضیه مقابل
|
فرضیه صفر
|
24/32
|
99/47
|
77/38
|
09/51
|
1=r
|
0=r
|
52/25
|
*42/22
|
24/32
|
*39/29
|
2=r
|
1≥r
|
63/18
|
11/7
|
52/25
|
76/12
|
3=r
|
2≥r
|
65/6
|
84/1
|
63/18
|
69/6
|
4=r
|
3≥r
|
5-3. برآورد مدل به روش حداقل مربعات پویا
نتایج آزمون همانباشتگی جوهانسن حاکی از آن است که یک رابطه تعادلی بلندمدت بین انتشار سرانه کربن و تعیینکنندههای آن (متغیرهای توضیحی ملحوظ در مدل) در نمونه مورد بررسی وجود دارد. لذا در این قسمت به برآورد کششهای بلندمدت پرداخته میشود. در مطالعه حاضر از رهیافت حداقل مربعات پویا برای برآورد کششهای بلندمدت استفاده شده است. نتایج برآورد مدل به روش حداقل مربعات پویا در جدول 6 ارائه شده است.
در این مطالعه فرضیه زیستمحیطی کوزنتس به دو شکل درجه یک و درجه دو مورد آزمون قرارگرفت. براساس نتایج بدست آمده برای مدل درجه دو، اگرچه همه متغیرهای مدل، علامتهای مورد انتظار را دارند ولی از نظر معنیداری آماری ضرایب رضایتبخش نبوده و رد میگردد. با توجه به معنیداری آماری ضرایب و قوت نتایج بدست آمده در مدل درجه یک، مدل یاد شده به عنوان مدل پایه مورد استناد قرار میگیرد.
جدول 6. نتایج برآورد کششهای بلندمدت با استفاده از رهیافت حداقل مربعات پویا
|
مدل اول
|
مدل دوم
|
متغیر
|
ضریب
|
انحراف معیار
|
ضریب
|
انحراف معیار
|
LGDP
|
95/0
|
49/6
|
*51/0
|
14/0
|
2LGDP
|
03/0-
|
44/0
|
-
|
-
|
LENG
|
*17/0
|
02/0
|
*17/0
|
02/0
|
LTRADE
|
*33/0
|
09/0
|
*32/0
|
07/0
|
C
|
89/5-
|
96/23
|
*29/4-
|
78/0
|
R-squared
|
95/0
|
95/0
|
Adj R-squared
|
92/0
|
93/0
|
Durbin-Watson stat
|
73/1
|
68/1
|
* معنیدار در سطح 1%
نتایج بدست آمده بیانگر وجود یک رابطه یکنواخت مثبت بین تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن در نمونه مورد بررسی است و وجود یک رابطه به شکل U معکوس بین متغیرهای مذکور را رد میکند. با توجه به نتایج جدول 6، میتوان بیان کرد که تولید ناخالص داخلی سرانه، درجه باز بودن تجاری و مصرف نهایی انرژی دارای تأثیری مثبت بر انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن هستند. ضرایب بدست آمده برای تمامی متغیرها از نظر آماری معنیدار و با انتظارات تئوریکی سازگار هستند. مثبت و معنیدار بودن آماری ضریب تولید ناخالص داخلی سرانه نشان میدهد که در ایران افزایش درآمد سرانه منجر به افزایش انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن شده است و به ازای یک درصد افزایش در تولید ناخالص داخلی سرانه با فرض ثابت بودن سایر شرایط، انتشار سرانه کربن حدود 51/0 درصد افزایش مییابد. البته با توجه به نبود استانداردهای زیستمحیطی مناسب، کیفیت نهادی پایین، پایین بودن تکنولوژی تولید، عدم کارایی فنی در تولید بویژه بخش صنعت و عدم کارایی فنی در بخش حمل و نقل چندان دور از انتظار نیست که در ایران افزایش رشد اقتصادی منجر به افزایش تخریبهای زیست محیطی شود.
ضریب بدست آمده برای درجه باز بودن تجاری مثبت و از نظر آماری در سطح یک درصد معنیدار است و بیانگر این است که در ایران افزایش درجه باز بودن تجاری، منجر به افزایش آلودگیهای زیستمحیطی شده است و به ازای هر 1 واحد درصد افزایش در شاخص باز بودن تجاری با فرض ثابت بودن سایر شرایط، انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن در حدود 32/0 درصد افزایش یافته است. با توجه به وابستگی ساختار تجاری کشور به صادرات نفت چنین نتیجهای دور از انتظار نیست.
در نهایت ضریب بدست آمده برای مصرف نهایی انرژی مثبت و از لحاظ آماری در سطح 1 درصد معنیدار است و بیان میکند که با افزایش یک درصد مصرف نهایی انرژی با فرض ثابت بودن سایر شرایط، انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن حدود 17/0 درصد افزایش یافته است که حکایت از عدم کارایی فنی در تولید و مصرف انرژی در کشور دارد. آماره ضریب تعیین 2R نشان میدهد که حدود 94 درصد تغییرات انتشار کربن توسط متغیرهای مستقل انتخاب شده توضیح داده میشود که بیانگر مناسب بودن متغیرهای مستقل انتخاب شده است.
6. جمعبندی و توصیههای سیاستی
هدف اصلی این مطالعه، بررسی تأثیر رشد اقتصادی، باز بودن تجاری و مصرف انرژی بر آلودگی محیط زیست در ایران در دوره 2007-1967 است. نتایج بدست آمده نشان میدهد که هر سه متغیر تولید ناخالص داخلی سرانه، باز بودن تجاری و مصرف انرژی، اثر مثبت و معنیداری بر انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن دارند. نتایج بدست آمده بیانگر وجود یک رابطه مثبت و یکنواخت بین رشد اقتصادی و آلودگیهای زیستمحیطی است و نشان میدهد که در طول دوره مورد بررسی، رشد اقتصادی در ایران سبب تنزل کیفیت محیط زیست شده است که دلایل آن را میتوان در اولویت بالای تولید و اشتغال نسبت به محیط زیست پاک در کشور، پایین بودن استانداردهای زیستمحیطی، پایین بودن تکنولوژی تولید، عدم کارایی فنی در تولید و مصرف انرژی، عدم وجود کارایی فنی در بخش حمل و نقل، کیفیت پایین نهادهای دولتی و... جستجوکرد. همچنین براساس نتایج بدست آمده، در ایران در دوره مورد بررسی، با افزایش درجه باز بودن تجاری، تخریبهای زیستمحیطی افزایش پیدا کرده است. نتایج نشان میدهد که با افزایش مصرف نهایی انرژی در کشور، انتشار سرانه گاز دیاکسیدکربن افزایش یافته است که بیانگر اثر معکوس مصرف انرژی بر کیفیت محیط زیست در ایران است.
توصیههای سیاستی
- با توجه به اینکه در نمونه مورد بررسی، با افزایش رشد اقتصادی انتشار آلودگی به طور یکنواخت افزایش مییابد و کاهش رشد اقتصادی هم مخالف اهداف توسعهای کشور است، لذا بایستی با اتخاذ راهکارهایی مانند بالا بردن بهرهوری انرژی در بخش تولید، تشویق نوآوریهای تکنولوژیکی و ... سعی شود اثرات منفی رشد اقتصادی بر محیط زیست کاهش داده شود.
- براساس یافتههای تحقیق، افزایش مصرف انرژی در کشور منجر به افزایش انتشار کربن میشود. در این راستا، استفاده از دستگاههایی با استاندارد بالا که مصرف انرژی کمتری دارند، میتواند بهطور قابل توجهی مصرف انرژی را در بخش مصرفی کاهش داده و منجر به کاهش انتشار آلایندهها شود. گفتنی است که تولید و مصرف این دستگاهها بایستی توسط دولت حمایت شود. همچنین در زمینه صرفهجویی در بخش انرژی بایستی کارهای فرهنگی و تبلیغاتی انجام بگیرد.
- یافتههای تحقیق حاکی از آن است که بازبودن تجاری تأثیر مثبتی بر آلودگی محیط زیست دارد. بنابراین اگر هدف کاهش میزان آلودگی باشد، تغییر ترکیب کالاهای تجاری کشور به سمت کالاهایی که آلودگی کمتری در فرایند تولید آنها ایجاد میشود، میتواند بهطور قابل توجهی منجر به کاهش انتشار آلودگی در کشور شود.
منابع
الف- فارسی
برقی اسکویی، محمدمهدی (١٣٨٧)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانهای (دیاکسیدکربن) در منحنی زیستمحیطی کوزنتس»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٨٢، صص ٢١-١.
برقی اسکویی، محمدمهدی و کاظم یاوری (1386)، «سیاستهای زیستمحیطی، مکانیابی صنایع و الگوی تجاری (آزمون فرضیه PHH در ایران)»، فصلنامه پژوهشهای بازرگانی، شماره ٤٢، بهار، صص ٢٨-١.
بهبودی، داود، فلاحی، فیروز و اسماعیل برقی گلعذانی (١٣٨٨)، «عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر انتشار سرانه دیاکسیدکربن در ایران (١٣٨٣-١٣٤٦)»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٩٠، بهار، صص ١٧-١.
پژویان، جمشید و نیلوفر مرادحاصل (١٣٨٦)، «بررسی اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، سال هفتم، شماره چهارم، زمستان، صص ١٦٠-١٤١.
پورکاظمی، محمدحسین و ایلناز ابراهیمی (١٣٨٧)، «بررسی منحنی کوزنتس زیستمحیطی در خاورمیانه»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، سال دهم، شماره ٣٤، صص ٧٥-٧١.
خسروی فرد، سام (1388)، ایران از کیوتو تا کپنهاگ، www.blogfa.com.
سلیمیفر، مصطفی و جلال دهنوی (١٣٨٨)، «مقایسه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در کشورهای عضو OECD و کشورهای در حال توسعه: تحلیل مبتنی بر دادههای پانل»، مجله دانش و توسعه (علمی- پژوهشی)، شماره ٢٩، صص ٢٠٠-١٨١.
صادقی، حسین و رحمان سعادت (١٣٨٣)، «رشد جمعیت، رشد اقتصادی و اثرات زیستمحیطی در ایران (یک تحلیل علی)»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٦٤، صص ١٨٠-١٦٣.
ب. انگلیسی
Antweiler, W., Copeland, B. R. and M. S. Taylor (2001), “Is Free Trade Good For The Environment?”, The American Economic Review, Vo1.91, No. 4, pp. 877-908.
Ferda Halicioglu, (2009), “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey”, The Journal of Energy Policy, No. 37, pp.1156-1164.
Leitao, Alexandra (2010), “Corruption and Environmental Kuznets CurveEmpirical Evidence for Sulfur”, Ecological Economics, No. 66, pp. 2191-2201.
Lopez, Ramon and Siddhartha Mitra (2000), “Corruption, Pollution and the Kuznets Environment Curv”, Jurnal of Environmental Economics and Management, No. 40, pp. 137-150, www.idealibrary.com
Pellegrini, Lorenzo and Gerlagh Reyer (2006), “Corruption, Democracy, and Environmental Policy an Empirical Contribution to the Debat”, The Journal of Environmental & Development, Vol. 15, No. 3, pp. 332-354.
Temurshoev, Umed (2006), “Pollution Haven Hyphotheshs or Factor Endowment Hyphothesis: Theory & Empirical for The Us & China”, WorkingPaper Series, ISSN, pp. 1211-3298 .
Zarzoso, I. Martines and A. Bengochea Morancho (2004), “Pooled Mean Group Estimation of an Environmental Kuznets Curve for CO2”, Economhcs Letters, No. 82, pp. 121-126, www.sciencedirect.com.
پیوست
ENG
|
TRADE
|
GDP
|
CO2
|
year
|
ENG
|
TRADE
|
GDP
|
CO2
|
year
|
298.6
|
21.31096
|
1122.06
|
3.39394
|
1988
|
49.6
|
35.5928
|
1133.365
|
2.603871
|
1967
|
324.
|
27.528
|
1161.618
|
3.591863
|
1989
|
54.8
|
36.67598
|
1239.508
|
3.070094
|
1968
|
338.8
|
37.65916
|
1292.165
|
4.172784
|
1990
|
60.7
|
37.97922
|
1359.72
|
3.008616
|
1969
|
373.9
|
44.56305
|
1431.699
|
4.2248
|
1991
|
65.6
|
38.91303
|
1450.095
|
3.234177
|
1970
|
414.2
|
41.14782
|
1468.755
|
4.401538
|
1992
|
73.1
|
43.98288
|
1586.799
|
3.46829
|
1971
|
449.0
|
47.24486
|
1422.553
|
4.019926
|
1993
|
82.5
|
44.385
|
1789.355
|
3.512096
|
1972
|
482.1
|
43.39339
|
1394.956
|
5.110896
|
1994
|
99.7
|
54.64712
|
1831.882
|
4.159743
|
1973
|
493.5
|
34.82447
|
1409.119
|
4.828942
|
1995
|
114.7
|
71.94285
|
1943.28
|
4.479957
|
1974
|
524.5
|
35.79911
|
1485.855
|
4.783139
|
1996
|
133.9
|
76.7743
|
1991.222
|
4.202025
|
1975
|
551.2
|
32.70973
|
1512.865
|
4.775904
|
1997
|
155.7
|
66.97038
|
2270.596
|
4.5731
|
1976
|
554.0
|
29.29622
|
1527.982
|
5.107867
|
1998
|
177.9
|
61.37469
|
2170.865
|
4.636698
|
1977
|
584.0
|
36.28725
|
1531.624
|
5.030771
|
1999
|
174.8
|
46.41908
|
1944.673
|
4.444249
|
1978
|
620.3
|
40.13986
|
1584.12
|
5.301394
|
2000
|
189.0
|
43.22598
|
1747.031
|
4.339837
|
1979
|
637.8
|
39.29118
|
1615.974
|
5.490948
|
2001
|
184.8
|
41.48152
|
1464.234
|
3.090575
|
1980
|
685.0
|
49.26598
|
1710.172
|
5.679173
|
2002
|
195.6
|
38.81066
|
1339.633
|
2.784792
|
1981
|
723.4
|
52.93764
|
1803.691
|
5.956242
|
2003
|
220.9
|
37.26326
|
1459.787
|
3.284689
|
1982
|
776.4
|
54.97549
|
1866.859
|
6.216301
|
2004
|
263.8
|
38.54554
|
1584.521
|
3.435855
|
1983
|
840.1
|
57.71484
|
1924.388
|
6.174916
|
2005
|
284.6
|
27.8407
|
1501.556
|
3.327836
|
1984
|
914.7
|
56.86533
|
2008.424
|
6.870126
|
2006
|
306.8
|
22.94388
|
1473.392
|
3.413977
|
1985
|
979.4
|
53.72
|
2137.431
|
6.977955
|
2007
|
287.3
|
13.77244
|
1291.136
|
3.040733
|
1986
|
|
|
|
|
|
303.1
|
17.82895
|
1232.505
|
3.165384
|
1987
|