تأثیر توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی بر آلودگی محیط‌زیست در ایران (رهیافت ARDL)

تأثیر توسعه مالی، تولید ناخالص داخلیو مصرف انرژی

بر آلودگی محیط‌زیست در ایران (رهیافت ARDL)

سیدکمال صادقی* و سعید ابراهیمی**

 

تاریخ دریافت: 23 فروردین 1391            تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392

 

توسعه مالی می‌تواند با تسهیل دستیابی به تکنولوژی‌های بالاتر، آلودگی محیط‌ زیست را کاهش دهد و از طرفی با افزایش فعالیت‌های صنعتی و تولیدی به تخریب هرچه بیشتر آن بیانجامد. در این مقاله تأثیر توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی بر انتشار دی‌اکسید‌کربن ( به‌عنوان معیاری برای آلودگی محیط‌زیست ) طی دوره 1387-1350 برای ایران و با استفاده از رویکرد ARDL بررسی می‌شود. نتایج نشان می‌دهد که توسعه مالی در کوتاه‌مدت و بلند‌مدت تأثیر مثبتی بر انتشار دی‌اکسید‌کربن دارد که نشان می‌دهد توسعه مالی در ایران هنوز منجر به دستیابی به تکنولوژی‌های دوست‌دار محیط‌ زیست نشده است. هم‌چنین در بلندمدت تولید ناخالص داخلی، مصرف انرژی و آزادسازی تجاری تأثیر معنی‌داری بر انتشار دی‌اکسید‌کربن دارند و با حذف متغیر مصرف انرژی از مدل، کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت متغیرها افزایش می‌یابد. علاوه براین، نتایج حاکی از تأیید منحنی زیست‌محیطی کوزنتس برای ایران در کوتاه‌مدت و بلند‌مدت است.

 

واژه‌های کلیدی: توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی، مصرف انرژی، انتشار دی‌اکسید‌کربن، EKC، روش ARDL.

طبقه‌بندی JEL: C22، Q56 ، O13، Q53.

 

 

 

1. مقدمه

دستیابی به سطوح بالاتر رشد اقتصادی یکی از اهداف مهم برنامه‌های توسعه اقتصادی و اجتماعی کشور بوده است، یکی از راهکارهای نیل به این هدف سوق دادن منابع مالی و سرمایه‌ای به سمت فعالیت‌های مولد اقتصادی و نیز توسعه بازارهای مالی است. امروزه در کنار پرداختن به مسئله رشد اقتصادی، توجه به حفظ محیط‌ زیست و کاهش آلایندگی‌های زیست محیطی یکی از دغدغه‌های سیاستگذاران می‌باشد. در مراحل اولیه رشد اقتصادی به دلیل پایین بودن آگاهی نسبت به مشکلات زیست محیطی، توجه به محیط‌ زیست اهمیت چندانی ندارد و تکنولوژی‌های دوست‌دار محیط‌ زیست نیز در دسترس نمی‌باشد لذا تخریب محیط‌ زیست با افزایش درآمد افزایش می‌یابد، ولی در مراحل بالاتری از رشد ایجاد تغییرات ساختاری، افزایش آگاهی‌های زیست محیطی، اجرای قوانین زیست محیطی و تلاش برای ایجاد و دستیابی به تکنولوژی‌های برتر، به کاهش تدریجی تخریب محیط‌ زیست منجر شده و پس از رسیدن به سطح بازگشت درآمدی،بهبود کیفیت محیط‌ زیست آغاز می‌شود( نصرالهی و غفاری، 1388).

طی سال‌های اخیر مسائل مربوط به آلودگی‌های زیست محیطی و عوامل موثر بر آن مورد توجه گسترده سیاست‌گذاران و پژوهشگران قرار گرفته و مطالعات فراوانی در این زمینه صورت گرفته است. هریک از این مطالعات نقش عوامل متعددی مانند رشد اقتصادی، میزان مصرف انرژی، جمعیت و ...  را بر آلودگی‌های زیست محیطی بررسی  کرده‌اند. یکی از مواردی که اخیرا مورد توجه پژوهشگران بوده تأثیر توسعه مالی بر کارکرد محیط‌زیست است. توسعه مالی بدلیل اهمیتی که در بحث‌های مربوط به تولید و رشد اقتصادی داراست می‌تواند با تسهیل دستیابی به فناوری‌های جدید و اصلاح الگوهای مصرفی باعث کاهش آلودگی‌های زیست‌محیطی شود و از طرفی با رونق تولید منجر به افزایش آلودگی گردد، لذا با توجه به نتایج متفاوتی که توسعه مالی می‌تواند بر آلودگی محیط‌ زیست داشته باشد، این مقاله قصد دارد رابطه بین توسعه مالی و آلودگی زیست محیطی در ایران را مورد بررسی قرار دهد. در ادامه،  بخش دوم  به ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق اختصاص دارد، در بخش سوم اشاره‌ای به روش‌شناسی تحقیق خواهد شد، در بخش چهارم نتایج برآورد مدل ارائه می‌شود و بخش آخر هم شامل نتیجه‌گیری مقاله و پیشنهاد‌ها می‌باشد.

 

 

2. ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق

1-2. مبانی نظری

طی دو دهه اخیر رابطه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌ زیست و نیز رابطه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی مورد توجه پژوهشگران بوده است. در نظریات اقتصادی، ارتباط میان درآمد سرانه(به عنوان معیاری برای رشد اقتصادی) و کیفیت محیط‌ زیست در قالب فرضیه زیست محیطی کوزنتس (EKC) بیان می‌شود. بر مبنای این فرضیه یک رابطه به شکل Uمعکوس میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌ زیست وجود دارد، به طوری‌که آلودگی با درآمد افزایش می‌یابد، به اوج می‌رسد و سپس کاهش می‌یابد. به نظر می‌رسد این کاهش به‌دلیل مثبت بودن اثر کشش درآمدی نسبت به کیفیت محیط‌ زیست در درآمدهای بالا باشد، هنگامی که درآمدها بالاست برای ارائه سیاست‌های لازم، فشارهایی به دولت‌ها وارد می‌شود که فقط جوامع با درآمد بالا شرایط به‌کار‌گیری این سیاست‌ها را دارند(پژویان و تبریزیان، 1389). در حقیقت پیام این فرضیه روشن است و آن این که رشد اقتصادی هم علت آلودگی و هم درمان آن است. علت نامگذاری آن بدلیل شباهتی است که بین الگوی نابرابری درآمد ارائه شده توسط کوزنتس[1] و این رابطه Uمعکوس وجود دارد، فرضیه کوزنتس بیان می‌کند که رابطه‌ای به شکل Uمعکوس بین درآمد و نابرابری آن وجود دارد، بطوری‌که درجه نابرابری ابتدا افزایش و سپس با رشد اقتصادی کاهش می‌یابد. در دهه 1990 با مشاهده شواهدی مبنی بر وجود رابطه میان شاخص‌های مختلف آلودگی زیست‌محیطی و رشد اقتصادی، منحنی کوزنتس در مطالعات مربوط به محیط‌زیست وارد و رابطه مذکور به صورت Uمعکوس به منحنی زیست‌محیطی کوزنتس معروف شد. در خصوص آلودگی نیز باید گفت که براساس یک طبقه‌بندی دو نوع آلودگی وجود دارد  آلودگی جریان و آلودگی انباره. آلودگی جریان قابل مهارتر است و نسبتا به سادگی اندازه‌گیری می‌شود مانند آلودگی‌های رودخانه‌ای که عمدتا توسط صنایع محلی تولید می‌شوند،گرچه آلودگی جریان مخرب است ولی به مرور زمان ناپدید می‌شود. آنچه امروزه موجب نگرانی بسیاری شده آلودگی انباره است که به مرور زمان در محیط‌زیست انباشته می‌شود و تا زمانی که به میزان بحرانی نرسد تشخیص نمی‌شود مانند آلودگی‌های حاصل از دی‌اکسید‌کربن (امیرتیموری و خلیلیان، 1388).

رابطه علی بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی و تعیین جهت علیت این دو متغیر، از زمان بروز شوک‌های نفتی در دهه 70 میلادی و ایجاد نوسانات شدید در قیمت حامل‌های انرژی، مورد توجه محققان زیادی قرار گرفت(فلاحی و هاشمی دیزج، 1389). مطالعات انجام شده در زمینه رابطه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی حاکی از وجود ارتباط تنگاتنگی میان آن‌ها ست، به‌طوری‌که توسعه اقتصادی بالاتر نیازمند سطوح بالاتری از مصرف انرژی است، از طرف دیگر مصرف کارای انرژی نیازمند سطح بالاتری از رشد و توسعه اقتصادی است (هالیچی اوغلو[2]، 2009). اقتصاددانان اکولوژیک همانند نایر و آیرس[3]  بیان می‌کنند که در مدل بیوفیزیکی رشد، انرژی تنها و مهمترین عامل رشد است بطوری‌که از نظر آن‌ها نیروی کار و سرمایه عوامل واسطه‌ای هستند که برای استفاده به انرژی نیاز دارند، در مقابل اغلب اقتصاددانان نئوکلاسیک مانند برندت و دنیسون[4]  معتقدند که انرژی از طریق تأثیری که بر نیروی کار و سرمایه می‌گذارد، بطور غیرمستقیم بر رشد اقتصادی مؤثر است. اغلب اقتصاددانان نئوکلاسیک بر یک اصل معتقدند و آن این است که انرژی نقش کوچکی در تولید اقتصادی داشته و یک نهاده واسطه‌ای است و عوامل اساسی تولید تنها نیروی کار، سرمایه و زمین است.(استرن[5] 2004) اما مصرف بی‌رویه انرژی به‌ویژه سوخت‌های فسیلی برای تحقق اهداف رشد اقتصادی و علاوه بر آن پایین بودن کارایی در سیستم‌های مصرف انرژی باعث افزایش آلودگی‌های محیط‌زیست می‌شود. انرژی به عنوان یکی از مهم‌ترین عوامل تولید و هم‌چنین به عنوان یکی از ضروری‌ترین محصولات نهایی، جایگاه ویژه‌ای در رشد و توسعه اقتصادی کشورها داراست. از سوی دیگر رشد روزافزون جمعیت، وابستگی به انرژی و به تبع آن رشد مصرف انرژی به‌ویژه انرژی‌های فسیلی و نیز گستردگی منابع انرژی،موجب افزایش مشکلات زیست محیطی شده است. الگوی توسعه در بخش انرژی هنگامی پذیرفتنی است که کمترین تخریب زیست ‌محیطی را داشته باشد، نیز به دلیل اهمیت رابطه انرژی و محصول و با توجه به این‌که انرژی اثر مستقیم بر آلودگی دارد، ضرورت وارد کردن مصرف انرژی در رابطه محصول–آلودگی مطرح می‌گردد( لطفعلی‌پور و همکاران، 1390).در سال‌های اخیر دو رابطه، رشد–آلودگی و رشد–مصرف انرژی در قالب چارچوب واحدی برای بررسی روابط پویا میان رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی زیست محیطی مورد بررسی قرار گرفته‌اند.

نقش توسعه مالی در رشد اقتصادی و تأثیر آن بر محیط‌ زیست از جنبه‌های مختلفی قابل بحث است. فرانکل و رومر[6] (1999) اشاره می‌کنند که توسعه مالی در یک کشور می‌تواند موجب جذب هرچه بیشتر سرمایه مستقیم خارجیFDI و دستیابی به سطوح بالاتری از تکنولوژی گردد که این امر به نوبه خود منجر به رشد اقتصادی و بهبود کیفیت محیط‌ زیست می‌شود. هم‌چنین طبق استدلال فرانکل و روز[7](2002) دستیابی به فناوری‌های دوست‌دار محیط‌ زیست در کشورهای در حال توسعه، از نتایج سیاست توسعه مالی در این کشورها می‌باشد. تکنولوژی از دو طریق بر آلودگی محیط‌ زیست تأثیر می‌گذارد، اول این‌که با بهبود تکنولوژی و استفاده از فناوری‌های جدید، توابع تولید احتیاج کمتری به کالای زیست محیطی خواهند داشت و یا این‌که به عنوان کالای مکمل تولید، میزان کمتری آلودگی تولید خواهد شد که به معنی تولید کالا همراه با تخریب کمتر محیط‌ زیست است. دوم آنکه بهبود تکنولوژی می‌تواند در صنایع نیز رخ دهد به طوریکه این صنایع به نحو کاراتری عمل کرده و با هزینه کمتری نسبت به دفع آلودگی اقدام کنند که نتیجه هر دو اثر بهبود تکنولوژی، کاهش نشر آلودگی است.( پژویان و لشکری‌زاده، 1389). از سویی تامازیان و رآو[8](2010) به این نتیجه می‌رسند که  توسعه مالی با افزایش جریان سرمایه مستقیم خارجی، فعالیت‌های تحقیق و توسعه و هم‌چنین ایجاد منابع مالی با هزینه پایین برای اجرای پروژه‌های زیست محیطی در بنگاه‌های اقتصادی، می‌تواند باعث کاهش آلودگی محیط‌ زیست گردد. اما از طرف دیگر جنسن[9](1996) افزایش فعالیت‌های صنعتی ناشی از توسعه مالی را عاملی برای افزایش آلودگی صنعتی و تخریب محیط‌ زیست می‌داند، هم‌چنین دالی[10] (1977) بیان می‌کند که رشد اقتصادی بالاتر سبب تولید و مصرف بیشتر برای ارضای نیازهای انسان می‌گردد که این خود منجر به آلودگی و تخریب بیشتر محیط‌ زیست می‌شود.

یک سیستم مالی مناسب، کارایی و اثر بخشی نهاد‌های مالی را افزایش داده و خلاقیت و نوآوری در ارائه خدمات مالی برای بخش‌های مختلف اقتصادی را به ارمغان می‌آورد. همچنین باعث بهبود تکنولوژی شده و با کاهش هزینه‌های مبادله و هزینه‌های تولید، موجب افزایش سودآوری سرمایه‌گذاری‌ها می‌شود. توسعه مالی با افزایش شفافیت مبادلات، تسهیل جریان سرمایه خارجی^[11]FDI، تسهیل دسترسی به منابع مالی برای سرمایه‌گذاران و مصرف‌کنندگان و نیز با بهبود مکانیسم‌های نقل و انتقال پول و سرمایه، با تشویق پس‌انداز و سرمایه‌گذاری منجر به رشد اقتصادی می‌گردد (شهباز و لین[12]، 2012). توسعه مالی از طریق اثر سطح^[13] و اثر کارایی^[14] با افزایش سرمایه‌گذاری منجر به رشد اقتصادی می‌گردد، اثر سطح بیان می‌کند که سیستم بهینه مالی، منابع را از بخش غیرکارا به سمت پروژه‌های کارا سوق می‌دهد، اثر کارایی بیان می‌کند توسعه مالی روش مناسبی برای افزایش نقدینگی و تنوع دارایی جهت تخصیص منابع مالی برای پروژه‌های سودآور می‌باشد. افزایش سرمایه‌گذاری با افزایش تولیدات داخلی منجر به رشد اقتصادی می‌گردد و افزایش در رشد اقتصادی باعث افزایش تقاضای انرژی می‌گردد. لذا توسعه مالی بطور غیر مستقیم از طریق افزایش سرمایه‌گذاری و رشد اقتصادی، مصرف انرژی را افزایش می‌دهد،  همچنین توسعه مالی می‌تواند با فراهم کردن منابع مالی با هزینه و ریسک پایین، مصرف کنندگان را به خرید محصولات انرژی‌بر مانند اتومبیل، لوازم‌خانگی( یخچال، سیتم تهویه، ماشین ظرف‌شویی و ... ) متمایل کند و از این طریق نیز مستقیما بر مصرف انرژی مؤثر باشد(سادورسکی^[15]، 2010 و 2011). افزایش مصرف انرژی بخصوص انرژی‌های فسیلی نیز منجر به افزایش انتشار دی‌اکسید‌کربن شده ولذا آلودگی هرچه بیشتر محیط‌زیست را سبب می‌گردد،  از سویی توسعه مالی می‌تواند با فراهم آوردن منابع مالی با هزینه پایین، تولیدکنندگان را به اجرای پروژه‌های زیست ‌محیطی (مانند بهبود فرآیند تولید) تشویق کند و با بهبود فرآیند تولید و سرمایه‌گذاری برای دستیابی به فناوری‌های جدید‌تر مصرف انژری را کاهش ‌دهد(سادورسکی، 2010). بنابراین توسعه مالی از این طریق می‌تواند مستقیما با کاهش مصرف انرژی موجب کاهش انتشار آلاینده‌ها  و آلودگی زیست محیطی گردد.

 

2-2. پیشینه تحقیق

رابطه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌ زیست در سال 1995توسط گراسمن و کروگر[16] مطرح و پس ازآن مطالعات بسیاری برای آزمون صحت این فرضیه در کشورهای مختلف انجام شدکه از آن جمله می‌توان به کارهای انجام شده توسط ماناجی و جنا[17] (2008)، کوندوو و دیندا[18] (2008)، دیندا و کوندوو (2006)، استرن (2004)، مولایی و همکاران (1389) و پژویان و مرادحاصل (1386) که فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس را برای نمونه مطالعه مورد تأیید قرار داده‌اند و نیز مطالعاتی مانند کاگس و همکاران[19] (2012)، سورومی و ماناجی[20] (2010)، هریس و همکاران[21] (2009)، آماده و همکاران (1388) و صالح و همکاران (1388) که نتایج آن‌ها فرضیه EKC را تأیید نمی‌کند، اشاره کرد. نتایج متفاوت به‌دست آمده از مطالعات تجربی مختلف می‌تواند ناشی از تفاوت در نمونه مورد بررسی، نوع متغیرهای بکار رفته‌ و نیز  روش‌های اقتصادسنجی باشد که مدنظر محققان بوده است.

از مطالعات انجام شده در حوزه ارتباط میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی می‌توان به مطالعات فوینهاس و مارکز[22] (2011)، بلکه و همکاران[23] (2011)، آپرجیس و پاینه[24] (2010)، آکینلو[25] (2009) و نجارزاده و محسن (1383) اشاره کرد که نتایج آن‌ها ضمن تأکید بر رابطه مثبت بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی، رابطه علی دو طرفه‌ای میان متغیرها را نشان می‌دهد، از سویی دیگر مطالعاتی نظیر لی و چانگ[26] (2008)، لی (2005)، آماده و همکاران (1388) و حسنی صدرآبادی و همکاران (1386) رابطه علی یک‌طرفه‌ای از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی را نتیجه می‌گیرند، بنابراین هر سیاستی که منجر به کاهش مصرف انرژی شود، تأثیر منفی بر تولید و درآمد کشور خواهد داشت. از طرفی مطالعات دیگری مانند چیو وی و همکاران[27] (2008)، مهرآرا (2007 و 2006) و الایریانی[28] (2006) رابطه علی را از تولید ناخالص داخلی به مصرف انرژی می‌دانند، لذا اجرای سیاست‌های زیست ‌محیطی، صرفه‌جویی و کنترل انرژی، تأثیر منفی بر رشد اقتصادی نداشته و توجیه‌پذیر خواهند بود.

در مورد ارتباط میان مصرف انرژی و آلودگی‌های زیست‌محیطی نیز هامیت هاگار[29] (2012) نشان می‌دهد که مصرف انرژی در بخش صنعت کانادا اثر مثبت و معنی‌داری روی انتشار گازهای گلخانه‌ای دارد، هم‌چنین وی فرضیه منحنی کوزنتس را مورد تائید قرار می‌دهد. منیا و رافائل[30] (2010) برای مورد آفریقای جنوبی، علیت یک‌طرفه‌ای از آلودگی به رشد اقتصادی، از مصرف انرژی به رشد اقتصادی و نیز از مصرف انرژی به آلودگی نتیجه می‌گیرند. نتیجه مطالعه زانگ و چنگ[31] (2009) علیت یک‌طرفه‌ای را از رشد اقتصادی به مصرف انرژی و هم‌چنین از مصرف انرژی به انتشار دی‌اکسید‌کربن نشان می‌دهد. انگ[32] (2008) بیان می‌کند که در مالزی، آلودگی و مصرف انرژی در بلند مدت به‌طور مثبت با محصول مرتبط هستند و نیز علیت از رشد اقتصادی به رشد مصرف انرژی در کوتاه‌مدت و بلند‌مدت وجود دارد. سویتاش و همکاران[33] (2007) نشان می‌دهند که در بلند‌مدت، درآمد علیت گرنجری انتشار دی‌اکسیدکربن نیست، اما مصرف انرژی دارای رابطه علیت گرنجری بلندمدت با انتشار دی‌اکسیدکربن می‌باشد. عالم و همکاران[34] (2007) افزایش در تولید ناخالص داخلی و شدت استفاده از انرژی را عامل افزایش آلودگی محیط‌ زیست می‌دانند. ریچموند و کافمن[35] (2006) بیان می‌کنند که رابطه علیت میان درآمد، مصرف انرژی و انتشار آلودگی وجود دارد.  لیو[36] (2005) با اضافه کردن مصرف انرژی به مدل، به رابطه منفی میان آلودگی و درآمد دست می‌یابد. لطفعلی‌پور و همکاران (1390) علیت از رشد اقتصادی، مصرف انرژی‌های فسیلی و آزادی‌های تجاری به انتشار دی‌اکسید‌کربن را نتیجه می‌گیرند، اما عکس این رابطه را مورد تأیید قرار نمی‌دهند. نتایج مطالعه محمد باقری (1389) نشان می‌دهد که کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به تولید ناخالص داخلی کمتر از یک و نسبت به مصرف انرژی نزدیک به یک است. وی هم‌چنین فرضیه EKC را برای ایران تأیید نمی‌کند. مطالعه بهبودی و همکاران (1389) نشان­دهنده‌ وجود رابطه­ای مثبت بین متغیرهای مصرف انرژی، رشد اقتصادی و متغیر انتشار سرانه‌ی دی‌اکسیدکربن در ایران است.نتایجمطالعه فطرس و نسرین‌دوست (1388) بیان‌گر وجود سه رابطه علی یک‌طرفه: از نشر دی‌اکسیدکربن به درآمد سرانه، از نشر دی‌اکسیدکربن به سرانه مصرف انرژی و از سرانه مصرف انرژی به آلودگی آب است. بنابراین فرضیه کوزنتس برای نشر دی‌اکسیدکربن، درآمدسرانه، آلودگی آب و سرانه مصرف انرژی رد می‌شود و برای رابطه نشر دی‌اکسیدکربن و سرانه مصرف انرژی رد نمی‌شود. شرزه‌ای و حقانی (1388) در مطالعه خود رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی، درآمد ملی و انتشار دی‌اکسیدکربن را با افزودن متغیر نیروی کار و سرمایه مورد بررسی قرار داده‌اند. نتایج آن‌ها حاکی از وجود رابطه علی یک‌ طرفه‌ای از درآمد ملی به مصرف انرژی و نیز از  مصرف انرژی به انتشار دی‌اکسیدکربن است، اما علیت میان درآمد ملی و انتشار دی‌اکسیدکربن مورد تأیید قرار نمی‌گیرد.

در ادامه به برخی از مطالعاتی که توسعه مالی را  به عنوان یکی از متغیرهای توضیح‌دهنده آلودگی محیط‌ زیست در نظر گرفته‌اند اشاره کوتاهی می‌گردد.

جلیل و فریدان[37] (2011) تأثیر رشد اقتصادی، مصرف انرژی و توسعه مالی بر آلودگی محیط‌ زیست را با استفاده از روش ARDL در چین طی دوره 2006-1953 بررسی کرده‌اند. نتاج حاکی از منفی بودن ضریب توسعه مالی است، به‌عبارتی توسعه مالی در چین نه‌تنها نقشی در افزایش انتشار دی‌اکسید‌کربن ندارد بلکه باعث کاهش آلودگی می‌گردد. هم‌چنین در بلند مدت انتشار دی‌اکسید‌کربن عمدتا توسط درآمدملی، مصرف انرژی و آزادسازی تجاری توضیح داده می‌شود. نتایج مطالعه، فرضیه EKC برای چین را مورد تأیید قرار می‌دهد. تامازیان و رآو (2010) در مطالعه خود برای 24 اقتصاد در حال گذار، نقش مهم توسعه مالی در بهبود کارایی محیط‌ زیست را مورد تأیید قرار می‌دهند، از طرفی بیان می‌کنند که اگر آزاد سازی مالی در چارچوب نهادی مستحکمی انجام نگیرد می‌تواند برای محیط‌ زیست مخرب باشد. هم‌چنین طبق نتایج مطالعه، فرضیه EKC برای کشورهای مورد نظر برقرار است. در مطالعه دیگری تامازیان و همکاران[38] (2009) با در نظر گرفتن داده‌های بین کشوری طی دوره 2004-1992 به بررسی تأثیر توسعه مالی و سایر متغیرهای مرتبط، بر کیفیت محیط‌ زیست پرداخته‌اند. آن‌ها از معیار‌هایی نظیر رشد تولید سرانه، سهم تولیدات صنعتی از GDP و سهم هزینه‌های تحقیق و توسعه از GDP به عنوان شاخص توسعه اقتصادی، از ارزش افزوده بازار سهام و میزان سپرده‌های بانکی به GDP به عنوان شاخص‌ توسعه مالی، از مصرف نفت و واردات انرژی به عنوان شاخص مصرف انرژی استفاده کرده‌اند. نتایج نشان می‌دهد که دست یافتن به سطوح بالاتری از توسعه مالی و اقتصادی، تخریب محیط‌ زیست را کاهش می‌دهد، هم‌چنین آزاد سازی مالی و تجاری از عوامل مهم کاهش انتشار دی‌اکسید‌کربن هستند.مطالعات دیگری نظیر وانگ و یانهونگ[39] (2007)، داسگوپتا و همکاران[40] (2004 و 2001) نیز شواهد محکمی دال بر تأثیر مثبت توسعه مالی بر بهبود کیفیت محیط‌ زیست ارائه می‌دهند.

علی‌رغم اهمیت رابطه میان انتشار دی‌اکسیدکربن، توسعه مالی، مصرف انرژی و رشد اقتصادی، مطالعه قابل توجهی برای ایران در این زمینه انجام نشده است، هرچند مطالعاتی در زمینه رشد اقتصادی، مصرف انرژی و انتشار دی‌اکسید‌کربن انجام شده اما در آن‌ها از توسعه مالی به عنوان یکی از عوامل اثر‌گذار بر رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌ زیست غفلت شده است. در پژوهش حاضر متغیرهایی برای لحاظ اثرات مصرف انرژی و توسعه مالی به رابطه رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌ زیست، اضافه می‌گردد تا با شناسایی نحوه اثرگذاری آن‌ها بتوان نتایج و سیاست‌هایی را برای کشورهای در حال توسعه مانند ایران که در مراحل اولیه رشد قرار دارند و  به تدریج با معضلات زیست محیطی مواجه می‌شوند، ارائه داد. 

 

3. روش‌شناسی تحقیق

1-3. تصریح مدل

بر اساس ادبیات موضوع به منظور بررسی تأثیر توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی بر آلودگی محیط‌ زیست در ایران، مدل زیر تصریح می‌گردد[41] (مدل اول) :

(1)          

که در آن  انتشار دی‌اکسید‌کربن،  تولید ناخالص داخلی حقیقی و  مجذور تولید ناخالص داخلی می‌باشد، لازم به توضیح است که در مطالعات مربوط به این زمینه برای آزمون فرضیه منحنی زیست ‌محیطی کوزنتسEKC ، معمولا انتشار آلاینده‌ها توسط یک تابع درجه دوم با سطح درآمد مرتبط می‌شود(البته برخی مطالعات متغیرهای دیگری نظیر چگالی جمعیت را نیز بکار برده‌اند ولی معمولا سطح درآمد بر سایر متغیر‌ها غلبه دارد (پژویان و تبریزیان، 1389). نوع رابطه درآمد و آلودگی به برخی ویژگی‌های ساختاری اقتصاد مورد بررسی نیز بستگی دارد، برای سیاستگذاران زیست محیطی بسیار لازم است تا نقش عوامل محرک در هدایت سطوح انتشار دی‌اکسید‌کربن را شناسایی کنند. عوامل بسیاری انتشار دی‌اکسید‌کربن را تحت تأثیر قرار می‌دهند که از میان آن‌ها می‌شود رشد اقتصادی، میزان مصرف انرژی، تغییرات فنی، چارچوب‌های نهادی، سبک زندگی مردم، میزان تجارت بین المللی و ... را نام برد (فطرس و براتی 1390). از جمله این عوامل مهم می‌توان به میزان مصرف انرژی و آزادی تجاری اشاره کرد. چگونگی تولید و استفاده از حامل‌های انرژی در بخش‌های مختلف منجر به آلودگی در مقیاس محلی، منطقه‌‌ای و بین‌المللی می‌شود، همچنین تجارت از طریق مزیت نسبی دو کشور، سیاست زیست‌محیطی و آثار رفاهی بر مصرف‌کننده، بر محیط‌زیست اثر می‌گذارد (لطفعلی‌پور و همکاران، 1390). لذا این دو متغیر نیز وارد مدل می‌شوند بطوری‌که  مصرف انرژی و  شاخص درجه باز بودن اقتصاد را نشان می‌دهد. گراسمن و کروگر (1991) در مطالعه‌ای، آثار آزادسازی تجاری روی وضعیت محیط‌زیست را به سه اثر مقیاس، اثر ترکیب و اثر فناوری تفکیک کردند .در این مطالعه، اثر مقیاس، بیان‌گر تغییر در اندازه فعالیت‌های اقتصادی، اثر ترکیب، بیان‌گر تغییر در ترکیب یا سبد کالاهای تولیدی و اثر فناوری بیان‌گر تغییر در فناوری تولید، به خصوص تغییر به سمت فناوری پاک است.  بنابراین، به دنبال آزادسازی تجاری، اثر مقیاس، به افزایش تخریب محیط زیست و اثر فناوری، به کاهش تخریب محیط زیست تمایل دارند. تأثیر اثر ترکیب نیز به نوع مزیت نسبی بستگی دارد، به طوری که با توجه به مزیت نسبی در یک کشور، اگرکشوری در کالاهای آلاینده مزیت داشته و در تولید آن کالاها تخصص پیدا کند، در آن صورت اثر ترکیب به‌واسطه تغییر ترکیب کالاهای تولیدی کشور به سمت کالاهای آلاینده، آثار منفی روی محیط زیست بر جای می‌گذارد و اگر به‌واسطه وجود مزیت نسبی کشوری در کالاهای پاک، تر کیب کالاهای تولیدی آن کشور به سمت کالاهای پاک تغییر کند، در آن‌صورت اثر ترکیب آثار مثبتی روی محیط زیست بر جای خواهد گذاشت. به طور کلی به‌دنبال آزادسازی تجاری، اگر اثر فناوری بر اثر مقیاس و اثر ترکیب (در حالت کشوری با مزیت نسبی در صنایع آلاینده) غالب شود و یا اگر اثر فناوری همراه با اثر ترکیب (در حالت کشوری با مزیت نسبی در صنایع پا ک ) بر اثر مقیاس غالب شود، در آن صورت آزاد سازی تجاری منجر به‌نتایج زیست محیطی مثبت می‌شود(برقی اسکویی، 1387). بر اساس ادبیات موضوعی که در بخش قیلی به آن اشاره شد شاخص توسعه مالی  نیز به عنوان یکی از عوامل مؤثر بر آلودگی زیست‌محیطی وارد مدل می‌شود. دلیل غالب وارد کردن متغیر توسعه مالی به رابطه مورد نظر این است که توسعه مالی سبب جذب سرمایه مستقیم خارجی و سطوح بالاتری از فناوری می‌گردد که این امر منجر به رشد اقتصادی بالاتر و بهبود کارکرد فعالیت‌های زیست محیطی می‌گردد( فرانکل و رومر ،1999). دلیل دیگر این است که توسعه مالی سبب دست یافتن کشورهای در حال توسعه به تکنولوژی‌های دوست‌دار محیط‌ زیست می‌گردد (فرانکل و روز، 2002; بردسال و ویلر[42]، 1993). از طرف دیگر توسعه مالی می‌تواند با افزایش فعالیت‌های صنعتی باعث گسترش آلودگی‌های صنعتی و تخریب محیط‌ زیست گردد (جنسن، 1996). به‌عبارتی هرچند توسعه مالی می‌تواند منجر به رشد اقتصادی گردد ولی عدم نظارت کافی در چگونگی تخصیص اعتبارات می‌تواند اثرات مخربی بر محیط‌زیست داشته باشد، لذا می‌توان در تخصیص اعتبارات شروطی همانند ملزم بودن تولید‌کنندگان به اخذ استانداردهای زیست‌محیطی را تعریف کرد. دلیل دیگر وارد کردن متغیر توسعه مالی به رابطه میان رشد و آلودگی، ایرادی است که استرن (2004) به جهت حذف متغیر‌های مهم، به رابطه EKC وارد می‌کند. همچنین DU به‌عنوان متغیر مجازی (برای لحاظ شوک سال‌های جنگ که مقدار آن برای سال‌های 1359-1367 یک و برای بقیه سال‌ها صفر منظور می‌شود) و  جمله اخلال، تعریف می‌شوند و ضمنا همه متغیرها به‌صورت لگاریتمی به‌کار رفته‌اند.

تامازیان و همکاران (2009) بیان می‌کنند که حضور متغیر مربوط به مصرف انرژی در مدل رگرسیون، می‌تواند بخش زیادی از تغییرات دی‌اکسید‌کربن را توضیح دهد، لذا جهت بررسی دقیق‌تر تأثیر سایر متغیرها بخصوص توسعه مالی، مدل بدون در نظر گرفتن متغیر مصرف انرژی نیز برآورد می‌شود (مدل دوم) :

(2)         

که در آن تعریف متغیرها بصورت قبل است.

 

2-3. روش برآورد مدل

در این مقاله از رویکرد مدل خودتوضیح با وقفه‌های گسترده (ARDL)، معرفی شده توسط پسران و همکاران[43] (2001) برای بررسی هم‌جمعی و نیز تخمین روابط کوتاه‌مدت و بلند‌مدت بین متغیرها استفاده شده است. این روش مزیت‌های زیادی نسبت به سایر تکنیک‌های مرسوم دارد و لذا به‌طورگسترده در مطالعات تجربی مورد استفاده قرار می‌گیرد. مهم‌ترین مزیت رویکرد ARDL این است که این روش صرف‌نظر از این‌که متغیرهای مدل (0) I یا(1) Iهستند، قابل کاربرد است[44]، دلیل دیگر این‌که این روش در نمونه‌های کوچک یا محدود کارایی نسبتا بیشتری در مقایسه با روش‌های دیگر دارد، هم‌چنین در این روش علاوه بر محاسبه روابط بلندمدت میان متغیرها، امکان محاسبه روابط پویا و کوتاه‌مدت وجود دارد ضمن آن‌که سرعت تعدیل به تعادل بلندمدت پس از شوک‌های کوتاه‌مدت، با افزودن مدل ECM قابل محاسبه است، افزون بر این مشکل درون‌زایی به‌دلیل همبسته نبودن جملات اخلال در رویکرد ARDL بروز نمی‌کند. (پسران و شین، 1999) مدل ARDL برای معادله (1) به‌صورت زیر تصریح می‌گردد:

(3)         

مدل ARDL برای انتخاب وقفه بهینه هریک از متغیر‌ها، ^k(1+p) رگرسیون را برآورد می‌کند (p حداکثر تعداد وقفه‌ها و k تعداد متغیرهای موجود در مدل است) و وقفه بهینه متغیرها بر اساس معیار شوارز- بیزین (SBC) یا معیار آکائیکی (AIC) انتخاب می‌شود.

قدم اول در برآورد مدل ARDL، بررسی وجود رابطه بلندمدت میان تمامی متغیرهای موجود در مدل، با به‌کارگیری آزمون F است، در این آزمون فرض صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها و فرض مقابل، وجود رابطه بلندمدت میان متغیرهاست که به‌صورت زیر تعریف می‌شوند :

(4)                     

آماره F به‌دست آمده با دو مقدار بحرانی مقایسه می‌شود، مقدار پایین‌تر با فرض (0) I بودن تمامی متغیرها و مقدار بالاتر با فرض (1) Iتمام متغیرهاست. اگر آماره F محاسباتی از حد بالای مقدار بحرانی بزرگتر باشد، فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلندمدت رد می‌شود و اگر آماره آزمون کمتر از حد پایین مقدار بحرانی باشد، فرضیه صفر را نمی‌توان رد کرد و اگر آماره بین حد بالا و حد پایین مقادیر بحرانی باشد، نتیجه غیرقطعی خواهد بود.

در مرحله دوم، چنانچه وجود هم‌جمعی تأیید شود (رد فرضیه صفر) مدل  بلندمدت به‌صورت زیر برآورد می‌شود :

(5)         

که در آن رتبه‌های مدل با استفاده از ضابطه شوارز- بیزین(SBC) انتخاب می‌گردد. آخرین مرحله در برآورد یک مدل ARDL، بررسی رابطه کوتاه‌مدت بین متغیرها و محاسبه سرعت تعدیل عدم تعادل‌های کوتاه‌مدت در هر دوره برای رسیدن به تعادل بلند‌مدت است. برای این منظور مدل تصحیح خطا ECM به‌صورت ذیل تعریف می‌شود:

(6)         

که در آن ، ، ، ،  و  ضرایب پویای کوتاه‌مدت همگرایی مدل به بلند‌مدت و α سرعت تعدیل است. معادلات مربوط به مدل بدون متغیر مصرف انرژی (مدل 2) نیز به شیوه مشابهی قابل استخراج است. برای اطمینان از ثبات ضرایب مدل برآورد شده در طول زمان، از آزمون‌های مجموع تجمعی باقیمانده‌ها ([45]CUSUM) و مجموع تجمعی مربعات باقیمانده‌ها ([46]CUSUMSQ) استفاده می‌شود. اگر نمودارهای رسم شده مابین مرزهای بحرانی قرار بگیرد، در سطح 95% فرض صفر مبنی بر ثبات پارمترها و عدم شکست ساختاری را نمی‌توان رد کرد.

 

3-3. داده‌ها

داده‌های این پژوهش سالانه است و دوره زمانی 1387-1350 را شامل می‌شود[47]. با توجه به نقش ویژه دی‌اکسید‌کربن درآلودگی هوا و نیز افزایش پدیده گرمایش جهانی (IPCC، 2007)، انتشار دی‌اکسید‌کربن به عنوان معیار آلودگی محیط‌ زیست درنظر گرفته می‌شود. گاز دی‌اکسید‌کربن یکی از مهمترین گازهای گلخانه‌ای است که منجر به تغییرات آب و هوا و گرمایش کره زمین شده است و به همین جهت به عنوان آلودگی فرامرزی معروف است، از طرفی جریان صنعتی شدن منجر به بهره‌برداری فشرده از سوخت‌های فسیلی جهت تولید و حمل و نقل  و در نهایت موجب آزاد شدن حجم قابل توجهی از گاز دی‌اکسید‌کربن به جو زمین شده است(بوتکین و کلر ،1379). در بسیاری از مطالعات تجربی در این زمینه مانند محاسبه پس‌انداز تعدیل شده توسط بانک جهانی(برای محاسبه استهلاک منابع طبیعی) و همچنین محاسبه تولید ناخالص ملی سبز از گاز دی‌اکسید‌کربن به‌تنهایی به عنوان شاخص آلودگی زیست محیطی استفاده شده است(عاقلی کهنه شهری، 1382). داده‌های انتشار‌دی‌اکسیدکربن برحسب میلیون تن، مصرف انرژی برحسب میلیون تن معادل بشکه نفت خام و تولید ناخالص داخلی بر حسب میلیارد ریال و به قیمت ثابت سال 1376وارد مدل می‌شوند. شاخص درجه باز بودن اقتصاد به‌صورت مجموع صادرات و واردات به GDP ‌محاسبه می‌گردد، این متغیر که در مطالعات دیگری نظیر هالیچی اوغلو (2009)، انگ (2009) و نصرالهی و غفاری (1388) نیز به‌کار گرفته شده جهت اجتناب از مشکلات مربوط به حذف متغیر مهم از مدل، به رگرسیون اضافه می‌گرد، باید اشاره کرد که  آزاد سازی تجاری بدلیل تاثیرات سودمندی که بر روی بهره‌وری، پذیرش و استفاده از تکنولوژی بهتر و پیشرفت سرمایه‌گذاری به عنوان محرک رشد اقتصادی مطرح شده است، ولی انتقادی که همیشه به آزادسازی وارد است مربوط به مشکلات زیست محیطی می‌باشد، پویایی‌های اخیر تجارت، بازارهای جهانی را به سمت سرمایه‌گذاری و تولید رقابتی سوق داده است، که این فرآیند به‌طور معناداری اثرات مخرب فعالیت‌های اقتصادی را در سراسر جهان افزایش داده است(میت و همکاران[48]، 2006) از همین روی شناسایی اثر آزادسازی بر آلودگی محیط‌زیست در ایران می‌تواند به اتخاذ سیاست‌های کاراتر منجر گردد.

توسعه مالی می تواند در دو بخش بانکی و غیر بانکی رخ دهد. تجربه کشورها حاکی از آن است که در کشورهای پیشرفته ابداعات و نوآوری‌های مالی عمدتا در خارج از سیستم بانکی رخ می دهد و پایه توسعه مالی بر اساس پیشرفت‌های مالی در بخش غیر بانکی است، اما در کشورهای در حال توسعه، توسعه مالی عمدتا بر اساس اصلاح عملکرد بانک‌ها بوده و دربخش غیر بانکی رخ نمی‌دهد. بنابراین در انتخاب شاخص نشان‌دهنده توسعه مالی می‌بایست به این نکته توجه شود و شاخصی مورد استفاده قرار گیرد که بتواند تحولات و اصلاحات بانکی را نشان دهد، از آن‌جا که در کشور ما تمرکز عمده سیاستگذاران در ارتباط با پیشرفت و گسترش بازارهای مالی معطوف به بخش بانکی کشور است و هنوز ابداعات و نوآوری‌ها جهت توسعه مالی در بخش غیر بانکی چشمگیر نیست، لذا چگونگی اعطای اعتبارات سیستم بانکی می‌تواند معیار مناسبی برای نشان دادن درجه توسعه مالی در ایران باشد(نظیفی1383). از آنجا که اعتبارات پرداخت شده به بخش خصوصی هم به لحاظ کیفی و هم کمی برای سرمایه‌گذاری مهم است(دمیتریادس و حسین[49]،1996) لذا برای اندازه گیری توسعه مالی از نسبت اعتبارات پرداخت شده به بخش خصوصی توسط بانک‌ها و موسسات اعتباری به تولید ناخالص داخلی استفاده می‌شود. داده‌های مربوط به انتشار دی‌اکسید‌کربن و مصرف انرژی از آمارهای منتشر شده BP[50] (یکی از موسسات معتبر در ارائه آمارهای انرژی در جهان)، داده‌های تولید ناخالص داخلی و اعتبارات پرداخت شده به بخش خصوصی از سری‌های زمانی بانک مرکزی و داده‌های مربوط به آزادی تجاری از شاخص‌های توسعه بانک جهانی[51] جمع‌آوری شده‌اند.

جهت برآورد مدل از نرم‌افزارهای Eviews6 و Microfit4 استفاده می‌شود. پس از انجام آزمون ریشه واحد، وجود یا عدم وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها توسط آزمون F بررسی شده و ضرایب بلندمدت محاسبه می‌شود. در مرحله بعد به‌منظور بررسی رابطه کوتاه‌مدت، مدل تصحیح خطا برآورد شده و سرعت تعدیل به تعادل بلندمدت به‌دست می‌آید. در پایان نیزجهت حصول اطمینان از ثبات ضرایب در طول زمان، آزمون‌های CUSUM وCUSUMSQ انجام می‌شود.

4. برآورد مدل

1-4. آزمون ریشه واحد

همان‌طور که قبلا بیان گردید روش ARDL صرف‌نظر از این‌که متغیرهای مدل (0) I یا (1) I هستند، قابل کاربرد است. درصورت وجود متغیرهای (2)I، آماره F محاسبه شده معتبر نخواهد بود (اوتارا[52]، 2004). لذا انجام آزمون ریشه واحد برای تعیین این‌که هیچ یک از متغیرها جمعی از مرتبه دو یا بیشتر نیستند، ضروری است.

روش‌های مختلفی برای انجام آزمون ریشه واحد و بررسی پایایی متغیرها وجود دارد، اما  با توجه به اینکه اقتصاد ایران تحت تأثیر تحولاتی نظیر انقلاب و جنگ بوده و در نتیجه احتمال تغییرات ساختاری در سری‌های زمانی وجود دارد، بهتر است برای بررسی دقیق‌تر از آزمون‌های مختص بررسی شکست ساختاری در سری‌های زمانی مانند  آزمون زیوت- اندریوز^[53]برای انجام آزمون ریشه واحد نیز استفاده شود. زیوت و اندریوز درسال 1992 با بسط روش پرون آزمونی برای تعیین درونزای سال شکست ساختاری ارائه کردند. لازم به ذکر است که تعیین درونزای یک شکست ساختاری بالقوه لزوما به معنی وجود یک شکست ساختاری واقعی نمی‌باشد و این مساله در حقیقت بیان کننده این است که اگر واقعا شکستی رخ داده باشد بیشترین احتمال وقوع آن در زمان تعیین شده بصورت درونزا خواهد بود. نتایج این آزمون برای تمامی متغیرهای الگو در جدول  1  مشاهده می‌شود.

 

جدول 1. آزمون ریشه واحد زیوت - اندریوز برای سطح داده‌ها

منبع: یافته‌های تحقیق

 

با مقایسه آماره‌های آزمون با مقادیر بحرانی ارائه شده توسط  زیوت و اندریوز (1992) می‌توان نتیجه گرفت که هیچ‌یک از متغیرهای موجود در مدل، جمعی از مرتبه دو و یا بالاتر  نیست[54]، لذا نتایج برآورد مدل ساختگی نبوده و آزمون F معتبر است و می‌توان مدل ARDL را برای بررسی رابطه میان متغیرها بکار گرفت.

 

2-4. آزمون F

قدم بعدی در رویکرد ARDL بررسی وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها با استفاده از آزمون F است. برای محاسبه آماره F، می‌بایست معادله 3(برای هریک از متغیرها) رابه روش OLS برآورد کرده و سپس معناداری مشترک ضرایب متغیرهای سطح با وقفه را بر اساس رابطه (4) آزمون کرد، اگر یکی از آماره‌های F بیشتر از حد بالای ارزش بحرانی به‌دست آید، آن‌گاه وجود رابطه بلند‌مدت میان متغیرها تأیید می‌گردد. (تشکینی، 1384). جدول2 نتایج آماره‌های F محاسبه شده وقتی که تفاضل مرتبه اول هر متغیر به‌عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته می‌شود را نشان می‌دهد، در جدول 3 نیز نتایج آزمون F برای مدل دوم (مدل بدون متغیر مصرف انرژی) مشاهده می‌شود.

همان‌طور که از نتایج جدول مشاهده می‌شود چون حداقل یکی از آماره‌‌های F محاسبه شده بیشتر از حد‌ بالای مقدار بحرانی است، در هر دو مدل در سطح اطمینان 95% فرض صفر مبنی بر عدم وجود رابطه بلند‌مدت میان متغیرها را نمی‌شود پذیرفت و لذا وجود رابطه بلند‌مدت میان متغیرهای مدل تأیید می‌گردد.

 

 

 

جدول 2.  نتایج آزمون Fبرای مدل اول

در سطح اطمینان 95% حد بالایی مقدار بحرانی برابر 805/3 و حد پایینی آن برابر 649/2 است

منبع: خروجی Microfit

 

جدول 3.  نتایج آزمون Fبرای مدل دوم

در سطح اطمینان 95% حد بالایی مقدار بحرانی برابر 049/4 و حد پایینی آن برابر 85/2 است.

منبع: خروجی Microfit

 

3-4. نتایج تخمین بلندمدت

پس از اطمینان از وجود رابطه هم‌جمعی میان متغیرهای مدل، ضرایب بلند مدت بر اساس معادله 5 برآورد می‌شود[55]. نتایج مربوط به مدل اول و مدل دوم( بدون حضور متغیر مصرف انرژی) در جدول 4 مشاهده می‌شود.

نتایج حاصل نشان می‌دهد که ضرایب از معنی‌داری بالایی برخوردار بوده و علامت آن‌ها سازگار با تئوری است، در هر دو مدل متغیر موهومی به‌لحاظ آماری معنادار نیست ولی از آنجایی‌که حضور آن در معادلات الگو، بهبود نسبی ایجاد می‌کند آنرا وارد مدل می‌کنیم، بقیه متغیر‌ها در هر دو مدل ( بجز مجذور تولید و توسعه مالی در مدل دوم که در سطح 10% معنی‌دارند) در سطح اطمینان 95% معنی‌دار هستد. از آنجایی که متغیرها به‌صورت لگاریتمی وارد مدل شده‌اند، ضرایب به‌دست آمده کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به متغیر مورد نظر را نشان می‌دهند.

جدول 4. ضرایب بلند‌مدت

منبع: یافته‌های تحقیق

 

در مدل اول ضریب مصرف انرژی 94/0 و نزدیک به واحد است بدین معنی‌که با یک درصد افزایش در مصرف انرژی انتشار دی‌اکسید‌کربن حدود 94/0 درصد افزایش می‌یابد. انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به تولید ناخالص داخلی باکشش بوده و نیز بیشترین تغییرات مربوط به آلودگی محیط‌ زیست ناشی از این متغیر است. مثبت بودن ضریب تولید ناخالص داخلی و نیز علامت منفی ضریب مجذور آن، منحنی کوزنتس زیست ‌محیطی(به شکل U وارون) را مورد تأیید قرار می‌دهد. ضریب مثبت توسعه مالی نشان می‌دهد که با افزایش 10 درصدی در نسبت اعتبارات پرداخت شده به تولید ناخالص داخلی، انتشار دی‌اکسید‌کربن به میزان 22/0 درصد افزایش می‌یابد، این امر بیانگر این است که توسعه مالی در ایران با افزایش فعالیت‌های صنعتی و تولیدی می‌تواند عاملی برای افزایش آلودگی و تخریب محیط‌ زیست باشد ونیز توسعه مالی در ایران هنوز منجر به بهبود تکنولوژی و دست‌یابی به تکنولوژی‌های دوست‌دار محیط‌ زیست نشده است. آزاد سازی تجاری با ایجاد فضای رقابتی برای تولید کالاهایی با آلایندگی کمتر و نیز کاهش استفاده از انرژی‌ها و سوخت‌های فسیلی به‌دلیل کاهش هزینه‌های تمام شده محصول، موجب کاهش آلودگی محیط‌ زیست می‌گردد بطوری‌که با افزایش 10 درصدی در میزان آزادی تجاری انتشار دی‌اکسید‌کربن به میزان 15/0 درصد کاهش می‌یابد. ( این نتیجه‌گیری با سایر مطالعات نظیر مهرابی بشرآبادی و همکاران، 1389 و لطفعلی‌پور و همکاران، 1390 سازگار است). با حذف متغیر مصرف انرژی از مدل، نتایج فوق مجددا به‌دست می‌آید با این تفاوت که میزان تأثیر گذاری سایر متغیرها بر انتشار دی‌اکسیدکربن به میزان قابل توجهی افزایش می‌یابد. در این حالت نیز توسعه مالی و سطح درآمد تأثیر مثبت و آزادی تجاری تأثیر منفی بر آلودگی محیط‌ زیست دارند، هم‌چنین فرضیه EKC نیز تأیید می‌شود.

براساس آزمون‌های تشخیصی در هر‌ دو مدل، فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس، عدم خودهمبستگی اجزای اخلال، تصریح درست فرم تبعی و توزیع نرمال جملات پسماند را نمی‌توان رد کرد که این امر اعتبار مدل‌ها را نشان می‌دهد.

 

4-4. تخمین نتایج کوتاه‌مدت و سرعت تعدیل

مدل تصحیح خطا بر اساس معادله 6 جهت بررسی ضرایب کوتاه‌مدت و سرعت تعدیل به مقدار تعادلی بلندمدت، برآورد می‌شود. همانند ضرایب بلند‌مدت، ضرایب کوتاه‌مدت نیز نشان‌دهنده کشش هستند. همان‌طور که در جدول 5 مشاهده می‌شود نتایج کوتاه‌مدت اندکی با بلندمدت متفاوت است. در مدل اول غیر از ضریب آزادی تجاری و عرض از مبدأ سایر ضرایب در سطح 95% معنی‌دار هستند. در کوتاه مدت نیز کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به مصرف انرژی نزدیک واحد و نسبت به تولید ناخالص داخلی بزرگتر از واحد است، هم‌چنین با توجه به ضریب منفی و معنادار ²y، فرضیه منحنی زیست ‌محیطی کوزنتس در کوتاه‌مدت در سطح اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد.

 

جدول 5. نتایج برآورد مدل تصحیح خطا

منبع: یافته‌های تحقیق

 

همانند بلندمدت در کوتاه‌مدت نیز توسعه مالی اثر مثبت و معنی‌داری روی آلودگی محیط‌ زیست دارد و با افزایش ده درصدی در آن، انتشار دی‌اکسید‌کربن به میزان 16/0 درصد افزایش می‌یابد. هم‌چنین جمله تصحیح خطا مطابق انتظار منفی و معنادار است که نشان می‌دهد عدم تعادل در کوتاه‌مدت تعدیل می‌شود تا رابطه تعادلی بلندمدت ایجاد شود. مقدار این ضریب 68/0-  است که به‌معنای تعدیل 68 درصدی در هر دوره تا رسیدن به تعادل بلند مدت است.

بر اساس نتایج مدل دوم(که متغیر مصرف انرژی را لحاظ نمی‌کنیم)، در کوتاه مدت توسعه مالی و آزاد‌سازی تجاری تأثیر معناداری بر انتشار دی‌اکسید‌کربن ندارند ولی تولید ناخالص داخلی اثر مثبت و معناداری بر آلودگی محیط‌ زیست دارد و نیز با توجه به ضریب y² ، فرضیه EKC در کوتاه‌مدت در سطح اطمینان 90%  مورد تأیید قرار می‌گیرد .هم‌چنین ضریب تصحیح خطا 48/0- برآورد شده که معنی‌دار و دارای علامت صحیح است و نشان می‌دهد که در هر سال 48 درصد از عدم تعادل کوتاه‌مدت برای دستیابی به تعادل بلندمدت تعدیل می‌شود.

 

5-4. آزمون ثبات

نتایج آزمون‌های CUSUM وCUSUMSQ برای بررسی ثبات ضرایب برآورد شده در طول زمان در نمودارهای 1 (برای مدل اول) و  2 ( برای مدل دوم) آورده شده است. چون در هر دو آزمون برای هر دو مدل، آماره‌ها در داخل فواصل اطمینان 95 درصد قرار دارند لذا فرض صفر مبنی بر ثبات ضرایب را نمی‌توان رد کرد و بر این اساس نتایج به‌دست آمده معتبر هستند.

 

 

نمودار 1. آزمون‌های CUSUM وCUSUMSQ برای مدل اول

 

نمودار 2. آزمون‌های CUSUM وCUSUMSQ برای مدل اول

منبع: خروجی Microfit

5. نتیجه‌گیری و پیشنهادات

نقش توسعه مالی در رشد اقتصادی و تأثیر آن بر محیط‌ زیست از جنبه‌های مختلفی قابل بحث است. توسعه مالی در یک کشور می‌تواند موجب جذب هرچه بیشتر سرمایه مستقیم خارجی و دستیابی به سطوح بالاتری از تکنولوژی از جمله تکنولوژی‌های دوست‌دار محیط‌ زیست گردد، هم‌چنین با گسترش فعالیت‌های تحقیق و توسعه و ایجاد منابع مالی با هزینه پایین برای اجرای پروژه‌های زیست محیطی در بنگاه‌های اقتصادی، می‌تواند باعث کاهش آلودگی محیط‌ زیست گردد. اما از طرف دیگر افزایش فعالیت‌های صنعتی ناشی از توسعه مالی می‌تواند  عاملی برای افزایش آلودگی صنعتی و تخریب محیط‌ زیست باشد. در این مقاله تأثیر توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی بر انتشار دی‌اکسید‌کربن( به‌عنوان معیاری برای آلودگی محیط‌ زیست ) را طی دوره 1387-1350 برای ایران و با استفاده از رویکرد ARDL بررسی کردیم. پس از انجام آزمون ریشه واحد و اطمینان از این‌که هیچ یک از متغیرها (2)I نیست، وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها با آزمون F تأیید شد. پس از انتخاب وقفه بهینه مدل ARDL توسط معیار SBC، ضرایب بلندمدت و مدل تصحیح خطا برآورد شد. نتایج نشان می‌دهد که در بلندمدت توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی اثر مثبت و معنی‌دار و آزادسازی تجاری اثر منفی و معنی‌دار بر انتشار دی‌اکسید‌کربن دارند، هم‌چنین کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به توسعه مالی در بلندمدت بیشتر از کوتاه‌مدت است که به معنی اثرگذاری بیشتر توسعه مالی بر انتشار دی‌اکسید‌کربن در بلند‌مدت است، در مقابل کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به تولید ناخالص داخلی، مصرف انرژی و آزادسازی تجاری در کوتاه‌مدت بیشتر از بلندمدت است، ضریب ECM نیز مطابق انتظار منفی بوده و سرعت تعادل به بلند‌مدت را نشان ‌می‌دهد.تامازیان و همکاران (2009) اشاره می‌کنند که حضور متغیر مربوط به مصرف انرژی در مدل رگرسیون، می‌تواند بخش زیادی از تغییرات دی‌اکسید‌کربن را توضیح دهد، لذا جهت بررسی دقیق‌تر تأثیر سایر متغیرها بخصوص توسعه مالی، مدل را بدون در نظر گرفتن متغیر مصرف انرژی نیز برآورد می‌کنیم، در این‌حالت نیز در بلند‌مدت توسعه مالی اثر مثبت و معنی‌دار بر انتشار دی‌اکسید‌کربن داشته و کشش‌ها در بلندمدت بیشتر از کوتاه‌مدت است. در هردو مدل کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به تولید ناخالص داخلی مثبت و بزرگتر از واحد است که به معنی تأثیر مثبت افزایش تولید ناخالص داخلی بر آلودگی محیط‌ زیست است، اما کشش انتشار دی‌اکسید‌کربن نسبت به مجذور تولید ناخالص داخلی، منفی و کوچکتر از واحد به‌دست آمد که نشان می‌دهد تداوم رشد تولید ناخالص داخلی می‌تواند منجر به بهبود کیفیت محیط‌ زیست گردد. به‌بیان دیگر نتایج نشان می‌دهد که منحنی زیست محیطی کوزنتس (به شکل U معکوس) در ایران صادق است.

با توجه به تأثیر مثبت توسعه مالی بر انتشار دی‌اکسید‌کربن،  می‌توان گفت که توسعه مالی در ایران هنوز منجر به بهبود تکنولوژی و دست‌یابی به تکنولوژی‌های دوست‌دار محیط‌ زیست نشده و در مقابل با افزایش فعالیت‌های صنعتی و تولیدی باعث افزایش آلودگی و تخریب محیط‌ زیست گردیده است. طبق ادبیات موضوع برای بهره‌مندی از مزایای توسعه مالی در جهت بهبود کیفیت محیط‌ زیست، سیاستگذاران می‌توانند تمهیداتی جهت جذب سرمایه‌های مستقیم خارجی و تکنولوژی‌های با کارایی بالا و مصرف انرژی پایین به‌کار گیرند، هم‌چنین با ارائه تسهیلات ارزان به بنگاه‌های صنعتی و تصویب قوانینی آن‌ها را ملزم به سرمایه‌گذاری در پروژهای سبز به منظور ارتقای پروسه تولیدی و اخذ گواهینامه‌های زیست ‌محیطی نمایند.

از آنجاکه مصرف انرژی تأثیر مثبت بر انتشار دی‌اکسید‌کربن دارد به نظر می‌رسد که باید اقداماتی در زمینه اصلاح و افزایش کارایی مصرف انرژی در اقتصاد ایران انجام شود، این امر می‌تواند موجب کاهش انتشار دی‌اکسید‌کربن شده و رابطه مستقیم رشد اقتصادی با انتشار دی‌اکسید‌کربن را کم‌رنگ و حتی جهت آن را تغییر دهد، در این‌‌حالت کشور در راستای اهداف توسعه پایدار گام بر‌می‌دارد (محمد‌باقری، 1389). البته با آغاز اجرای قانون هدفمندی یارانه‌ها در سال 1389 و اصلاح قیمت‌ حامل‌های انرژی، قدم‌های اولیه برای اصلاح الگوی مصرف انرژی برداشته شده و به‌نظر می‌رسد با برنامه‌ریزی‌های دقیق‌تر و جامع‌تر در این زمینه می‌توان به نتایج مثبت آن در آینده امیدوار بود. هم‌چنین با گسترش مبادلات بین‌المللی و ایجاد فضای رقابتی،با بهینه شدن پروسه تولید،مصرف انرژی‌های فسیلی کاهش یافته و کیفیت محیط‌ زیست ارتقاء می‌یابد.

 

 

 

 

منابع

الف- فارسی

آماده، حمید، حق‌دوست، احسان و آرش اعظمی (1388)، «بررسی رابطه حجم گازهای گلخانه‌ای و تولید ناخالص داخلی سرانه در ایران (مطالعه موردی دی‌اکسیدکربن)»، پژوهشنامه اقتصادی، سال نهم، شماره 35: 237-209.

آماده، حمید، قاضی، مرتضی و زهره عباسی‌فر (1388)، «بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی و اشتغال در بخشهای مختلف اقتصاد ایران»، تحقیقات اقتصادی، سال چهل و چهارم، شماره 86: 38-1.

امیر تیموری، سمیه و صادق خلیلیان (1388)، «بررسی رشد اقتصادی و میزان انتشار گاز ₂COدر کشورهای عضو اوپک: رهیافت منحنی زیست‌محیطی کوزنتس»، علوم محیطی، سال هفتم، شماره 1: 172-161.

برقی اسکویی، محمدمهدی (1387)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه‌ای (دی‌اکسیدکربن) در منحنی زیست‌محیطی کوزنتس»، تحقیقات اقتصادی، شماره 82: 21-1.

بهبودی، داود، فلاحی، فیروز و اسماعیل برقی‌گلعذانی (1389)، «عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن در ایران (1383-1346)»، تحقیقات اقتصادی، دوره90، شماره 45 : 17-1.

بوتکین، دانیل و ادوارد کلر (1379)، مسائل محیط‌زیست: فرسایش لایه ازن، گرم شدن زمین و آلودگی هوا، ترجمه یونس کریم‌پور، آذربایجان ‌غربی، انتشارات جهاددانشگاهی

پژویان، جمشید و بیتا تبریزیان (1389)، «بررسی رابطه رشد اقتصادی و آلودگی زیست‌محیطی با استفاده از یک مدل شبیه‌سازی پویا»، پژوهشنامه اقتصادی، سال دهم، شماره 38 : 203-175.

پژویان، جمشید و مریم لشکری‌زاده (1389)، «بررسی عوامل تأثیرگذار بر رابطه میان رشد اقتصادی و کیفیت زیست‌محیطی»، پژوهشهای اقتصادی ایران، سال سیزدهم، شماره 42: 188-169.

پژویان، جمشید و نیلوفر مرادحاصل (1386)، «بررسی اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا»، پژوهشهای اقتصادی، سال هفتم، شماره 4 :141-160

تشکینی، احمد (1384)، اقتصادسنجی کاربردی به کمک Microfit، تهران، دیباگران تهران

حسنی صدرآبادی، محمدحسین، عمادالاسلام، هدیه و علی کاشمری (1386)، «بررسی رابطه علی مصرف انرژی، اشتغال و تولید ناخالص داخلی ایران طی سال­های 1384-1350»، پژوهشنامه علوم انسانی و اجتماعی «علوم اقتصادی»، سال هفتم، شماره 24: 58-31.

شرزه­ای، غلامعلی و مجید حقانی (1386)، «بررسی رابطه علی میان انتشار دی‌اکسیدکربن و درآمد ملی، با تأکید بر نقش مصرف انرژی»، نشریه تحقیقات اقتصادی، دوره 87 : 90-75.

صالح، ایرج، شعبانی، زهره، سادات باریکانی، سید حامد و سعید یزدانی (1388)، «بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه‌ای در ایران (مطالعه موردی: گاز دی‌اکسیدکربن)»، اقتصاد کشاورزی و توسعه، سال هفدهم، شماره 66: 41-19.

عاقلی کهنه شهری، لطفعلی (1382)، محاسبه GNP سبز و درجه پایداری درآمد ملی در ایران، پایان‌نامه دکتری، دانشگاه تربیت مدرس

فطرس، محمدحسن و جواد براتی (1390)، «تجزیه انتشار دی‌اکسیدکربن ناشی از مصرف انرژی به بخش‌های اقتصادی ایران، یک تحلیل تجزیه شاخص»، مطالعات‌ اقتصادانرژی‌، سال هشتم، شماره 28: 73-49.

فطرس، محمدحسن و میثم نسرین دوست (1388)، «بررسی رابطه آلودگی هوا، آلودگی آب، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران 83-1359»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال ششم، شماره 21، تابستان 1388 : 135-113.

فلاحی، فیروز و عبدالرحیم هاشمی دیزج (1389)، «رابطه علیت بین GDP و مصرف انرژی در ایران با استفاده ازمدلهای مارکوف سوییچینگ»، مطالعات‌ اقتصاد انرژی‌، سال هفتم، شماره 26: 152-131.

لطفعلی‌پور، محمدرضا، فلاحی، محمدعلی و ملیحه آشنا (1390)، «بررسی رابطه انتشار دی‌اکسیدکربن با رشد اقتصادی، انرژی و تجارت در ایران»، تحقیقات اقتصادی، سال چهل و ششم، شماره 94: 173-151.

محمدباقری، اعظم (1389)، «بررسی روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت بین تولید ناخالص داخلی،مصرف انرژی و انتشار دی‌اکسیدکربن در ایران»، مطالعات‌ اقتصاد انرژی‌، سال هفتم، شماره 27: 129-101.

مولایی، مرتضی، کاوسی‌کلاشمی، 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 1 : 216-205.

نجارزاده، رضا و اعظم عباس محسن (1383)، «رابطه بین مصرف حامل‌های انرژی و رشد بخشهای اقتصادی در ایران»، مطالعات‌ اقتصاد انرژی‌، سال اول، شماره دوم : 80-61.

نصرالهی زهرا و مرضیه غفاری گولک (1388)، «توسعه اقتصادی و آلودگی محیط زیست در کشورهای عضو پیمان کیوتو و کشورهای آسیای جنوب‌غربی (با تأکید بر منحنی زیست‌محیطی کوزنتس)»، پژوهشنامه علوم اقتصادی، سال نهم، شماره 35 : 126-105.

نظیفی، فاطمه (1383)، «توسعه مالی و رشد اقتصادی ایران»، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 14: 130-97

 

ب- انگلیسی

Akinlo, A. E. (2009), “Electricity Consumption and Economic Growth in Nigeria: Evidence from Cointegration and Co-feature Analysis”, Journal of Policy Modeling, 31(5), 681-693.

Alam, S., Fatima, A. & M. S. Butt (2007), “Sustainable Development in Pakistan in the Context of Energy Consumption Demand and Environmental Degradation”, Journal of Asian Economics, 18(5), 825-837.

Al-Iriani, M. A. (2006), “Energy-GDP Relationship Revisited: An Example from GCC Countries Using Panel Causality”, Energy Policy, 34, 3342-3350.

Ang, J. B. (2008), “Economic Development, Pollutant Emissions and Energy Consumption in Malaysia”, Journal of Policy Modeling, 30(2), 271-278.

Apergis, N. & J. E. Payne (2010), “Energy Consumption and Growth in South America: Evidence from a Panel Error Correction Model”, Energy Economics, 32(6), 1421-1426.

Belke, A., Dobnik, F. & C. Dreger (2011), “Energy Consumption and Economic Growth: New Insights into the Cointegration Relationship”, Energy Economics, 33(5), 782-789.

Birdsall, N. & D. Wheeler (1993), “Trade Policy and Industrial Pollution in Latin America: Where are the Pollution Havens?”, Journal of Environment and Development, 2(1), 137-149.

Caviglia-Harris, J. l., Chambers, D. & J. Kahn (2009), “Taking the “U” out of Kuznets: A Comprehensive Analysis of the EKC and Environmental Degradation”, Ecological Economics, 68(4), 1149-1159.

Chiou-Wei, S. Z., Chen, C. F. & Z. Zhu (2008), “Economic Growth and Energy Consumption Revisited: Evidence from Linear and Nonlinear Granger Causality”, Energy Economics, 30(6), 3063-3076

Coondoo, D. & S. Dinda (2008), “Carbon Dioxide Emission and Income: A Temporal Analysis of Cross-country Distributional Patterns”, Ecological Economics, 65(2), 375-385.

Cox, A., Collins, A., Woods, L. & N. Ferguson (2012), “A Household Level Environmental Kuznets curve? Some Recent Evidence on Transport Emissions and Income”, Economics Letters, 115(2), 187-189.

Daly, H. (1977), Steady-State Economics, Island Press.

Dasgupta, S., Hong, J. H., Laplante, B. & N. Mamingi (2004), “Disclosure of Environmental Violation and Stock Market in the Korea”, Ecological Economics, 58(4), 759-777.

Dasgupta, S., Laplante, B. & N. Maming (2001), “Pollution and Capital Markets in Developing Countries”,  Journal of Environmental Economics and Management, 42(3), 310-335.

Demetriades, P. O. & K. A. Hussein (1996), “Does Financial Development Cause Economic Growth? Time-series Evidence from 16 Countries”, Journal of  Development Economics, 51:387-411.

Dinda, S. & D. Coondoo (2006), “Income and Emission: A Panel Data-based Cointegration Analysis”, Ecological Economics, 57(2), 167-181.

Frankel, J. & A. Rose (2002), “An Estimate of the Effect of Common Currencies on Trade and Income”, Quarterly Journal of Economics, 117(2), 437-466

Frankel, J. & D. Romer (1999), “Does Trade Cause Growth?”, The American Economic Review, 89(3), 379-399.

Fuinhas, J. A. & A. C. Marques (2011), “Energy Consumption and Economic Growth Nexus in Portugal, Italy, Greece, Spain and Turkey: An ARDL Bounds Test Approach (1965–2009)”, Energy Economics, In Press.

Grossman, G. & A. Krueger (1991), “Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement”, National Bureau of Economic Research Working Paper, vol.  3914.  NBER, Cambridge, MA.

Grossman, G. & A. Krueger (1995), “Economic Environment and the Economic Growth”, Quarterly Journal of Economics, 110(1), 353-377.

Halicioglu, F. (2009), “An Econometric Study of Co₂ Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey”, Energy Policy, 37(3), 1156-1164

Hamit-Haggar, M. (2012), “Greenhouse Gas Emissions, Energy Consumption and  Economic Growth: A Panel Cointegration Analysis from Canadian Industrial Sector Perspective”, Energy Economics, 34(1), 358-364.

IPCC (2007), Climate change 2007 :Physical Science Basis. Contribution of Working Group 4^thReport of Intergovernmental Panel on Climate Change, Paris.

Jalil, A. & M. Feridun (2011), “The Impact of Growth, Energy and Financial Development on the Environment in China: A Cointegration Analysis”, Energy Economics, 33(2), 284-291

Jensen, V. (1996), “The Pollution Haven Hypothesis and the Industrial Flight Hypothesis: Some Perspectives on Theory and Empirics”, Working paper, Centre for Development and The Environment, University of Oslo.

Lee, C. C. (2005), “Energy Consumption and GDP in Developing Countries: A Cointegrated Panel Analysis”, Energy Economics, 27(3), 415-427.

Lee, C. C. & C. P. Chang (2008), “Energy Consumption and Economic Growth in Asian Economies: A More Comprehensive Analysis Using Panel Data”, Resource and Energy Economics, 30(1), 50-65.

Liu, X. (2005), “Explaining the Relationship between CO₂ Emissions and National Income-The role of Energy Consumption”, Economics Letters, 87(3), 325-328

Managi, S. & P. R. Jena (2008), “Environmental Productivity and Kuznets Curve in India”, Ecological Economics, 65(2), 432-440.

Managi, S. & T. Tsurumi (2010), “Does Energy Substitution Affect Carbon Dioxide Emissions Income Relationship?”, Journal of the Japanese and International Economies, 24(4), 540-551.

Mehrara, M. (2006), “The Relationship between Energy Consumption and Economic Growth in Iran”, Iranian Economic Review, 10, 137-148.

Mehrara, M. (2007), “Energy Consumption and Economic Growth: The Case of Oil Exporting Countries”, Energy Policy, 35, 2939-2945.

Menyah, K. & Y. Wolde-Rufael (2010), “Energy Consumption, Pollutant Emissions and Economic Growth in South Africa”, EnergyEconomics, 32(6), 1374-1382.

Mete, F. F., Sunday, A. & B. Jean (2006), “Impact of Trade Liberalization on the Environment in Developing Countries: The case of Nigeria”, Journal of Developing Societies, 21, 39-56.

Ouattara, B. (2004), Foreign Aid and Fiscal Policy in Senegal, Mimeo University of Manchester

Pesaran, M. H. & Y. Shin (1999), An Autoregressive Distributed Lag Modeling Approach to Cointegration Analysis, Chapter 11, Cambridge University, Cambridge

Pesaran, M. H., Shin, Y. & R. J. Smith (2001), “Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationship”, Journal of Applied Econometrics, 16, 289-326.

Richmond, A. K. & R. K. Kaufmann (2006), “Is there a Turning Point in the Relationship between Income and Energy Use and/or Carbon Emissions?”, Ecological Economics, 56(2), 176-189.

Sadorsky, P. ( 2011), “Financial Development and Energy Consumption in Central and Eastern European Frontier Economies, Energy Policy, 39, 99-100.

Sadorsky, P. (2010), “The Impact of Financial Development on Energy Consumption in Emerging Economies”, Energy Policy, 38, 2528–2535.

Shahbaz, M. & H. H. Lean (2012), “Does Financial Development Increase Energy Consumption? The Role of Industrialization and Urbanization in Tunisia”, Energy Policy, 40, 473-479.

Soytas, U., Sari, S. & B. T. Ewing (2007), “Energy Consumption, Income, and Carbon Emissions in the United States”, Ecological Economics, 62(4), 482-489.

Stern, D. I. (2004), “The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve”, World Development, 32(8), 1419-1439.

Tamazian, A., Chousaa, J. P. & K. C. Vadlamannatia (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from BRIC Countries”, Energy Policy, 37(1), 137-145.

Tamazian, A. & B. B. Rao (2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter for Environmental Degradation? Evidence from transitional economies”, EnergyEconomics, 32(1), 137-145.

Wang, H. & J. Yanhong (2007), “Industrial Ownership and Environmental Performance: Evidence from China”, Environmental and Resource Economics, 36(3), 255-273.

Zhang, X. P. & X. M. Cheng (2009), “Energy Consumption, Carbon Emissions, and Economic Growth in China”, Ecological Economics, 68(10), 2706-2712.

Zivot, E. & K. Andrews (1992), “Further Evidence on The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis”, Journal of Business and Economic Statistics, 10 (10), 251–270.

 

تعداد مشاهده مقاله: 6,075

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 1,734