تأثیر شوک‌های نفتی بر تولید سبز در ایران

تأثیر شوک­های نفتی بر تولید سبز در ایران

دکتر سیدعبدالمجید جلائی اسفندآبادی*، فاطمه عباسی** و محبوبه قاسمی***

 

تاریخ دریافت: 25 آذر 1391                     تاریخ پذیرش: 6 خرداد 1392

 

از بین منابع طبیعی، نفت مهم‌ترین منبع کسب درآمد برای کشور­های صادرکننده این منبع به شمار می­رود و نوسانات قیمت آن یکی از عوامل اصلی بسیاری از بحران­های اقتصادی در میان کشورهای وارد­کننده و صادرکننده نفت است. هدف اصلی این مقاله­، بررسی تأثیر شوک­های قیمت نفت بر GNP سبز است. برای این منظور، ابتدا شوک­های قیمت نفت با استفاده از روش فیلتر هودریک- پرسکات محاسبه و سپس اثر شوک­های قیمت نفت بر تولید سبز با استفاده از الگوی خودرگرسیون برداری (VAR) برآورد گردید. براساس نتایج مدل برآوردی، شوک­های قیمت نفت در کوتاه­مدت دارای تأثیر منفی بر تولید سبز است و علت آن این است که با استخراج نفت، استهلاک منابع طبیعی افزایش یافته و باعث کاهش تولید سبز می­شود. اما در بلندمدت تأثیر مثبت بر تولید سبز دارد به این علت که در بلند­مدت افزایش درآمد­های نفتی باعث رشد واقعی سایر بخش­ها می­شود و این رشد استهلاک را جبران می­کند.

 

واژه‌های کلیدی: تولید سبز، شوک قیمت نفت، فیلتر هودریک- پرسکات، مدل خودرگرسیون برداری.

طبقه‌بندی JEL: C22، O44، E23.

 

 

 

 

1. مقدمه

حساب­های ملی شامل برآورد ارزش بازاری کالا­ها و خدمات تولید شده در اقتصاد در دوره زمانی مشخص (ارزش افزوده) و یا ارزش درآمد­های به دست آمده در تولید آن کالا­ها و خدمات (توزیع درآمد) و یا ارزش مخارج صرف شده روی مصرف یا سرمایه­گذاری آنها است. چارچوب حساب­های ملی در توجه به منابع طبیعی و محیط­زیست از سه نقص برخوردار است: اول، در حساب­های ملی استهلاک سرمایه­های ساخت انسان شامل تجهیزات و ماشین­آلات را ثبت می­کنند ولی از انواع دیگر سرمایه به ویژه سرمایه طبیعی شامل آب، خاک، هوا، منابع تجذیذ­ناپذیر و مانند آنها صرف­نظر می­کنند. دوم، محیط­زیست و منابع طبیعی در  ترازنامه­ها نیستند. سوم، خسارت زیست‌­محیطی در محاسبه درآمد ملی به حساب نمی­آیند. به این ترتیب، چارچوب حساب­های ملی نمی­تواند تأثیر تحولات زیست‌محیطی را روی رفاه و درآمد اندازه بگیرد. با احتساب محیط­زیست و یا سبز کردن حساب­های ملی، تفسیر حساب­های ملی متعارف تعدیل و از GNP به GNP سبز تبدیل می­شود که روند صعودی آن پایداری رشد اقتصادی را نشان می­دهد. رشد اقتصادی پایدار به مفهوم ENP غیرکاهنده است. روند تخلیه و تخریب منابع از طریق پیشرفت فناوری، جانشینی عوامل تولید، اکتشاف منابع طبیعی و تغییر الگوی مصرف و تولید تعدیل می­شود. GNP سبز در واقع GNP تعدیل شده بر مبنای دارایی­های زیست­‌محیطی است.

محاسبه GNP سبز با استفاده از استهلاک منابع طبیعی پایان‌پذیری چون نفت، گاز و زغال سنگ امکان‌پذیر است. از میان این منابع، نفت را می­توان از مهم­ترین منابع کسب درآمد برای کشورهای صادر­کننده نفت دانست. در نتیجه نوسانات شدید قیمت نفت که آن را شوک نفتی نامیده­اند، تأثیرات به سزایی در اقتصاد کشورها، چه در حال توسعه و چه توسعه‌یافته دارد. از سوی دیگر، از زمانی که درآمد­های ناشی از نفت در اقتصاد ایران سهم بالایی از تولید ناخالص داخلی و بودجه­های سالیانه را به  خود اختصاص داد، اقتصاد ایران بر پایه­ اصول یک اقتصاد تک‌محصولی بنا نهاده شد که نشان می­دهد قیمت نفت و درآمد­های ناشی از آن، به عنوان یک عامل برون­زا و محرک رونق و رکود اقتصادی در ایران به شمار می­آیند، به طوری که نوسان خارج از کنترل این عامل، بیشتر متغیر­های اقتصادی را دچار نوسان می­کند.

بر این اساس هدف اصلی مقاله پاسخ به این پرسش است که آیا شوک­های نفتی و تولید سبز در ایران با هم ارتباط دارند یا خیر؟ به عبارت دیگر شوک­های نفتی تأثیر مثبت بر تولید سبز دارد یا تأثیر منفی؟ برای پاسخ به این پرسش چارچوب مقاله به این صورت خواهد بود که پس از مقدمه، بخش دوم مقاله به ادبیات موضوع می­پردازد. در بخش سوم تصریح مدل انجام می­شود. بخش چهارم برآورد مدل و در بخش پایانی نیز نتیجه­گیری ارائه می­شود.

 

2. ادبیات موضوع

در زمینه­ تولید سبز و شوک­های نفتی، مطالعاتی در ادبیات داخلی و مطالعات نسبتاً گسترده­ای در ادبیات جهانی وجود دارد که در این بخش به برجسته­ترین آنها اشاره می­شود.

از مهم­ترین مطالعات انجام شده در ادبیات داخلی می­توان به مطالعه عاقلی و صادقی (1382) اشاره نمود که در مقاله­ای تحت عنوان «تولید سبز و روش­های محاسبه آن» ضمن اشاره به نقایص سیستم حسابداری ملی در توجه به محیط زیست و منابع طبیعی با ذکر مطالعات تجربی از احتساب استهلاک منابع طبیعی در حساب­های ملی، اهمیت بر هم کنش محیط زیست و اقتصاد را مورد توجه قرار می­دهد و سپس با ارائه یک مدل کینزی روند GNP سبز را مشخص می­کند. در این مقاله طی یک الگو، روند تغییراتGNP  سبز به طور ریاضی  و نموداری تحلیل و برای محاسبه هزینه زیست‌محیطی، تحلیل هارتویک در سه سطر استفاده شده است. روش­های کاربردی محاسبه استهلاک منابع طبیعی شامل ارزش افزوده فعلی و رانت­های آینده از منابع روش قیمت خالص می­باشد که در عمل یک روش یا ترکیب آنها قابل استفاده است.

همچنین عاقلی(1382) در رساله دکتری خود با عنوان «محاسبه GNP سبز و درجه پایداری درآمد ملی ایران» به این نتایج رسیده است که میزان استهلاک طبیعی برحسب ارقام واقعی سالانه به طور میانگین 8 درصد رشد داشته است. در عین حال رشد واقعی بخش­های عمده اقتصادی اثر تخریب زیست‌محیطی را جبران کرده و موجب روند صعودی GNP سبز شده است. از سوی دیگر ارزیابی پایداری درآمد ملی با معرفی پس­انداز ناب و به کمک محاسبات فازی در این رساله انجام شده است و بر این اساس درآمد ملی در کشور ما که در دهه 1360 ناپایدار بوده در سال­های اخیر پایداری ضعیفی را به نمایش می­گذارد.

امامی و ادیب پور(1388) در مطالعه­ای به بررسی اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید پرداخته و به این نتیجه رسیده­اند که اثر شوک­های نفتی در کوتاه­مدت و بلند­مدت بر تولید نامتقارن است و در کوتاه­مدت اثر شوک­های مثبت از شوک­های منفی بیشتر است، اما در بلندمدت اثر شوک­های منفی بیشتر از شوک­های مثبت است.

کمیجانی­، اسدی و مهماندوستی (1389) طی مطالعه­ای به بررسی تأثیر شوک­های نفتی و سیاست­های پولی بر رشد اقتصاد ایران پرداخته و به این نتیجه رسیده­اند که شوک­های نفتی در ایران به میزان قابل توجهی بر رشد اقتصادی مؤثر بوده است. اما با وجود مؤثر بودن شوک­های نفتی بر نقدینگی و ایجاد سیاست­های انبساطی پولی منتج شده از آن، شوک­های پولی بر رشد اقتصادی مؤثر نبوده است. توضیح‌دهندگی بالای شوک­های نفتی برای متغیر GDP در ایران حاکی از وابستگی اقتصاد کشور به درآمد­های نفتی است. عدم تأثیر شوک­های پولی به ویژه سیاست­های انبساطی منتج شده از شوک­های نفتی بر GDP به دلیل مؤثر بودن سیاست­های مذکور با وقفه­های زمانی و از سوی دیگر اجرای سیاست­های پولی انقباضی محدود به جهت مهار تورم در کشور بوده که باعث شده تأثیر این شوک­ها بر اقتصاد اندک و حتی خنثی شود.

در ادبیات جهانی مطالعات وسیع و نسبتاً جامعی در زمینه تولید سبز و شوک­های نفتی انجام شده است.

اهیم و نیبورگ[1] درمقاله­ای به این نتیجه رسیده­اند که تولید ناخالص ملی باید برای ارزش خسارت محیطی تعدیل شود. یکی از مقاصد چنین اصلاحاتی برقرار کردن یک اندازه درآمد ملی و روشن ساختن برخی مشکلات در مواجهه با فرمول­های اصلاح شده ناشی از مدل­های تئوری ساده حسابهای ملی کاربردی است. در این مقاله نشان داده شده است که تفسیر تولید ملی سبز خیلی مشکل است و به طور کلی ممکن است ضرورت تحمیل فعالیت­های سیاسی بر محیط زیست را به ما نشان ندهد.

همیلتون و لوتز[2] در مطالعه­ای به این نتیجه رسیده­اند که اندازه GNP جمع کل تولیدات اقتصادی بر پایه­ مطالعات در بازار است در نتیجه GNP استهلاک منابع طبیعی را پنهان کرده و یک تصویر ناقص از هزینه­های تحمیلی توسط تولیدکنندگان آلودگی در فعالیت­های اقتصادی معرفی می­کند. تولید خالص ملی و درآمد ملی و فراتر از آن تولید خالص ملی سبز را نسبت به GNP برای اندازه­گیری پایداری بهتر دانسته بنابراین سیاست­هایی را برای دستیابی به توسعه پایدار هدایت می­کنند.

 ارنسون [3]در مقاله خود نگران اندازه­گیری رفاه در حضور مالیات­های تحریف شده است. یکی از اهداف این مقاله توضیح این است که چرا اندازه NNP سبز سنتی به عنوان شاخص رفاه در حضور مالیات­ها عمل نمی­کند. کارایی هزینه پرداخت مالیات بر هر دو فرم اندازه­گیری رفاه ملی و اصول صحیح حسابداری بر آلودگی تأثیر می­گذارد. یک نتیجه­گیری کلی این است که منافع و هزینه­های افزایش‌دهنده مالیات محیطی هم­زمان به وسیله ویژگی بهسازی تعیین می­شود. علاوه بر این برای ثبات، بدون شک مالیات در اقتصاد بازاری کنترل نشده سطح رفاه را افزایش می­دهد.

بارتلموس[4] طی مقاله­ای به این نتیجه رسیده است که محاسبه­ محیطی برای ارزیابی پایداری رشد اقتصادی در شرایط نگهداری سرمایه گسترده کمک می­کند. با این حال پایداری توسعه باید به وسیله شاخص­های فیزیکی و مکمل مربوط به اهداف و استاندارد­ها اندازه­گیری شود.

لی و همکاران[5] طی مقاله­ای با عنوان «انتخاب و ارزیابی استراتژی­های تولید سبز» به این نتیجه رسیده­اند که انتخاب و ارزیابی استراتژی­های تولید سبز، یک فرایند حیاتی، اما سخت است که به وسیله شرایط پویا و نامطمئن تحت تأثیر قرار می­گیرد. این مقاله بر طبق ویژگی­های شناخته شده، مدل­های مختلفی برای بهبود تحلیل و تسهیل فرایند تصمیم­گیری پیشنهاد می­کند. مدل­های تحلیلی به شناخت ساختار و حل مسئله کمک می­کنند، از طرف دیگر مدل­های شبیه­سازی، جریان واقعی تولید و منطق تصمیم تحت شرایط پویا و نامطمئن را توسعه می­بخشد. شبیه‌سازی با روش تحقیق حل بهینه را فراهم می­کند. طراحی مدل روی ساختار قوی تأکید می­کند که به طور مناسب جریان فرایند تصمیم را از نوع کاربرد تولید سبز (GP) نشان می­دهد.

برومنت و کیلان[6]، به تجزیه و تحلیل اثرات شوک­های قیمت نفت بر رشد محصول برای تعادل از اقتصاد­های خاورمیانه و شمال آفریقا با استفاده از یک مدل ساختاری اتورگرسیون برداری پرداخته­اند. نتایج ایشان نشان می­دهد که اثرات قیمت نفت روی GDPدر اغلب کشورهای تولیدکننده نفت از جمله ایران، الجزایر، عراق، کویت، لیبی، عمان، قطر، سوریه و کشور­های امارات متحده عربی مثبت است. با این حال شوک­های قیمت نفت به نظر نمی­رسد که از نظر آماری تأثیر معناداری بر محصول بحرین، مصر، اسرائیل، اردن، مراکش و تونس داشته باشد.

اولومولا و ادجومو[7]، در مطالعه­ای در مورد اثرات تکانه­های قیمت نفت در نیجریه، الگوی خودرگرسیون برداری VAR را به کار گرفتند و دریافتند که تکانه­ قیمت نفت بر تولید نیجریه در دوره 2003-1970 اثری ندارد. همچنین، تکانه قیمت نفت به تنهایی بر عملکرد اقتصادی اثری ندارد و این اثر بیشتر از طریق اثری است که نوسان قیمت نفت بر نرخ ارز و عرضه­ پول در بلندمدت دارد.

فرزانگان و مارک وارد[8]، طی مطالعه­ای یک رابطه مثبت و قوی بین تغییرات مثبت قیمت نفت و تولید صنعتی در ایران پیدا کردند. آنها اثر نهایی قیمت نفت روی مخارج دولت را شناسایی کرده و متوجه سندرم بیماری هلندی از طریق اثر نرخ ارز واقعی شدند.

مهروتا و کرهنن[9]، یک مدل VAR ساختاری برای تجزیه و تحلیل شوک­های قیمت نفت روی نرخ ارز واقعی و محصول در چهار کشور بزرگ تولیدکننده انرژی: ایران، قزاقستان، ونزوئلا و روسیه مورد بررسی قرار دادند. آنها دریافتند که قیمت واقعی بالاتر نفت با تولید بالاتر و شوک‌های عرضه مرتبط هستند. شوک­های نفتی به عنوان بخش بزرگی از تغییرات نرخ ارز واقعی به حساب نمی­آید. اگر چه به وضوح برای ایران و ونزوئلا نسبت به سایر کشور­ها مهم­تر هستند.

الیو[10] طی مطالعه­ای تأثیر شوک قیمت نفت و ناپایداری نرخ واقعی ارز را روی رشد واقعی اقتصاد نیجریه بررسی کرده است. یافته­های وی نشان می­دهد که شوک قیمت نفت با افزایش نرخ ارز، اثرات مثبتی روی رشد واقعی اقتصاد در نیجریه به عنوان بزرگترین کشور تولیدکننده نفت در آفریقا و جزء ده کشور اول جهان، در موارد ذخایر نفتی دارد.

 

3. مبانی نظری و تصریح مدل

در اوایل سال 1990 تلاش­هایی برای گسترش نظام حساب­های ملی به منظور احتساب افت کیفیت محیطی و نابرابری درآمدی انجام و منجر به ارائه مفهوم جدید «تولید سبز» شد. به دست آوردن اعداد دقیق برای درآمد ملی پایدار عملی مشکل و هزینه­بر است. از این رو دنبال کردن یک هدف معتدل­تر نیز می­تواند سودمند باشد، یعنی اندازه­گیری شاخص­هایی که شرایط لازم برای پایداری را ارائه می­دهد. یکی از این شاخص­ها استهلاک سرمایه طبیعی است که آن را باD_N نشان می‌دهند و اگر استهلاک سرمایه­های ساخت انسان را با D_M نشان دهند، GNP سبز به صورت  قابل تعریف است.

(1)                                 

در رابطه­ (1)، D_N = استهلاک سرمایه­ طبیعی و D_M= استهلاک سرمایه­های ساخت انسان است. شرط کافی مستلزم این است که سرمایه ساخت انسان بتواند جایگزین سرمایه­ طبیعی شود. GNPسبز در واقع درآمد پایدار را نشان می­دهد. طبق تعاریف کینز و هاتلینگ از درآمد دائمی یک کالای سرمایه­ای، درآمد ملی پایدار است اگر:

-         هیچ کاهشی در موجودی سرمایه زیست‌محیطی (طبیعی) نباشد.

-         ارزش استهلاک زیست‌محیطی کمتر از فایده ایجاد شده به وسیله موجودی سرمایه زیست‌محیطی (طبیعی) باشد.

اگر تمام مواهب طبیعی از دست رفته به وسیله سرمایه­گذاری احیا شود و فواید مثبت استهلاک ایجاد کند، یک ایستایی خواهیم داشت. درآمد پایدار اختلاف بین فایده­ اقتصادی () و استهلاک سرمایه­ طبیعی (D_N) است:

(2)                           

GNP تولید ناخالص ملی و ENPتولید ناخالص زیست‌محیطی است. در این صورت داریم:

(3)                                 

Y درآمد ملی و α و β پارامتر­ها را نشان می­دهند. در واقع اگر تابع مصرف به شکل زیر نشان داده شود:      

(4)                                                      

C تابع مصرف و  پارامتر مصرف مستقل است. خواهیم داشت:

(5)      

 سرمایه‌گذاری ناخالص، G مخارج دولت، X صادرات و M واردات را نشان می­دهد. به این ترتیب از مقایسه روابط (3)، (4) و (5) معلوم می­شود که:

(6)                                  

که درآن:

(7)                                               

حال اگر به طور کلی:  باشد که  و  است می‌توان به عنوان مثال شکل تبعی زیر را در نظر گرفت:

(8)                  

g ضریبی است که به این صورت تعریف می­شود:

(9)                                                   

در نتیجه:

(10)                    

سه روش برای اندازه­گیری D_Nدر ادبیات موضوع عملی­تر ارائه شده است:

1- روش قیمت خالص که به صورت زیر ارائه می­شود:

(11)                                             

که  Pقیمت، C هزینه متوسط، R استخراج منبع طبیعی و N کشفیات جدید است.

2- روش تغییر در ارزش فعلی خالص که به صورت زیر بیان می­شود:

(12)            

که  و  طول عمر منبع در ابتدا و انتهای دوره و r نرخ تنزیل اجتماعی است. D_N ارزش تغییر خالص در موجودی منبع یا به عبارت دیگر استهلاک منبع را بیان می­کند.

3- روش الصرافی که رابطه آن به صورت زیر است:

(13)                                   

که X نشان‌دهنده درآمد پایدار حاصل از استخراج و Tطول عمر منبع با فرض یک نرخ ثابت استخراج است. از بین این سه روش، روش الصرافی برای منابع ایران توصیه می­شود. بر این اساس می­توان مدل زیر را برای ایران تخمین زد.

(14)                                   

در اینجا ENP رشد تولید ناخالص سبز، Lنیروی کار، Kموجودی سرمایه ثابت، INF نرخ رشد تورم و SHOCK شوک نفتی است.

روش­های متفاوتی برای محاسبه شوک­های متغیرهای اقتصادی وجود دارد. به عنوان مثال لی و دیگران[11]، برای تشخیص تکانه­های قیمت نفت از روش (GHARCH) استفاده کرده­اند.

یکی دیگر از روش­های  بدست آوردن شوک­های مثبت و منفی یک متغیر، استفاده از روند متغیر سری زمانی است. به گونه­ای که با برازش نرخ رشد متغیر روی زمان و مقایسه­ مقادیر واقعی با روند می­توان مقادیر بالای روند را به عنوان شوک­های مثبت و مقادیر پایین­تر از روند را به عنوان شوک­های منفی در نظر گرفت. اما باید توجه نمود که این تحلیل روندی تا زمانی درست است که اقتصاد کشور از ثبات نسبی برخوردار باشد، در غیر این صورت باید تغییرات ساختاری را نیز لحاظ کرد که روش یادشده قادر به تبیین آن نیست. روش میانگین متحرک که روشی دیگر برای استخراج شوک­ها است، با مشکل تعیین طول دوره رویارو بوده و برخی از داده­های  بلندمدت و کوتاه­مدت را از بین می­برد. یکی دیگر از روش­های رایج برای محاسبه شوک، روش فیلترینگ هودریک- پرسکات[12] است.این روش از جهت اینکه تواتر­های مربوط به سیکل­ها را از متغیر سری زمانی جدا می­کند و نیز اجزای سیکلی متغیر سری زمانی را به مقادیر واقعی نزدیک می­کند، بیشترین کاربرد را دارد و در مطالعه حاضر برای محاسبه شوک­های نفتی از این روش استفاده شده است. این روش با کمینه کردن مجموع مجذورات انحراف متغیر سری زمانی  از روند زمانی آن (T) به دست می­آید. در واقع، مقادیر یادشده مقادیری هستند که رابطه­ زیر را کمینه می­کنند:

(15)       

که در آن a پارامتر عامل موزون است که میزان هموار بودن روند را تعیین می­کند. اگر  باشد، مجموع مربعات زمانی کمینه خواهد شد که  باشد، لذا در این حالت روند برابر با  خواهد بود. اگر a به بی­نهایت میل کند، مجموع مربعات زمانی کمینه خواهد شد که  باشد،  لذا زمانی که a به بی‌نهایت میل می­کند، تغییرات سری زمانی ثابت است و به بیان دیگر می­توان نتیجه گرفت که در این حالت، یک روند خطی در سری زمانی وجود دارد. به گونه تکنیکی، این فیلتر خطی، دوسویه و قرینه بوده که مشکل تغییر فاز را از بین می­برد، اما در پایان دوره با مشکل رو­به­رو می­شود، زیرا آمار آینده موجود نیست. هر چه مقدار a بزرگ­تر انتخاب شود، دلیل بر هموار­سازی بیشتر است و در حد، سری زمانی به سمت خطی پیش می­رود. به دو دلیل زیر استفاده از این روش در بسیاری از مطالعات قابل قبول است:

الف- این روش تواتر­های مربوط به چرخه­های تجاری را از تولید جدا می­کند.

ب- این روش، جزء سیکلی که از مدل­های سری  زمانی قابل قبول به دست می­آید را بسیار نزدیک می­سازد.

استخراج تکانه­های مثبت و منفی از روش فیلترینگ هودریک- پرسکات بدین شرح است: ابتدا اندازه زمانی روند نرخ رشد متغیر مورد نظر را براساس فیلتر هودریک- پرسکات استخراج کرده و آن را با  نشان می­دهیم، اندازه روند متغیر محاسبه شده از مقدار واقعی آن را با  نشان داده که سپس مابه‌التفاوت آنها به عنوان شوک تلقی می­شود.

(16)                                              

بدین ترتیب شوک­های مثبت و منفی به شرح زیر بدست می­آیند:

(17)                         

کهpos شوک­ مثبت نفتی و Neg شوک­ منفی نفتی است.

 

4.برآورد الگو به روش VAR

برای بررسی رفتار چند متغیر سری زمانی لازم است به ارتباطات متقابل این متغیرها در قالب یک الگوی سیستم معادلات وقفه‌های متغیرها توجه شود که در این صورت اصطلاحاً آن را الگوی سیستم معادلات همزمان پویا می­نامند. در چنین الگویی برخی متغیرها درون­زا تلقی می­شوند و تعدادی نیز برون­زا. بنابراین قبل از برآورد چنین الگویی لازم است اطمینان حاصل شود که معادلات قابل شناسایی هستند. اما موضوع مهم این است که طبقه­بندی کردن متغیرها به دو گروه درون­زا و برون­زا اختیاری است. از این رو، دو موضوع به شدت مورد انتقاد سیمز (1980) قرار گرفت. به گفته وی اگر واقعاً بین مجموعه­ای از متغیرهای الگو همزمانی وجود دارد، باید همه­ متغیرها را به یک چشم نگریست و پیش داوری در مورد اینکه کدام درون­زا و کدام برون­زا هستند صحیح نیست. وی درهمین مورد مدل­های var را معرفی کرد. این مدل متغیرهای برون­زایی ندارد و تمام متغیرهای مدل درون­زا هستند. مدل­های خودرگرسیون برداری اغلب در جهت پیش­بینی، خلاصه کردن وابستگی­های داخلی داده­ها به یکدیگر، آزمون برون­زایی، علیت گرنجر، تحلیل حساسیت و مواردی دیگر مورد استفاده قرار می­گیرد.

دلیل انتخاب مدلخودرگرسیون برداری[13](VAR)برای این پژوهش به این منظور بوده است که این الگو رابطه بلندمدت بین متغیر­ها را تعیین می­کند و از طرفی توانایی توضیح روابط کوتاه‌مدت بین متغیر­ها را نیز دارد. در نهایت رابطه­ VARدر راستای ارتباط کوتاه­مدت و بلندمدت بین متغیرها است.

قبل از تخمین مدل خودرگرسیون برداری، لازم است ابتدا تمامی متغیرهای مدل، در سطح ((0)I) و یا با تفاضل مرتبه­ اول ((1)I)مشخص شده، سپس تعداد وقفه بهینه براساس معیارهای معتبر انجام شود. در این مقاله سعی شده تا با استفاده از نتایج بدست آمده توسط مدل هم­جمعی یوهانسن و مدل تصحیح خطای برداری رابطه بلند­مدت پایدار و رابطه کوتاه­مدت بین متغیرها در سیستم بررسی شود.

 به منظور بکارگیری مدل خودرگرسیون برداری، ابتدا باید نسبت به شناسایی متغیر­ها و بررسی مانایی یا نامانایی متغیر­ها اقدام شود. یکی از رایج­ترین آزمون­ها برای مانایی یا نامانایی متغیر­ها، آزمون  ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم‌یافته[14]  (ADF)است. براساس نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد در جداول 1 و 2، فرضیه­ صفر مبنی بر وجود ریشه واحد رد نمی­شود و تمام متغیر­ها در سطح %95 بایک بار تفاضل­گیری مانا و شوک قیمت نفت به دلیل ویژگی محاسبه آن بدون تفاضل‌گیری مانا می­شوند.

 

جدول 1. نتایج حاصل از آزمون ADFبرای آزمون مانایی متغیرهای الگو

 

جدول 2. نتایج حاصل از آزمون ADF برای آزمون ماناییتفاضل مرتبه اول متغیرهای الگو

 

پس از حصول اطمینان از مانایی متغیر­ها، وقفه بهینه الگو باید تعیین شود. برای تعیین وقفه­ بهینه معیار­های مختلفی از جمله معیار آکائیک[15]، هنان کوئین[16]، حداکثر راست‌نمایی[17] و شوارتز[18] وجود دارد. در اینجا آماره­های شوارتز و آکائیک به عنوان معیار تعیین وقفه بهینه به کار گرفته شده است. مقدار بیشینه هر یک از این معیار­ها، تعیین‌کننده وقفه بهینه مدل است که براساس این آزمون­ها، طول وقفه بهینه یک است که در جدول 3 نتایج آن مشخص شده است.

 

جدول 3. تعیین وقفه­ بهینه

 

نتایج روش خودتوضیح برداری، جهت بررسی تأثیر شوک نفتی بر تولید سبز ایران:

(18)           

(اعداد داخل پرانتز نشان­دهنده­ آماره­ t است).

براساس معادله ­(18)، متغیر­های مستقل تشکیل‌دهنده رفتار تولید سبز، دارای تأثیرات متفاوتی بر روی متغیر تابع هستند. رفتار متغیر تولید سبز در یک دوره گذشته، تأثیر مثبتی بر رفتار تولید سبز در دوره حال دارد. (جدول 1 پیوست نتایج روش خودتوضیح برداری را نشان می­دهد).

 

 

نمودار 1. واکنش ENP به شوک نفتی

نمودار 1 تأثیر شوک­های نفتی بر تولید سبز را نشان می­دهد و بیان می­دارد که اثر منفی شوک‌های نفتی بر تولید سبز بعد از 24 دوره به صفر تنزل می­یابد.

با توجه به روش­های اندازه­گیری استهلاک منابع طبیعی، استهلاک منابع طبیعی با قیمت منابع طبیعی از جمله نفت رابطه­ مثبتی دارد و از آنجایی که تولید سبز با استهلاک منابع رابطه­ غیرمستقیم دارد می­توان نتیجه گرفت که شوک قیمت نفت تأثیر غیرمنفی بر تولید سبز دارد.

از بین سایر متغیر­ها، سرمایه دارای تأثیر منفی و نیروی کار و تورم تأثیر مثبت بر متغیر وابسته دارند.

پس از تعیین وقفه­ بهینه الگو، بایستی وجود رابطه بلند­مدت میان متغیر­­های الگو آزمون گردد. در واقع هم‌انباشتگی[19]، روشی بوده تا مشکل عدم وجود اطلاعات در مورد سری­هایی که نامانا هستند را برطرف نماید. در این مطالعه از آزمون هم‌انباشتگی یوهانس- یوسیلیوس[20] استفاده شده است. آماره حداکثر مقدار ویژه[21] و آماره­ اثر[22] یوهانسن- در حالت­های مختلف از نظر وجود یا عدم وجود عرض از مبدأ و روند- آزمون گردید. آماره­ اثر بیان‌کننده دو رابطه بلند­مدت و آماره­ حداکثر مقدار ویژه بیان‌کننده­ یک رابطه­ بلند­مدت است.

نتایج آزمون یوهانسن:

 

در بلند­مدت تأثیر شوک­های نفتی بر تولید سبز مثبت است (جدول 2 پیوست نتایج آزمون یوهانسن را نشان می­دهد).

مدل تصحیح خطای برداری[23] (VECM) جهت مرتبط کردن نوسانات کوتاه­مدت متغیرها به مقادیر تعادلی بلند­مدت به­کار برده می­شود. به کمک این روش می­توان آزمون نمود که آیا اگر متغیری در کوتاه­مدت بر رفتار تولید سبز تأثیر منفی داشته، در بلند­مدت نیز این وضعیت ادامه خواهد داشت یا خیر؟ بر این اساس روش VECM به صورت زیر تخمین زده شده است:

 

ضریب تعدیل در معادله­ بالا برابر با 012/0 است و مفهوم آن این است که در هر دوره، 012/0 از عدم تعادل در دوره قبل از بین می­رود و تعدیل در جهت بلند­مدت صورت می­پذیرد (جدول 3 پیوست نتایج مدل تصحیح خطا برداری را نشان می­دهد).

 

5. نتیجه‌گیری

در این مطالعه شوک نفتی از روش فیلتر هودریک- پرسکات استخراج و الگوی خودرگرسیون برداری، تصحیح خطای برداری برآورد گردید. نتایج نشان می­دهد که در کوتاه­مدت تأثیر شوک نفتی بر تولید سبز منفی بوده است. علاوه بر این، براساس نتایج آزمون یوهانسن، تأثیر شوک نفتی بر تولید سبز در بلند­مدت مثبت بوده است.

در کوتاه­مدت افزایش شوک­های نفتی همراه با استخراج نفت و استهلاک منابع طبیعی افزایش یافته که هم­راستا شدن این دو باعث کاهش تولید سبز می­شود.

در بلند­مدت افزایش درآمد­های نفتی باعث رشد واقعی سایر بخش­های اقتصاد و رشد تولید ناخالص ملی می­شود و رشد بخش­های اقتصادی استهلاک منابع طبیعی را جبران می­کند. نتیجه هم­زمان این دو اثر (رشد تولید ناخالص ملی و جبران استهلاک منابع طبیعی)، باعث افزایش GNP سبز می­شود. بر این اساس، شوک­های نفتی اگر با برنامه­ریزی اقتصادی موجب تغییر در تقاضای کل اقتصاد شود بر تولید سبز تأثیر مثبت خواهد داشت.

 

منابع

الف- فارسی

ادیب­پور، مهدی و کریم امامی (1388)، «بررسی اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید»، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، سال سوم، شماره 4، صص 26-1.

اندرس، والتر (2003)، اقتصادسنجی سری­های زمانی، ترجمه: شوال‌پور، سعید و مهدی صادقی، دانشگاه امام صادق (ع).

رحمت­پور، خیزران (1389)، بررسی تأثیر جهانی­سازی بر  تولید سبز در ایران، پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه شهید باهنر کرمان.

صادقی، حسین و لطفعلی عاقلی (1382)، «GNP سبز و روش­های محاسبه آن»، مجله منابع طبیعی ایران، جلد 56، شماره 1 و 2.

طیب‌نیا، علی و فاطمه قاسمی (1385)، «نقش تکانه­های نفتی در چرخه­های تجاری در ایران»،  پژوهشنامه اقتصادی، شماره 23، صص 80-49.

عاقلی کهنه‌شهری، لطفعلی (1382)، محاسبه GNP سبز و درجه­ پایداری درآمد ملی در ایران، رساله­ دوره دکتری علوم اقتصادی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه تربیت مدرس.

کمیجانی، اکبر و الهه اسدی مهماندوستی (1389)، «سنجشی از تأثیر شوک­های نفتی و سیاست‌های پولی بر رشد اقتصادی ایران»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 91، صص 262-239.

میرزایی خلیل‌آبادی، حمیدرضا، نقوی، سمیه، مهرابی بشرآبادی، حسین و سیدعبدالمجید جلائی اسفند­آبادی (1388)، «بررسی تأثیر شوک­های پولی بر بخش کشاورزی ایران»، مجله تحقیقات کشاورزی، جلد 1، شماره 3، صص 146-123.

یاوری، کاظم و بهزاد سلمانی (1384)، «رشد اقتصادی در کشور­های دارای منابع طبیعی: کشورهای صادرکننده نفت»، پژوهشنامه بازرگانی، شماره 37، صص 24-1.

 

ب- انگلیسی

Aliyu, S. (2009), “Impact of Oil Price Shock and Exchange Rate Volatility on Economic Growth in Nigeria: an Empirical Investigation”, Research Journal of International Studies, No. 11, pp. 4-15.

Bartelmus, P (1999), “Green Accounting for a Sustainable Economy Policy us and Analysis of Environmental Accounting in  the Philippines”, Ecological Economics, Vol. 26, pp. 155-170.

Berument, H. and N. B. Ceylan (2005), “The Impact of Oil Price Shocks on the Economic Growth of the Selected MENA Countries”, Conference Paper, ERF 12^th Annual Conference: Reform– Made To Last,Egypt, 19-20 December 2005.

Farzanegan, M. and G. Markwardt (2009), “The Effect of Oil Price Shocks on Iranian Economy”, Energy Economics, Vol. 31, pp. 134-151.

Hamilton, K. and E. Lutz (1996), “Green National Accounts: Policy Uses and Empirical Experience”, Environmentally Sustainable Development, The World Bank, pp. 1-53.

Korhonen, I. and R. N. Mehrotra (2009), “Real Exchange Rate, Output and Oil: Case of Four Large Energy Producers”, Institute for Economies in Transition, BOFIT Discussion Papers From BankOf Finland, Number 6.

Lee, K., Shawn, N. and R. Ratti (1995), “Oil Shocks and Macroeconomy: the Role of Price VARiability”, Energy Journal, Vol. 16, pp. 39-56.

Li, binran, Yang, W., Chen, Z., Pan, Y. and M. Zhou (2012), “Selection and Evaluation of Green Production Strategies: Analytic and Simulation Models”, Journal of Cleaner Production, No. 26, pp. 9-12.

Olomola, P. and A. Adejumo (2006), “Oil Price Shock and Macroeconomic Activities in Negeria”, International Research Journal of Finance and Economics.

Sims, C. (1980), “Macroeconomic and Reality”, Econometrica, Vol. 48, pp. 1-48.