رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسنده

دانشیار گروه اقتصاد دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه بوعلی‌‌سینا

چکیده

این پژوهش به بررسی وجود و جهت علیت گرانجری بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی و انتشار دی­اکسیدکربن در دوره زمانی 1384-1350 ایران می­پردازد. برای این منظور، الگوی چند متغیره­ای شامل رشد اقتصادی، مصرف انرژی، انتشار دی‌اکسیدکربن، موجودی سرمایه، نیروی کار و جمعیت شهرنشین را به‌کار می‌گیرد. سپس، با استفاده از رویکرد اقتصادسنجی تودا-یاماموتو به تعیین علیت بین متغیرها می­پردازد. نتایج نشان می­دهند رابطه علیت دوطرفه­ای بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد. همچنین، رابطه­ای علی از مصرف انرژی به نشر دی­اکسیدکربن یافت می­شود. وجود رابطه کوهانی شکل بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن نشان می­دهد که فرضیه زیست‌محیطی (کوزنتس) در کشور ایران صادق است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Air Pollution, Energy Consumption and Economic Growth in Iran

نویسنده [English]

  • Mohammadhassan Fotros
چکیده [English]

This research investigates the existence and direction of Granger causality between economic growth, energy consumption, and carbon emissions in Iran. A multivariate model including economic growth, energy consumption, carbon emissions, capital stock, labor force, and urban population is used to determine eventual causality between variables according to Toda-Yamamoto Approach. Results indicate that there is a bi-directional causality relationship between gross domestic product and CO2 emissions. Also, there is a uni-direction causality relationship from energy consumption to CO2 emissions. Finally, the results maintain that the EKC hypothesis for GDP and CO2 emissions is relevant in the period of study.

کلیدواژه‌ها [English]

  • EKC
  • Economic Growth
  • Air Pollution
  • Energy Consumption
  • Iran

رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران

دکتر محمدحسن فطرس* و رضا معبودی**

 

تاریخ دریافت: 20 آبان 1388                    تاریخ پذیرش: 30 آذر 1390

 

این پژوهش به بررسی وجود و جهت علیت گرانجری بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی و انتشار دی­اکسیدکربن در دوره زمانی 1384-1350 ایران می­پردازد. برای این منظور، الگوی چند متغیره­ای شامل رشد اقتصادی، مصرف انرژی، انتشار دی‌اکسیدکربن، موجودی سرمایه، نیروی کار و جمعیت شهرنشین را به‌کار می‌گیرد. سپس، با استفاده از رویکرد اقتصادسنجی تودا-یاماموتو به تعیین علیت بین متغیرها می­پردازد. نتایج نشان می­دهند رابطه علیت دوطرفه­ای بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد. همچنین، رابطه­ای علی از مصرف انرژی به نشر دی­اکسیدکربن یافت می­شود. وجود رابطه کوهانی شکل بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن نشان می­دهد که فرضیه زیست‌محیطی (کوزنتس) در کشور ایران صادق است.

 

واژه‌های کلیدی:منحنی زیست­محیطی کوزنتس، رشد اقتصادی، آلودگی هوا، مصرف انرژی، ایران.

طبقه‌بندی JEL:Q53، Q43، O53.

 

1. مقدمه

رشد اقتصادی تولید آلودگی می­کند که آسیب و خسارت­های زیست­محیطی را به ­همراه دارد. افزایش گازهای گلخانه­ای و ارتباط آن با افزایش دمای زمین که نتیجه آلودگی هوا است، از مسائل مهم زیست­محیطی به شمار می­روند.[1] مطالعات متعددی درباره رابطه نشر گازهای گلخانه­ای و رشد اقتصادی صورت گرفته­اند که به‌ویژه از اوایل دهه 1990 به­ طرح فرضیه­ای منتهی شده استکه با استعاره گرفتن  از فرضیه حاصل از  مطالعه سیمون کوزنتس[2] (که رابطه بین رشد اقتصادی و نابرابری درآمد را کوهانی شکل معرفی کرده ­است) به منحنی زیست­محیطی کوزنتس معروف شده ­است. فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس، به‌دست آمده از برخی بررسی­هایی است که بیشتر از دهه 1990 میلادی آغاز شدند و  به چگونگی ارتباط بین سطح درآمد یک کشور و میزان آسیب زیست­محیطی احتمالی آن کشور می­پردازد. مفهوم منحنی زیست­محیطی کورنتس، اولین بار در دهه 1990 و همزمان با مطالعه اثرات بالقوه انعقاد موافقت­نامه تجارت آزاد آمریکای شمالی[3] بر محیط­زیست توسط گروسمن و کروگر[4] و همچنین مطالعه شفیک و باندیوپادهیای[5]، (که در گزارش توسعه جهانی سال 1992 منتشر شد) پدیدار شد. در گزارش توسعه جهانی سال 1992 اشاره شده است:

«در صورتی که تکنولوژی، سلایق و سرمایه­گذاری در محیط­زیست ثابت در نظر گرفته شود، افزایش گسترده فعالیت­های اقتصادی، بدون تردید منجر به تخریب محیط­ زیست خواهد شد. همچنین با افزایش درآمد سرانه، تقاضا برای افزایش سطح کیفی محیط ­زیست و سرمایه­گذاری در محیط ­زیست افزایش می­یابد. بنابراین، نمی­توان گفت که رشد اقتصادی به‌طور حتم منجر به نابودی محیط ­زیست می­شود».[6]

کوزنتس (1955) در مطالعه­ای با بررسی داده­های سری زمانی رشد اقتصادی و توزیع درآمد کشورهای صنعتی  به این نتیجه رسید که در مسیر رشد اقتصادی، رابطه بین درآمد سرانه و نابرابری درآمد در این گروه از کشورها، به شکل Uی وارون است. در دهه 1990، با مشاهده شواهدی مبنی بر وجود رابطه بین شاخص‌های تخریب محیط­ زیست و درآمد سرانه، از نام منحنی کوزنتس در مطالعات مربوط به آلایندگی و مبحث کیفیت محیط ­زیست استفاده شد و به منحنی زیست‌محیطی کوزنتس (EKC) معروف شد.[7]

فرضیه­ یادشده این ارتباط را کوهانی شکل بیان می­کند. به ­این معنی که در مراحل اولیه­ رشد اقتصادی، تخریب محیط ­زیست افزایش می‌یابد و با بهبود شرایط اقتصادی و اجتماعی در تداوم رشد درآمد، آسیب زیست­­محیطی کاهش می­یابد. مطالعات تجربی برای بررسی فرضیه کوهانی شکل منحنی زیست­محیطی کوزنتس را می­توان به وسیله سه رویکرد مختلف از هم بازشناخت. رویکرد اول، ارتباط­های احتمالی آلودگی­های زیست­محیطی و تولید اقتصادی را در قالب فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس اولیه تبیین می­کند. بیشتر مطالعات دهه 1990 یعنی آغاز رواج اصطلاح «منحنی زیست­محیطی کوزنتس» در قالب این رویکرد بوده است.  رویکرد دوم که در مطالعات اقتصاد انرژی رواج داشته و دارد، از جمله معطوف به بررسی رابطه علی بین رشد درآمد و رشد مصرف انرژی بوده که سپس در فرضیه زیست­محیطی کوزنتس، با در نظر گرفتن مصرف انرژی، مورد استفاده گسترده­ای پیدا کرده ­است. ادبیات اقتصادی، حاکی از وجود ارتباط قوی بین سطح فعالیت­های اقتصادی (رشد اقتصادی) و مصرف انرژی است. زیرا انرژی به عنوان نیروی محرکه اکثر فعالیت­های تولیدی و خدماتی، جایگاه ویژه­ای در رشد و توسعه اقتصادی دارد. استرن[8]، به نقل از اقتصاددانان اکولوژیک مانند نیر و آیرس[9] بیان می­کنند که در مدل بیوفیزیکی رشد، انرژی تنها و مهم­ترین عامل رشد است. به‌طوری ­که از نظر آنها، نیروی کار و سرمایه عوامل واسطه­ای هستند که برای استفاده به انرژی نیاز دارند.[10] پیندیک[11]  معتقد است اثر قیمت انرژی بر رشد اقتصادی، به نقش انرژی در ساختار تولید بستگی دارد. به نظر آنها، در صنایعی که انرژی به عنوان نهاده واسطه­ای در تولید به‌کار می­رود، افزایش قیمت آن (با کاهش مصرف انرژی) بر امکانات و میزان تولید اثر خواهد گذاشت و تولید ملی را کاهش می­دهد. این رویکرد اشاره دارد که رشد اقتصادی خیلی شدید با مصرف انرژی در ارتباط است و رشد اقتصادی بالاتر نیازمند مصرف انرژی بیشتر است. همچنین، کارایی بیشتر در مصرف انرژی، نیازمند سطح بالایی از رشد اقتصادی است.

پس ممکن است که ابتدا نتوان جهت علیت را در این حلقه ارتباطی مشخص کرد.[12] مایر و کنت[13]، ارتباط بین مصرف انرژی و تخریب محیط­ زیست را به این صورت شرح می‌دهند: «پس از انقلاب صنعتی با استفاده بیشتر از انرژی، متوسط بهره­وری نیروی کار افزایش یافت. انرژی هم‌چنین از طریق تأثیرهای آلوده­کننده سوخت­های فسیلی، باعث تخریب محیط­ زیست شده و در نتیجه سیاست انرژی و سیاست محیط ­زیست ارتباط نزدیکی با هم دارند؛ زیرا بیشتر انتشار گازهای گلخانه­ای جهان به صورت گاز دی­اکسیدکربن است که نتیجه استفاده از سوخت­های فسیلی است. پس بخش انرژی، بیشترین سهم را در مسائل تغییر شرایط محیط ­زیست دارد».[14]

 رویکرد سوم، تلفیقی از رویکردهای اول و دوم  است که روابط بین دوره­ای درآمد، مصرف انرژی و محیط ­زیست را موضوع مطالعه خود قرار می­دهد. این رویکرد بررسی ارتباطات بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی‌های زیست­محیطی را آسان می­کند. در این راستا، محققانی مانند آنگ (2007)، سویتاس و همکاران[15]، از این رویکرد استفاده کردند. مطالعات انجام شده نشان می­دهد که مصرف انرژی اثر مستقیمی روی سطح آلودگی زیست­محیطی دارد. روابط بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی که در ابتدا نا­معلوم است، باید  بررسی و تعیین و تبیین ­شوند. بحث­های بالا به روشنی اهمیت ارتباط بین دو رویکرد اول و دوم را نشان می­دهد. بنابراین، برای تخمین­های دقیق­تر لازم است که این دو رشته ارتباطی، با هم بررسی و تلفیق شوند.  جدول 1 این سه رویکرد را خلاصه می­کند:

 

جدول 1. رویکردهای گوناگون برای بررسی روابط درآمد ملی، محیط ­زیست و مصرف انرژی

رویکرد

متغیرها

روابط

اول

محیط­زیست و رشد اقتصادی

منحنی زیست­محیطی کوزنتس

دوم

درآمد و مصرف انرژی

رابطه علی بین درآمد و مصرف انرژی

سوم

تلفیق رویکرد اول و دوم

روابط بین دوره­ای درآمد، مصرف انرژی و محیط ­زیست

مأخذ: یافته­های تحقیق

 

ایران به دلیل داشتن منابع فراوان انرژی، رشد فزاینده مصرف انرژی (به­ویژه سوخت­های فسیلی) و همچنین به لحاظ پایین بودن سطح تکنولوژی دوست­دار محیط­زیست، با مسائل زیست‌محیطی روبرو است. بنابراین، بررسی وضعیت آلودگی هوا، مصرف انرژی و ارتباط آن­ها در طی رشد اقتصادی دارای اهمیت است. بر این اساس، پژوهش حاضر با استفاده از رویکرد سوم گفته شده در جدول 1، به مطالعه چگونگی و جهت رابطه بین نشر دی­اکسیدکربن، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران می­پردازد. برای بررسی ارتباط علی بین متغیرها، به­پیروی از کار ژانگ و چنگ (2009)، از رویکرد تودا-یاماموتو، استفاده می­شود. سپس، فرضیه زیست­محیطی کوزنتس بین انتشار دی­اکسیدکربن و رشد اقتصادی بررسی می­شود. داده­های پژوهش سالیانه است. برای احتراز از تورش در تصریح الگو و تبیین شکل تبعی آن علاوه بر داده­های نشر دی­اکسید کربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی از داده­های سرمایه، نیروی کار و جمعیت شهرنشین در طی دوره 1384-1350 استفاده شده است.

ساماندهی مقاله چنین است که پس از مقدمه­ای که گفته شد، در بخش دوم پیشینه تحقیق  مرور می­شود. بخش سوم، مبانی نظری الگو، بخش چهارم برآورد الگو و بحث و استنتاج را دربر دارند. در پایان نتیجه­گیری انجام می­گیرد و پیشنهادی برای پژوهش­های آتی ارائه می­کند.

 

2. پیشینه پژوهش                   

امکان درمان مشکل تخریب محیط زیست (یا دست‌کم ثابت نگه­داشتن کیفیت موجود آن) به وسیله رشد اقتصادی، قسمتی از بحث توسعه پایدار بود که در سال 1987 و توسط کنفرانس جهانی محیط زیست و توسعه[16] طرح شد.[17] بعد از آن، بانک جهانی در گزارش توسعه جهانی سال 1992 این ایده را شناخته‌شده­تر کرد. در این گزارش آمده است: «در حین افزایش درآمد کشورها، منابع موجود برای سرمایه­گذاری در بهبود کیفیت محیط ­زیست و در نتیجه تقاضا برای آن افزایش می‌یابد».[18] بعد از انجام فعالیت­های گفته شده، فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در اوایل دهه 1990 مطرح شد و از اولین مطالعات، در مورد بررسی آن می­توان به گروسمن و کروئگر[19] اشاره کرد. شفیق و باندویوپادیای[20] در مطالعه 153 کشور برای دوره 1961تا 1986 نتوانستند شواهدی از تأیید منحنی زیست­محیطی کوزنتس بیابند. این دو مطالعه از نخستین مطالعات در زمینه منحنی زیست­محیطی کوزنتس محسوب می­شوند. مقالات هولتز- ایکن و سلدن[21] برای 108 کشور در دوره 1951تا 1986 و سنگوپتا[22] برای 16 کشور توسعه‌یافته و  تعدادی از کشورهای در حال توسعه فرضیه زیست­محیطی کوزنتس را تأیید کردند. کول و همکاران[23] تکنولوژی، جمعیت و تجارت را وارد الگوی زیست­محیطی کوزنتس کردند و برای 7 ناحیه از جهان در طی دوره 1960 تا 1992 به منحنی کوهانی شکل دست یافتند. آگراس و چپمن[24] با اطلاعات درآمد، نشر دی‌اکسیدکربن، قیمت و حجم تجارت برای دوره 1971 تا 1989 در 34 کشور به شکل Uی واژگون نرسیدند. فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس در کار  پانایوتو[25] با داده‌های درآمد، نشر دی‌اکسیدکربن، حجم تجارت، ذخیره سرمایه و جمعیت در طول 1870 تا 1994 برای 17 کشور توسعه‌یافته تأیید شد. هیرینک و همکاران[26] با داده‌های 153 کشور و متغیر نابرابری به ­شکل کوهانی رسیدند.

بررسی فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس بدون بررسی جهت علیت بین متغیرها، نتایج قابل اعتمادی را دربر نخواهد داشت.[27] ژانگ و چنگ[28] با استفاده از رویکرد تودا و یاماموتو به بررسی رابطه بین مصرف انرژی، نشر دی­اکسیدکربن و رشد اقتصادی در چین پرداختند. نتایج آنها نشان می­دهد که مصرف انرژی و انتشار دی­اکسیدکربن علت گرنجری رشد اقتصادی آن کشور نبوده است.

از مطالعاتی که در ایران انجام شده است می‌توان به موارد زیر اشاره کرد: برقی اسکویی (1387)، در مطالعه‌ای با عنوان «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسیدکربن) در منحنی زیست­محیطی کوزنتس» به بررسی رابطه بین درآمد سرانه و شاخص‌های آزادسازی تجاری با میزان انتشار دی­اکسیدکربن، در چهار گروه از کشورهای با درآمد سرانه پایین، با درآمد سرانه متوسط پایین، با درآمد سرانه متوسط بالا و با درآمد سرانه بالا پرداخته است. نتایج این مقاله حاکی است که هم در کشورهای با درآمد سرانه بالا و هم در کشورهای با درآمد سرانه متوسط به بالا، رابطه بین نشر دی­اکسیدکربن و درآمد سرانه  منفی است. اما، در کشورهای دیگر این رابطه مثبت است. همچنین، آلایندگی بالای الگوی تجاری کشورهای با درآمد سرانه پایین نسبت به کشورهای با درآمد سرانه بالا تأییدکننده فرضیه­­ پناهگاه آلایندگی و مکان‌یابی مجدد صنایع آلاینده در کشورهای در حال توسعه ­است. پژویان و مرادحاصل (1386)، درمطالعه‌ای اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا را در قالب فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس برای 67 کشور با گروه­های درآمدی متفاوت (شامل ایران) آزمون کرده‌اند. بدین منظور، اثر رشد اقتصادی، جمعیت شهری، قوانین زیست­محیطی، تعداد خودرو و درجه باز بودن اقتصاد را بر میزان آلودگی هوا در بررسی خود لحاظ کرده­اند. نتایج ایشان، فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس را تأیید کرده­ است. پورکاظمی و ابراهیمی (1387)، در مطالعه­ای درستی فرضیه زیست­محیطی کوزنتس، برای خاور میانه شامل سیزده کشور از جمله ایران را آزمون کردند. الگوی ساده، فرضیه زیست­محیطی کوزنتس برای نمونه تحت بررسی را تأیید کرده است.

 

3. مبانی نظری الگو

جهت بررسی ارتباط بین نشر آلودگی و رشد اقتصادی ایران در قالب فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس، باید دید که آیا ارتباطی بین متغیرهای فرضیه وجود دارد یا خیر.[29] بنابراین، نخست باید موضوع وجود یا وجود نداشتن رابطه بین متغیرها بررسی شود. در بیشتر مطالعات برای تعیین علیت، از آزمون عّیت گرنجر به عنوان راه حل کلیدی استفاده شده است. اما برای آزمون عّیت، از روش‌های دیگری نیز استفاده می­شود.

روش‌شناسی مطالعات انجام شده را می‌توان به چهار گروه اصلی دسته‌بندی کرد: گروه نخست، روش‌شناسی است که توسط گرنجر (1969) و سیمز (1972) به‌کار گرفته شده است. گروه دوم، تکنیک هشیائو (1981) است که آزمون عّیت گرنجر را با ترکیب کردن معیار آکائیک  و معیار خطای پیش‌بینی نهایی گسترش داد. گروه سوم، مطالعات روش­شناسی هم‌انباشتگی و الگوی تصحیح خطا  است. گروه چهارم، مربوط به آزمون علیت تودا- یاماموتو[30] است.

روش تودا- یاماموتو مشکلاتی نظیر قدرت پایین آزمون‌های ریشه واحد و عدم قابلیت اطمینان آزمون‌های هم‌انباشتگی در نمونه‌های کوچک برطرف می‌کند.[31] تودا و یاماموتو برای بررسی رابطه علیت، از الگوی خودبازگشت برداری تعدیل­شده استفاده می­­کنند. این روش چهار مرحله دارد: در مرحله اول، با استفاده از آزمون­های ریشه واحد، مرتبه ایستایی و درجه­ انباشتگی (d)  هر متغیر مشخص می­شود. در مرحله دوم، تعداد وقفه­های بهینه الگوی خودرگرسیون برداری () تعیین می‌­شود. در مرحله سوم، الگوی خودرگرسیونی برداری با وقفه انباشته () به­صورت زیر برآورد می­شود:

(1)                                      

که در آن  بردار متغیرهای الگو است. سپس، آزمون­های تبیین برای هر معادله صورت می‌گیرد. در مرحله چهارم، آزمون والد[32] روی ضرایب وقفه بهینه اجرا می­شود. به وسیله این فرآیند، نوع و جهت علیت بین روابط تعیین می­شود. آزمون گفته شده مشخص می­کند که آیا ارتباط بین متغیرها یک‌طرفه است یا دوطرفه. همچنین، در صورت یک‌طرفه بودن ارتباط، جهت علیت را نیز مشخص می­کند. آزمون والد، برخلاف آزمون علیت گرنجری مشکل عمده کم شدن درجه آزادی و نیاز به حجم نمونه زیاد را ندارد. با فرض اینکه مقدار  و  برابر با 2 باشد، معادله خودرگرسیونی برداری به صورت زیر خواهد بود:

(2)      

در این مدل اگر ضرایب  باشند می‌توان این فرضیه را که  علت گرنجر نیست را آزمون کرد. آماره آزمون برای آزمودن فرض صفر، آماره والد با توزیع و درجه آزادی برابر با تعداد محدودیت‌های صفر است. چنانچه نتایج آزمون والد در رویکرد تودا- یاماموتو به­ وجود علیت از تولید ناخالص داخلی به نشر دی­اکسیدکربن دلالت داشته باشد، در این صورت فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس مورد بررسی قرار خواهد گرفت. 

 

4. برآورد الگو، بحث و استنتاج

داده­های این پژوهش سالانه است و دوره زمانی 1384-1350 را دربر می­گیرد. برای آلودگی هوا از داده­های نشر دی‌اکسیدکربن (دی‌اکسید‌کربن) که توسط اداره اطلاعات انرژی[33] ایالات متحده منتشر می‌شود، استفاده شده­ است. برای  متغیر مصرف انرژی (EC) از داده­های مصرف انرژی برحسب واحد حرارتی بریتانیایی[34] که EIA منتشر می­کند، استفاده شده ­است. داده­های تولید ناخالص داخلی[35] و موجودی سرمایه (K) به قیمت ثابت سال  1376 و جمعیت شهرنشین (UPOP) و نیروی کار (LF) از  بانک مرکزی جمهوری اسلامی گرفته شده­اند. آمار مربوط به موجودی سرمایه از سال 1353 به صورت سالانه در این مأخذ موجود است. نیروی کار برای دوره زمانی مورد نظر براساس جمعیت فعال[36] تعریف شده ­است. در اولین مرحله از روش تودا- یاماموتو، مانایی متغیرها بررسی می‌شود. داده­های سری زمانی در تجزیه و تحلیل روابط، به­ویژه روابط علی، از  اهمیت به­سزایی برخوردارند. از خصوصیات مهم داده­های سری زمانی، مانایی است. برای این منظور، از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم‌یافته[37] (ADF )، پرون- فیلیپس[38] و کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین[39] در حالت وجود عرض از مبدأ (C) و هم در حالت وجود عرض از مبدأ و روند (C+T)  استفاده می­شود.  جدول 2 خلاصه نتایج این آزمون را نشان می­دهد. طول وقفه بهینه در آزمون ریشه واحد دیکی- فولر براساس معیار اطلاعاتی آکاییک[40] (AIC)  انتخاب شده است.

 

جدول 2. نتایج آزمون­های ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم­یافته، پرون-فیلیپس و کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین

آزمون کیاکوفسکی، فیلیپس،

(KPSS) اشمیت و شین

آزمون فیلیپس-پرون (PP)

آزمون دیکی- فولر (ADF) تعمیم­یافته

متغیر

سطوح

152544/1

600513/4

843991/1

2CO

عرض از مبدأ (سطح)

750150/1

680225/7

497760/3

EC

عرض از مبدأ (سطح)

018586/1

436023/0

431890/0

GDP

عرض از مبدأ (سطح)

211108/1

35899/13

348302/2

K

عرض از مبدأ (سطح)

233327/1

153642/5

938525/2

LF

عرض از مبدأ (سطح)

261534/1

368148/2

414830/0

UPOP

عرض از مبدأ (سطح)

294615/0

544657/1

382904/0-

2CO

روند و عرض از مبدأ (سطح)

407309/0

453838/3

399647/1

EC

روند و عرض از مبدأ (سطح)

245618/0

744302/0-

209939/1-

GDP

روند و عرض از مبدأ (سطح)

304738/0

775277/8

700083/0-

K

روند و عرض از مبدأ (سطح)

284746/0

262168/3

671585/1

LF

روند و عرض از مبدأ (سطح)

175025/0

572091/3-*

178245/3-

UPOP

روند و عرض از مبدأ (سطح)

443742/0

877925/4-

542989/2-

2CO

عرض از مبدأ (تفاضل1)

844265/0

935762/4-

563578/2-

EC

عرض از مبدأ (تفاضل1)

213661/0

025687/3-*

719756/3-

GDP

عرض از مبدأ (تفاضل1)

088636/1

689704/5

001370/3

K

عرض از مبدأ (تفاضل1)

ادامه جدول 2. نتایج آزمون­های ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم­یافته، پرون-فیلیپس و کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین

آزمون کیاکوفسکی، فیلیپس،

(KPSS) اشمیت و شین

آزمون فیلیپس-پرون (PP)

آزمون دیکی- فولر (ADF) تعمیم­یافته

متغیر

سطوح

825758/0

482802/2-

389306/1-

LF

عرض از مبدأ (تفاضل1)

579961/0

369715/2-

513035/2-

UPOP

عرض از مبدأ (تفاضل1)

068573/0

381927/6-

446808/4-

2CO

روند و عرض از مبدأ (تفاضل1)

104924/0

413953/6-

231993/4-

EC

روند و عرض از مبدأ (تفاضل1)

091125/0

469268/3-

256136/4-*

GDP

روند و عرض از مبدأ (تفاضل1)

313688/0

255285/0

012062/0-

K

روند و عرض از مبدأ (تفاضل1)

146066/0

687344/3*

596818/2-

LF

روند و عرض از مبدأ (تفاضل1)

169540/0

-

264643/2-

UPOP

روند و عرض از مبدأ (تفاضل1)

043172/0

-

020340/5-

2CO

عرض از مبدأ (تفاضل2)

040921/0

-

109961/7-

EC

عرض از مبدأ (تفاضل2)

-

-

-

GDP

عرض از مبدأ (تفاضل2)

036581/1

323054/2-

086963/1-

K

عرض از مبدأ (تفاضل2)

051434/0

12965/15-

699694/4-

LF

عرض از مبدأ (تفاضل2)

177784/0

-

289694/3-*

UPOP

عرض از مبدأ (تفاضل2)

-

-

-

2CO

عرض از مبدأ و روند (تفاضل2)

-

-

-

EC

عرض از مبدأ و روند (تفاضل2)

-

51963/12-

-

GDP

عرض از مبدأ و روند (تفاضل2)

104979/0

309538/5-

596818/2-*

K

عرض از مبدأ و روند (تفاضل2)

046950/0

-

755563/4-

LF

عرض از مبدأ و روند (تفاضل2)

072983/0

-

472276/3-

UPOP

عرض از مبدأ و روند (تفاضل2)

* سطح معنی­داری در 5%

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

رد فرضیه صفر در آزمون­های دیکی- فولر تعمیم­یافته و فیلیپس- پرون، دلالت بر مانا بودن متغیر مورد نظر در سطح معنی­داری انتخابی دارد که معمولاً بسته به هدف پژوهش می­تواند 5% یا 1% باشد. اما، درآزمون کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین عدم رد فرضیه صفر، دلالت بر مانایی متغیر دارد. جهت آزمون ریشه واحد، متغیرها در دو حالت «با عرض از مبدأ» و «عرض از مبدأ و روند» بررسی شده­اند. در جدول 2، برخی متغیرها در تفاضل­ مرتبه اول و برخی دیگر، در تفاضل مرتبه دوم مانا شده­اند. جهت مشخص شدن مانایی متغیرها در هر یک از حالات تفاضل مرتبه اول یا دوم از علامت * استفاده شده­ است. برای نمونه، متغیر دی­اکسیدکربن در حالت «روند و عرض از مبدأ» دارای درجه انباشتگی یک، و در حالت «عرض از مبدأ» انباشته از درجه دو است. در حالی­که متغیرهای موجودی سرمایه و نیروی کار در هر دو حالت دارای درجه انباشتگی دو هستند.

 

 4-1. تعیین درجه انباشتگی

با توجه به جدول 2، مشاهده می­شود که برخی از متغیرها دارای درجه انباشتگی (1) و برخی دیگر دارای درجه انباشتگی (2) هستند. بنابراین، برای تعیین درجه انباشتگی الگو از روش زیووت و آندریوز[41] استفاده می­شود. این دو، جهت رفع این مشکل برای هر متغیر، بر پایه تابع روند و نقطه شکست ساختاری، متغیر روشی را  معرفی کردند که با استفاده از آن می­توان درجه انباشتگی را آزمون کرد. ایشان برای آزمون ریشه واحد سه معادله به ­صورت زیر معرفی کردند:

(3)                       

(4)                         

(5)                      

در معادلات (3)، (4) و (5)، ، c، t و e بترتیب تفاضل مرتبه اول متغیر، مقدار ثابت معادله