اثر شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در ایران (کاربرد روش بلانچارد-کوآ)

چکیده

در ایران استفاده از انرژی در بخش‏های مختلف اقتصادی بسیار چشمگیر است و از این‏رو راهکارهای کاهش مصرف انرژی در اقتصاد ایران مورد توجه است. بهبود بهره‏وری کل عوامل می‏تواند باعث کاهش مصرف نهاده‏های تولید و از جمله انرژی شود. هدف از مطالعه حاضر بررسی اثر شوک‏های بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در ایران طی سال‏های 1353-1389 می‏باشد. برای این منظور با استفاده از روش بلانچارد-کوا شوک‏های بهره‏وری به دو جزء دائمی و موقت تفکیک شدند. سپس با استفاده از مدل خود توضیح برداری ساختاری اثر شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در ایران مورد بررسی قرار گرفت. نتایج تخمین مدل نشان می‏دهد که شوک‏های موقتی بهره‏وری، مهمترین منبع تغییرات در شدت مصرف انرژی در کوتاه‏مدت هستند. همچنین شوک‏های دائمی بهره‏وری منجر به کاهش شدت مصرف انرژی در بلند مدت می‏شوند. از این‏رو به منظور کاهش مصرف انرژی در کشور باید رشد بهره‏وری کل عوامل در دستور کار سیاست‏گذاران قرار گیرد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The effect of temporary and permanent shocks of productivity on intensity of energy consumption in Iran (Application of Blanchard-Quah method)

چکیده [English]

Energy consumption in various sectors of Iran economy is very significant, hence the necessity of reducing energy consumption in the economy considerrable. Improvement of total factor productivity can lead to lower production inputs as well as energy consumption. The aim of the present study is to survey the productivity shock affect on intensity of energy consumption during 1974-2010 in Iran. For this purpose, productivity shocks were separated to components of temporary and permanent with using Blanchard-Quah method. Then, the effect of temporary and permanent shocks of productivity on energy intensity was studied using structural vector autoregressive model. The results of model estimation show that temporary shocks of productivity are the main source of short-term changes in energy intensity. In addition, the permanent shocks of productivity will lead to reducing energy intensity in the long-run. Hence, to reduce energy consumption in Iran, total factor productivity growth should be improved.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Temporary and Permanent Shocks
  • productivity
  • SVAR model
  • Blanchard-Quah Method
  • Intensity of Energy Consumption

اثر شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در ایران (کاربرد روش بلانچارد-کوآ)

مصطفی بنی اسدی* و رضا محسنی**

 

تاریخ دریافت: 21 بهمن 1392                   تاریخ پذیرش: 31 اردیبهشت 1393

 

چکیده

در ایران استفاده از انرژی در بخش‏های مختلف اقتصادی بسیار چشمگیر است و از این‏رو راهکارهای کاهش مصرف انرژی در اقتصاد ایران مورد توجه است. بهبود بهره‏وری کل عوامل می‏تواند باعث کاهش مصرف نهاده‏های تولید و از جمله انرژی شود. هدف از مطالعه حاضر بررسی اثر شوک‏های بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در ایران طی سال‏های 1353-1389 می‏باشد. برای این منظور با استفاده از روش بلانچارد-کوا شوک‏های بهره‏وری به دو جزء دائمی و موقت تفکیک شدند. سپس با استفاده از مدل خود توضیح برداری ساختاری اثر شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در ایران مورد بررسی قرار گرفت. نتایج تخمین مدل نشان می‏دهد که شوک‏های موقتی بهره‏وری، مهمترین منبع تغییرات در شدت مصرف انرژی در کوتاه‏مدت هستند. همچنین شوک‏های دائمی بهره‏وری منجر به کاهش شدت مصرف انرژی در بلند مدت می‏شوند. از این‏رو به منظور کاهش مصرف انرژی در کشور باید رشد بهره‏وری کل عوامل در دستور کار سیاست‏گذاران قرار گیرد.

 

واژه‌های کلیدی: شوک‏های دائمی و موقت، بهره‏وری، مدل SVAR، روش بلانچارد-کوا، شدت مصرف انرژی.

طبقه‌بندی JEL: Q40، D24، C13.

 

1. مقدمه

انرژی از جمله نهاده­های بسیار مهم تولید و یکی از عوامل مهم در رشد اقتصادی هر کشور است. برخی اقتصاددانان اکولوژیست بیان می­کنند که در مدل بیوفیزیکی رشد، انرژی مهمترین عامل رشد است، از نظر آنها نیروی­کار و سرمایه، عوامل واسطه­ای هستند که بکارگیری آنها نیز مستلزم استفاده از انرژی است (استرن[1]، 1993). لذا با توجه به اهمیت فراوان انرژی و کاهش منابع انرژی فسیلی و افزایش قیمت آن، یکی از موضوعات مهم در بخش انرژی، کاهش مصرف و بهینه­سازی مصرف انرژی است. شاخص شدت مصرف انرژی به‏عنوان نسبت مصرف نهایی انرژی به تولید ناخالص داخلی مهمترین شاخصی است که میزان بهره‏وری انرژی در یک اقتصاد را مشخص می‏کند. هرچه این شاخص کوچکتر باشد نشان‏دهنده آن است که برای تولید هر واحد محصول انرژی کمتری صرف شده است و بالعکس. تقلیل شدت مصرف انرژی و به‏عبارت دیگر بهینه‏سازی مصرف انرژی از آمال و اهداف توسعه‏ای سیاست‏گذاران و برنامه‏ریزان اقتصادی هر کشوری تلقی می‏شود و نیل به این اهداف جز با شناخت عوامل تعیین کننده آن و ارائه راهکارهای مدبرانه میسر نمی‏گردد. (کلولند[2]، 1984). ایران یکی از مهمترین بازیگران انرژی دنیاست. اما آمار و ارقام نشان از عدم استفاده کارا از منابع انرژی و استفاده بیش از حد از این منابع خدادادی دارد. بررسی­ها نشان می­دهد در دوره مورد بررسی، به ویژه سالهای بعد از انقلاب سال 1357، نرخ رشد مصرف انرژی[3] فراتر از نرخ رشد اقتصادی است. (کرباسی و همکاران، 2007). براساس بررسی سازمان بهره‏وری انرژی ایران شاخص شدت مصرف انرژی ایران 13 برابر کشور ژاپن است (سازمان بهره­وری انرژی ایران، 1388). این روند مصرف در آینده کشور را دچار بحران انرژی خواهد نمود. عمر منابع نفتی ایران در 60 سال، گاز 40 سال و ذغال سنگ 105 سال آینده به اتمام می­رسد و طی 25 سال آینده با افزایش مصرف منابع انرژی، ایران از جدول کشورهای صادرکننده نفت خارج خواهد شد (سازمان بهره‏وری انرژی ایران، 1388). تا پیش از طرح تحول اقتصادی، دولت برای هر ایرانی سالانه 600 هزار تومان یارانه انرژی پرداخت می­کرده است (سازمان بهره­وری انرژی ایران، 1388). یکی از دلایل اصلی عدم توجه به بهبود کارایی مصرف انرژی در بخش‏های اقتصادی ایران، پرداخت یارانه دولتی و قیمت ارزان منابع انرژی کشور بوده است. خوشبختانه بعد از اجرای طرح تحول اقتصادی این روند تا حدودی اصلاح شده است. بنابراین با توجه به عدم کارایی مصرف انرژی و روند مصرف بی‏رویه آن در کشور، ضرورت تحقیق در خصوص بهبود کارایی مصرف و کاهش شدت مصرف ضرورت دارد. با توجه به اینکه انرژی به عنوان یکی از نهاده‏های اصلی و مهم در جریان تولید می‏باشد، تحقیق در خصوص رشد بهره‏وری کل عوامل در جهت کاهش مصرف نهاده انرژی می‏تواند از موضوعات مهم قابل بررسی برای مراکز تحقیقاتی کشور باشد. در واقع بهره‏وری چگونگی و میزان استفاده از عوامل تولید را در تولید محصول نشان می‏دهد که در صورت استفاده بهینه از عوامل تولید، بهره‏وری آن عامل افزایش خواهد یافت. می‏توان چنین انتظار داشت که مهمترین عامل تعیین‏کننده رشد اقتصادی، ارتقاء بهره‏وری کل عوامل تولید است (نایبی و همکاران، 1389). بهره‏وری از نظر مفهومی به‏معنای استفاده موثر و کارآمد از منابع در فرایند تولید است. از این‏رو رشد بهره‏وری در عین کاهش استفاده از منابع تولید و از جمله انرژی، می‏تواند سبب بهبود رشد اقتصادی شود و این به مفهوم کاهش شدت مصرف انرژی است. در حال حاضر، اهمیت بهره‏وری در افزایش تولید ملی پذیرفته شده‏است. وقتی بهره‏وری افزایش می‏یابد، تولید ناخالص ملی سریعتر از عوامل تولید افزایش خواهد یافت و متوسط تولید نیز به ازای هر واحد عوامل تولید افزایش می‏یابد. همچنین، نقش بهبود بهره‏وری در کاهش هزینه‏ها و توسعه صادرات حائز اهمیت است. علاوه بر این، ارتقاء بهره‏وری به صرفه‏جویی در استفاده از منابع تولید و کاهش آثار سوء زیست‎محیطی منجر می‏شود که در فرایند توسعه پایدار از اهمیت به‏سزایی برخوردار است. با توجه مطالب گفته شده هدف از مطالعه حاضر بررسی اثر شوک‏های بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در کشور است. در ادامه پس از ارائه مبانی نظری و مطالعات تجربی، مدل تحقیق ارائه می‏شود و سپس با استفاده از روشهای اقتصاد سنجی اقدام به تخمین و تفسیر نتایج مدل نموده و در نهایت به جمع‏بندی و توصیه‏های سیاستی پرداخته خواهد شد. این مقاله از آن جهت دارای اهمیت است که تا کنون این موضوع در تحقیقات انجام شده در بخش انرژی کشور مورد توجه محققان قرار نگرفته است. در قسمت بعدی این مطالعه، ابتدا وضعیت ایران در شدت مصرف انرژی و سپس بهره‏وری کل عوامل مورد بررسی قرار گرفته است.


 

 

2- وضعیت ایران در شدت مصرف انرژی و بهره‏وری کل عوامل تولید

2-1. شدت مصرف انرژی در ایران

در این مطالعه آمار مربوط به شدت مصرف انرژی از ترازنامه انرژی ایران طی سال‏های 1353 تا 1389 و آمارهای مورد نیاز برای محاسبه بهره‏وری کل عوامل تولید (موجودی سرمایه، نیروی‏کار و تولید ناخالص داخلی) از بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران به‏دست آمده است. برای بررسی کارایی مصرف انرژی از شاخص‏های متعددی می‏توان استفاده نمود. یکی از شاخص‏های پرکاربرد در این زمینه شدت انرژی است که به صورت رابطه زیر تعریف می‏شود:

(1)                                                               

که در رابطه فوق، شدت انرژی (ECI)[4]، از تقسیم میزان مصرف انرژی (EC)[5] به تولید ناخالص داخلی (GDP)[6] حاصل می شود. بنابراین میزان مصرف انرژی به ازای هر واحد تولید ناخالص داخلی، شدت انرژی است. نمودار (1) روند شدت مصرف انرژی را طی سال‏های 1389-1346 نشان می‏دهد. طی این دوره متوسط سالانه نرخ رشد شدت مصرف انرژی 1/3 درصد می‏باشد.

 

 

نمودار 1. شدت مصرف انرژی در ایران طی دوره 1389-1346

مأخذ: ترازنامه انرژی ایران، 1389، (واحد: بشکه معادل نفت خام به میلیون ریال)

با توجه به نمودار (1)، شدت مصرف انرژی در ایران تا سال 1379 روندی صعودی داشته و پس از سال 1379 تا سال 1382شدت انرژی در کشور سیری نزولی و از سال 1382 تا سال 1389 تقریباً روند ثابتی داشته است. کاهش و یا ثبات شدت انرژی در سال‏های اخیر ناشی از افزایش قیمت نفت و تأثیر مثبت آن بر تولید ناخالص داخلی بوده و متأثر از بهبود کارایی مصرف انرژی نیست (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، 1389).

در سال 2008 به ازای هر بشکه معادل نفت مصرف انرژی در کشور تنها 238 دلار تولید ناخالص داخلی ایجاد شد؛ در حالی که متوسط جهانی این رقم 736 دلار و متوسط اتحادیه اروپا معادل 1452 دلار بود (بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، 1389). این ارقام، عدم کارایی مصارف انرژی در ایران را نشان می‏دهد. با توجه به تولید نسبتاً کم در مقایسه با انرژی مصرفی، شاخص شدت مصرف انرژی در ایران رقم بالایی را نشان می‏دهد.

همانطور که در مقدمه بحث شد، نرخ رشد مصرف انرژی در ایران فراتر از نرخ رشد اقتصادی است. (کرباسی و همکاران، 2007).  نرخ رشد مصرف انرژی براساس رابطه  به‏دست می‏آید که در آنEC مصرف انرژی و  نرخ رشد مصرف انرژی است. با توجه به تعریف شدت انرژی، از آنجا که رشد مصرف انرژی در ایران بالاتر از رشد تولید ناخالص داخلی است، روند شدت مصرف انرژی نیز افزایشی بوده است. براساس بررسی سازمان بهره‏وری انرژی ایران، شاخص شدت مصرف انرژی ایران از بسیاری از کشورهای جهان از جمله ژاپن، کشورهای اروپایی، آمریکا و حتی برخی از کشورهای جهان سوم نیز بیشتر است (سازمان بهره­وری انرژی ایران، 1388). با توجه به اهمیت انرژی در رشد اقتصادی و وجود ادبیات گسترده در موضوع رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی، باید روند مصرف انرژی در ایران اصلاح شده و از این منبع تولیدی با کارایی بالاتری استفاده کرد. خصوصاً با توجه به این موضوع که سوخت‏های فسیلی جزء منابع تجدید ناپذیر هستند و ادامه روند مصرف کنونی در کشور، می‏تواند بحران انرژی را در دهه‏های آینده برای کشور به دنبال داشته باشد. از این رو هدف مطالعه حاضر، بررسی این فرضیه است که آیا شوک‏های بهره‏وری می‏توانند بر شدت مصرف انرژی در کشور تأثیرگذار باشند. در صورت تأثیرگذاری، جهت این اثر چگونه خواهد بود و آیا می‏تواند از شدت مصرف انرژی در کشور بکاهد.

 

2-2. بهره‏وری کل عوامل تولید (TFP)[7] در اقتصاد ایران

امروزه همه کشورهای توسعه یافته و یا در حال توسعه به اهمیت بهره‏وری به عنوان یکی از ضرورت‏های رشد و توسعه اقتصادی پی برده‏اند و اساس رقابت پذیری در عرصه‏های بین المللی مبتنی بر رشد بهره‏وری از طریق حرکت به سمت تولیدات دانش‏بنیان است. در واقع در دنیای کنونی وجود صرف منابع تولیدی و از جمله انرژی موجب رشد اقتصادی و توانایی رقابت در بازارهای بین‏المللی نمی‏شود، بلکه رشد بهره‏وری که در واقع تولید با هزینه کمتر و استفاده کاراتر از منابع است، عامل اصلی رشد اقتصادی است. براساس تعریف عمومی موجود از بهره‏وری، نسبت ستاده به نهاده در جریان تولید بهره‏وری گفته می‏شود. هر چه در جریان تولید این شاخص بالاتر باشد، نشان می‏دهد که از منابع تولیدی به شکل کاراتری استفاده شده است.

در مطالعه حاضر برای محاسبه بهره‏وری کل عوامل تولید از مدل کندریک استفاده شده است. مدل کندریک مبتنی بر میانگین وزنی کار و سرمایه است. کندریک از یک تابع تولید ضمنی برای تخمین تغییرات در بهره‏وری استفاده نمود. شاخص بهره‏وری کل عوامل تولید او به‏صورت رابطه (2) تعریف می‏شود (یداله‏زاده طبری و خوشابی، 1390):

(2)                                                       

که در آن TFP، بهره‏وری کل عوامل تولید، Vt ارزش افزوده واقعی (به قیمت ثابت)، Kt ارزش موجودی سرمایه به قیمت ثابت، Lt تعداد نیروی کار یا نفرساعت،  سهم عامل سرمایه در ارزش افزوده و  سهم عامل کار در ارزش افزوده است.

نمودار (2) روند بهره‏وری کل عوامل تولید (که با استفاده از شاخص کندریک محاسبه شده است) را در دوره 1389-1353 نشان می‏دهد.

همانطور که در نمودار(2) ملاحظه می‏شود، روند بهره‏وری کل عوامل در کشور تا سال 1368 روند نزولی داشته و از سال 68 به بعد و همزمان با پایان جنگ تحمیلی این روند افزایشی بوده است.

برای شکل‏گیری فرضیه تأثیرگذاری شوک بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی ابتدا این دو متغیر در نمودار (3) بروی هم رگرس  شدند.

 

 

نمودار 2. روند تغییرات بهره‏وری کل عوامل تولید در اقتصاد ایران طی سال‏های 1389-1353.

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

 

نمودار 3. تغییرات شدت مصرف انرژی همزمان با تغییرات بهره‏وری کل عوامل

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

در نمودار (3) هر نقطه بیانگر مقدار شدت مصرف انرژی و بهره‏وری کل عوامل تولید در یک سال است. در واقع دو متغیر در یک نمودار ترسیم گردیده و زمان از آن حذف شده است. با توجه به نمودار (3) و نقاط متناظر با هر سال در نمودار مشخص می‏شود، از سال 1353 تا سال 1368 که بهره‏وری کل عوامل تولید در حال کاهش است، شدت مصرف انرژی با روند قابل توجهی در حال افزایش است. با تغییر روند بهره‏وری در کشور و افزایش آن، شاخص شدت مصرف انرژی ابتدا کاهش یافته و سپس روند ثابتی را در پیش گرفته است. بنابراین همزمان با بهبود بهره‏وری کل عوامل، از روند رو به رشد شدت مصرف انرژی کاسته شده است. براین اساس، در مقاله فرضیه تأثیر شوک‏های بهره‏وری کل عوامل بر شدت مصرف انرژی مورد آزمون قرار گرفته است. فرضیه این تحقیق این است که شوک بهره‏وری اثر منفی بر شدت مصرف انرژی دارد و لذا بهبود بهره‏وری کل عوامل تولید می‏تواند باعث کاهش شدت مصرف انرژی شود.

 

3. مروری بر ادبیات موضوع و مطالعات انجام شده

تکنولوژی، سرمایه فیزیکی و نیروی‏کار ممکن است از طریق انرژی و رشد اقتصادی بر شدت مصرف انرژی تأثیرگذار باشند (سلیمی‏فر و همکاران، 1389). رشد تکنولوژی می‏تواند منجر به بهبود بهره‏وری کل عوامل تولید شود. از یک طرف رشد تکنولوژی و بهبود بهره‏وری و استفاده از منابع تولید در جهت کاهش شدت مصرف انرژی، منجر به رشد اقتصادی می‏شوند و از طرف دیگر انتظار می‏رود با افزایش سرمایه فیزیکی و پیشرفت فنی، میزان مصرف انرژی تحت تأثیر قرار گیرد (سلیمی‏فر و همکاران، 1389). برای مثال پیشرفت تکنولوژی (که منجر به رشد بهره‏وری می‏شود) از یک سو می‏تواند با ایجاد ابزار و تکنیک‏های مدرن منجر به کاهش مصرف انرژی شود و از سوی دیگر با ایجاد رشد اقتصادی بیشتر، مصرف انرژی را افزایش دهد. از سوی دیگر یکی از عوامل مهم در بهبود بهره‏وری انرژی، ارتقا درجه تکنولوژی می‏باشد. تکنولوژی ناکارآمد منجر به مصرف ناکارآمد انرژی می‏شود (سابراه مانیا[8]، 2006) و از این رو باعث افزایش شدت مصرف انرژی می‏شود. بنابراین بطور دقیق نمی‏توان مشخص کرد که رابطه تکنولوژی با شدت مصرف انرژی در چه جهتی است، اما می‏توان گفت که تکنولوژی باعث بهبود بهره‏وری جزئی و کلی عوامل تولید خواهد شد. حال پرسشی که وجود دارد این است که آیا بهبود بهره‏وری کل عوامل تولید می‏تواند باعث کاهش شدت مصرف انرژی شود.

 با توجه به مفهوم بهره‏وری کل عوامل، رشد بهره‏وری باعث رشد تولید با ثابت در نظر گرفتن نهاده‏ها می‏شود یا منجر به کاهش استفاده از نهاده و از جمله انرژی با ثابت در نظر گرفتن تولید می‏شود و یا اینکه منجر به رشد اقتصادی از هر دو طریق یعنی رشد تولید و کاهش استفاده از منابع می‏شود. با توجه به این مفهوم شاخص شدت مصرف انرژی در اثر رشد بهره‏وری کاهش خواهد یافت. بهبود بهره‏وری جزئی نیز می‏تواند بر کاهش شدت مصرف انرژی تأثیرگذار باشد. اگر بهره‏وری نیروی‏کار به عنوان یکی از عوامل تولید افزایش یابد، نیروی‏کار کمتری جهت همان سطح تولید قبلی مورد نیاز خواهد بود. کاهش عامل نیروی‏کار در جریان تولید، کاهش مصرف انرژی را نیز در پی خواهد داشت. نتایج مطالعه سابراه مانیا (2006) نیز این موضوع را تأیید می‏کند. بنابراین بهره‏وری جزئی و بهره‏وری کل عوامل براساس منطق اقتصادی می‏تواند بر شدت مصرف انرژی اثرگذار باشد. از این‏رو فرضیه اثرگذاری شوک‏های بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی در این مطالعه بررسی خواهد شد. هدف از تحقیق حاضر بررسی اثر شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری کل عوامل بر شدت مصرف انرژی است که در کشور چندان مورد توجه قرار نگرفته است و در این خصوص مطالعه خاصی هم صورت نگرفته است. البته مطالعات فراوانی در خصوص عوامل مؤثر بر شدت مصرف انرژی در داخل و خارج کشور انجام پذیرفته است.

محمدی و همکاران (2010) در مطالعه خود با استفاده از شاخص مجزا سازی فیشر (تکنیک ضربی) به بررسی روند تغییرات شدت مصرف برق صنعت پرداخته و نتیجه گرفتند که اثر ساختاری و تغییر در ترکیب فعالیت‏های صنعتی، نقش عمده‏ای در افزایش شدت مصرف برق ایفا می‏کند. سلیمی‏فر و همکاران (1389) در مطالعه خود تأثیر عوامل تولید بر شدت مصرف انرژی را بررسی کردند. نتایج مطالعه آنها نشان داد که تکنولوژی و سرمایه فیزیکی منجر به افزایش رشد شدت مصرف انرژی شده اما عامل نیروی‏کار منجر به کاهش رشد شدت مصرف انرژی در طی سال‏های 1386-1353 در ایران شده است. آنها همچنین نتیجه گرفتند که بخش عمده‏ای از رشد شدت انرژی معلول عوامل دیگری است. شریفی و همکاران (1387) به تجزیه شدت انرژی (به دو اثر ساختاری و شدتی[9]) در کل صنعت و صنایع نه‏گانه (براساس طبقه‏بندی ISIC) ایران با استفاده از شاخص ایده‏آل فیشر و دو تکنیک جمع‏پذیری و ضرب پذیری پرداختند. نتایج مطالعه آنها نشان می‏دهد که در بیشتر صنایع نه‏گانه، اثر ساختاری سهم اندکی در تغییرات اثر کل شدت انرژی داشته و اثر شدتی سهم بیشتر در تغییرات اثر کل داشته است؛ در بیشتر صنایع در سال‏های مختلف اثر شدتی در جهت کاهش شدت انرژی حرکت کرده و اثر ساختاری سهم ضعیفی در کاهش شدت انرژی داشته است. یوآن و همکاران[10] (2009) نشان می‏دهند که رشد تکنولوژی به‏طور متوسط سالانه 3/6 درصد از نرخ رشد شدت انرژی در بخش صنعت چین را کاهش داده است. ما و همکاران[11] (2008) بحث می‏کنند که شدت مصرف انرژی در کشور چین در طی دوره زمانی (2004-1995) روند فزاینده‏ای داشته است و به نظر می‏رسد عامل اصلی چنین روندی، به‏کارگیری تکنولوژی‏های انرژی بر بوده است. سابراه مانیا (2006) در مطالعه‏ای به بررسی تأثیر بهره‏وری نیروی کار بر شدت مصرف انرژی در صنایع کوچک و عملکرد اقتصادی در کشور هند پرداخت. یافته‏های این مطالعه نشان می‏دهد زمانی که تکنولوژی مورد استفاده در صنایع کوچک مشابه است، بهبود مهارت‏های نیروی‏کار که منجر به ارتقاء بهره‏وری نیروی‏کار می‏شود، می‏تواند یک استراتژی مهم برای افزایش بهره‏وری انرژی، دستیابی به بازده بالاتر، افزایش رقابت‏پذیری و کاهش شدت مصرف انرژی شود. بنابراین رشد بهره‏وری نیروی‏کار باعث کاهش شدت مصرف انرژی می‏شود. جورگنسون و فرامنی[12](1981) در بررسی خود نتیجه می‏گیرند که تغییر تکنولوژی منجر به افزایش شدت انرژی در طی زمان می‏شود. برندت و همکاران[13] (1993) نشان دادند که تغییر تکنولوژی موجب ذخیره انرژی در هر دو نوع سوخت و برق شده است. مونتاین و همکاران[14] (1989) در مطالعه خود نتیجه می‏گیرند که تغییر تکنولوژیکی منجر به ذخیره نفت و استفاده بیشتر گاز در صنایع کارخانه‏ای ایالت انتاریو[15] شده، اما در خصوص انرژی برق، در صنایع مختلف نتایج متفاوتی به‏دست آمده است.

با توجه به نتایج مطالعات انجام شده، رابطه بین شدت مصرف انرژی و تکنولوژی چندان مشخص نیست. مرور مطالعات نشان می‏دهد بسته به نوع تکنولوژی اثر آن بر شدت مصرف انرژی می‏تواند متفاوت باشد. همانطور که بحث شد، ورود تکنولوژی می‏تواند بهره‏وری کل عوامل تولید را افزایش دهد. تکنولوژی‏های کاراندوز یا سرمایه اندوز ضمن استفاده کمتر از نهاده‏های نیروی‏کار و سرمایه می‏توانند همان سطح تولید قبلی را حفظ کنند. و یا منجر به رشد تولید شوند. استفاده کمتر از سایر منابع در جریان تولید نیز می‏تواند باعث کاهش مصرف انرژی شود. مطالعه سابراه مانیا (2006) این مطلب  را تأیید می‏کند. براین اساس در این مطالعه فرضیه تأثیرگذاری شوک بهره‏وری کل عوامل بر شدت مصرف انرژی مورد آزمون قرار گرفته است.

 

4. مبانی نظری مدل

در مطالعه حاضر، از تکنیک بلانچارد-کوا (1989) برای تجزیه شوک‏های بهره‏وری به دو گروه موقت و دائمی استفاده شده است. در مطالعات فراوانی از این تکنیک برای تفکیک شوک‏های وارد بر متغیرها به دو جزء دائمی و موقت استفاده شده است که می توان به مطالعات محمدی واکبری‏فرد (1387)، اکبری‏فرد و کوشش (1388)، وسلکوا و هروات[16] (2008)، لی و چین[17] (2006) و هافمن[18] (2001) برای تفکیک شوک‏های دائمی و موقت وارد بر تولید، نرخ ارز و درآمد اشاره کرد. برتری روش بلانچارد کوآ به این دلیل است که هیچ روش واحدی برای تفکیک یک متغیر به اجزای دائمی و موقت آن وجود ندارد. اما بلانچارد کوآ (1989) نشان دادند که با استفاده از یک مدل VAR دو متغیره می‏توان یک متغیر را به اجزای دائمی و موقت تجزیه نمود.

در این روش متغیرها باید به‏گونه‏ای انتخاب شوند که هر دو یا حداقل یکی از آنها نامانا باشند، زیرا متغیرهای I(0) فاقد جزء دائمی هستند. اگر هر دو متغیر مانا باشند، نمی‏توان از این روش استفاده کرد. در صورت امکان استفاده از این روش، در نهایت هر دو متغیر به‏صورت مانا در مدل ظاهر می‏شوند. با فرض عدم وجود جزء ثابت، میانگین متحرک دو متغیره[19] (BMA) و دنباله‏های بهره‏وری و شدت مصرف انرژی به‏صورت روابط زیر است (والتر اندرس، 1389):

(3)                    

(4)                    

یا به‏طور خلاصه‏تر:

(5)                               

که در آن  و  جملات اختلال مستقل نوفه سفید هستند که واریانس هر دوی آنها ثابت است و Cij(L) چند جمله‏ای‎هایی بر حسب عملگر وقفه L هستند. شوک‏ها به‏صورتی نرمال می‏شوند که  و  باشد. اگر  ماتریس واریانس اختلالات باشد، در این صورت (والتر اندرس، 1389):

(6)                     

بر خلاف روش سیمز (1980)، بلانچارد و کوا دنباله‏های { } و { } را مستقیما با دنباله‏های {TFP} و {ECI} مرتبط نمی‏کنند. در مقابل، آنها دنباله‏های {TFP} و {ECI} را به‏عنوان متغیرهای درونزا در نظر می‏گیرند. دنباله‏های { } و { } نیز دارای همان خواصی هستند که یک متغیر برونزا طبق تئوری اقتصادی می‏بایست آن را داشته باشد. نکته مهم در تجزیه بهره‏وری به اجزای دائمی و موقت این است که شوک‏های شدت مصرف انرژی نباید تأثیر بلند مدت بر بهره‏وری عوامل تولید داشته باشد. چون به‏منظور شناسایی و براساس مبانی نظری مدل، فرض می‏شود که شوک شدت مصرف انرژی بر بهره‏وری کل عوامل تأثیر دائمی ندارد. در واقع این شوک‏های بهره‏وری هستند که منجر به تغییر در شدت مصرف انرژی می‏شوند. وجود این محدودیت، دلالت بر آن دارد که یک شوک ساختاری خاص (شوک شدت مصرف انرژی)، تأثیر بلند مدت بر سطح متغیر درونزای دیگر مدل (بهره‏وری کل عوامل تولید) ندارد و در واقع اعمال این قید، راه را برای تشخیص کامل اختلالات ساختاری از مدلVAR  هموار می‏سازد، تا بتوان معادله را حل کرد و ضرایب را به‏دست آورد. از این‏رو تأثیر کلی شوک ساختاری شدت مصرف انرژی بر دنباله بهره‏وری کل عوامل می‏بایست برابر صفر باشد. براین اساس، ضرایب معادله باید به گونه‏ای باشد که (والتر اندرس، 1389):

(7)                                                             

بنابراین جهت شناسایی شوک‏های ساختاری غیرقابل مشاهده، می‏بایست برخی قیود شناسایی را بر الگوی VAR تقلیل یافته غیرمقید[20] تحمیل نمود. در الگوی VAR دومتغیره (2=n) مطالعه حاضر، ماتریس مربوطه دارای 4 عنصر است که یک سیستم معادلات 2 معادله‏ای را تشکیل می‏دهد. لذا برای دقیقاً مشخص شدن سیستم معادلات باید به تعداد  بر الگو قید تحمیل نمود (یاوری و همکاران، 1391). ازاین‏رو شناسایی دقیق شوک‏های ساختاری این مدل دو متغیره، مستلزم یک قید اضافی است:

(8)                        

برای اعمال قید شناسایی یک ماتریس پایین مثلثی تشکیل می‏شود که در آن، عنصر  خواهد بود.

(9)                                                     

با اعمال این قید و با استفاده از تجزیه چولسکی مبتنی بر ماتریس واریانس-کوواریانس وزنی می‏توان مدل فوق را از الگوی VAR تقلیل یافته شناسایی نمود. شوک‏های اسمی و واقعی در اینجا قابل ملاحظه نیستند، از این رو این شوک‏ها از مدل VAR برآورد شده استخراج می‏شوند. با فرض آنکه متغیرها مانا باشند الگوی  VAR به‏صورت زیر است (والتر اندرس، 1389):

(10)         

نکته اساسی در اینجا آن است که پسماندهای مدل VAR ترکیبی از اختلالات خالص  و  هستند. به‏عنوان مثال، e1t خطای پیش‏بینی یک دوره به جلوی ECIt است یا به‏عبارتی دیگر:

(11)                                      

بر اساس مدل (BMA)[21] خطای پیش‏بینی یک دوره به جلو برابر با،  است. از آنجا که هر دو رابطه خطای پیش‏بینی با هم برابر هستند، رابطه زیر حاصل می‏شود.

(12)                                  

به‎همین ترتیب، از آنجا که e2t خطای پیش‏بینی یک دوره به جلوی yt است، رابطه زیر به‎دست می‏آید:

(13)                                 

با ترکیب دو معادله (8) و (9) الگوی زیر حاصل می‏شود:

(14)                                     

اگر مقادیر C11(0)، C12(0)، C21(0) و C22(0)، معلوم باشند، امکان استخراج  و  از پسماندهای رگرسیون، یعنی  e1tو e2t وجود خواهد داشت. بلانچارد و کوا نشان دادند که رابطه بین معادله (6) و مدل BMA همراه با محدودیت بلند مدت (5)، دقیقاً چهار قید را ایجاد می‏نمایند که براساس آنها می‏توان ضرایب چهارگانه فوق را به دست آورد. با استفاده از پسماندهای مدل VAR می‏توان برآوردهایی از var(e1)=1 و var(e2)=1 و cov(e1,e2) به‎دست آورد. چهار قید مذکور به‏صورت زیر خلاصه می‎شوند:

(15) قید اول:                                                           

(16) قید دوم:                                                         

(17) قید سوم:                                                   

(18) قید چهارم:                                          

به‏همراه این چهار قید، چهار معادله وجود دارد که می‏توان با استفاده از آن مقادیر مجهول c11(0)، c12(0)، c21(0) و c22(0) را به‏دست آورد. در ادامه، کل جملات دنباله‏های  و  با استفاده از روابط زیر قابل محاسبه‏اند:

(19)                                       

(20)                                     

همانند یک مدل VAR معمولی، با استفاده از دنباله‏های  و  می‏توان به تحلیل توابع عکس‏العمل آنی و تجزیه واریانس پرداخت. با این تفاوت که در مساله حاضر، تفسیر عکس‏العمل‏ها، مشخص‏تر است. با استفاده از این روش می‏توان به تجزیه تاریخی تک تک سری‏ها دست یافت. به‏عنوان مثال، تمامی مقادیر دنباله { } مساوی صفر قرار داده می‏شود و با استفاده از مقادیر به‏دست آمده برای سری ، تغییرات دائمی در دنباله {TFPt} از رابطه زیر محاسبه می‎شود (والتر اندرس، 1389).

(21)                                            

5.روش تخمین مدل

برای استفاده از روش بلانچارد-کوآ، ابتدا باید مانایی متغیرها بررسی شود. همانطور که در قسمت مبانی نظری بیان شد متغیرها باید به‏گونه‏ای انتخاب شوند که هر دو یا حداقل یکی از آنها نامانا باشند، زیرا متغیرهای I(0) فاقد جزء دائمی هستند و نمی‏توان اجزای دائمی و موقت را تفکیک استخراج نمود (اکبری‏فرد و کوشش، 1388). برای این منظور از آزمون دیکی- فولر تعمیم­یافته استفاده شد که اولین بار توسط دیکی و فولر[22] (1979، 1981) معرفی شد. آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته (ADF)[23] بصورت زیر می­باشد:

(22)       

که در آن Yt یک  متغیر در دوره t است، Yt-1 وقفه اول متغیر Y،  تفاضل مرتبه i­ام و  جزء اخلال با میانگین صفر و واریانس یک می­باشد. فرض صفر (=1ρ) عدم مانایی است و اگر فرض صفر رد شود سری زمانی متغیر Y مانا می‏باشد.

در این مطالعه به منظور بررسی شوک‏های ساختاری و تفکیک شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری از مدل VAR ساختاری و روش بلانچارد-کوآ استفاده شده است. تجزیه و تحلیل VAR یک ابزار اساسی برای بررسی پویایی سیستم‏های اقتصادی است. تحقیقات بر روی ارتباط بین VAR و مدل‏های اقتصاد سنجی ساختاری، امکان شناسایی شوک‏ها و همچنین بررسی اثرات پویای این شوک‏ها را بر داده‏های قابل مشاهده میسر ساخته است (همتی و مباشرپور، 1389). برای شناسایی ارتباط بین شوک‏های ساختاری و خطاهای مدل VAR، لازم است که اثرات پویای شوک‏های ساختاری را بر روی خطاهای مدل VAR مقید کنیم؛ که برای این منظور از رویکرد بلانچارد-کوآ استفاده شده است که در قسمت مبانی نظر مدل به‏طور کامل شرح داده شد.

به‏منظور استفاده از روش بلانچارد-کوآ باید وجود بردارهای هم‏انباشتگی بررسی شود و در صورت وجود بردارهای هم‏انباشته نمی‏توان از روش بلانچارد-کوآ استفاده نمود. برای بررسی وجود رابطه هم‏انباشتگی بین متغیرهای الگو، از آزمون‏های پیشنهادی یوهانسون-جوسیلیوس[24] (1992) استفاده شده است. در این روش، آزمون‏های حداکثر مقدار ویژه و آزمون اثر برای تعیین وجود بردار هم‏انباشتگی مورد استفاده قرار گرفته است.

6. تخمین مدل اصلی و تجزیه و تحلیل آن

قبل از برآورد الگو، وضعیت مانایی متغیرها با استفاده از آزمون دیکی-فولر تعمیم‏یافته مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج این آزمون در جدول1 ارائه  شده است.

 

جدول 1. نتایج آزمون دیکی-فولر

بدون روند

با روند

سطح تفاضل‏گیری

متغیرها

آماره دیکی-فولر در سطح 5 درصد

آماره بدست آمده

آماره دیکی-فولر در سطح 5 درصد

آماره بدست آمده

95/2-

47/1-

54/3-

70/1-

در سطح

TFP

*12/3-

*96/5-

با یکبار تفاضل‏گیری

83/2-

71/0-

در سطح

ECI

*48/5-

*75/6-

با یکبار تفاضل‏گیری

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

با توجه به نتایج آزمون دیکی-فولر، متغیرهای مورد مطالعه در سطح مانا نیستند بنابراین دارای روند می‏باشند و می‏توان آنها را در مدل برانچارد-کوآ به‏کار برد؛ اما به هر حال باید متغیرها به‏صورت مانا وارد مدل شوند. متغیرهای مورد مطالعه با یک بار تفاضل‏گیری مانا می‏شوند.

برای بررسی وجود رابطه هم‏انباشتگی بین متغیرهای الگو، از روش یوهانسون-جوسیلیوس استفاده شده است. در این روش، آزمون‏های حداکثر مقدار ویژه و آزمون اثر برای تعیین تعداد بردارهای هم‏انباشتگی مورد استفاده قرار می‏گیرد. نتایج این آزمون‏ها در جدول2 ارائه شده‏اند. براساس آماره‏های هر دو آزمون، وجود بردار هم‏انباشتگی تایید نمی‏شود.

 

جدول 2. نتایج آزمون هم‏انباشتگی یوهانسون-جوسیلیوس

مقدار بحرانی

آزمون حداکثر مقدار ویژه

مقدار بحرانی

آزمون اثر

فرض صفر

26/14

01/8

49/15

59/10

بدون رابطه

84/3

58/2

84/3

58/2

حداقل یک رابطه

مأخذ: محاسبات تحقیق

پس از مشخص شدن عدم وجود بردارهای هم‏انباشتگی مدل SVAR برآورد گردید. برای تعیین وقفه بهینه از معیارهای اطلاعات استفاده گردید که نتایج آن در جدول3 ارائه شده است.

 

جدول 3. تعیین وقفه بهینه

تعداد وقفه

معیار آکائیک (AIC)

معیار شوارتز-بیزین (SC)

معیار هنان-کوئیک (HQ)

بدون وقفه

183/12-

093/12-

153/12-

با یک وقفه

*369/12-

*096/12-

*277/12-

با دو وقفه

189/12-

736/11-

037/12-

با سه وقفه

064/12-

429/11-

850/11-

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

با توجه به جدول3 تعداد یک وقفه به‏عنوان وقفه بهینه تعیین شد. ابتدا باید یک مدل VAR برآورد نمود و سپس با اعمال قیدهای کوتاه‏مدت و بلند مدت ضرایب مدل ساختاری را استخراج نمود. نتایج حاصل از تخمین مدل VAR در جدول4 ارائه شده است. با توجه به نتایج مدل، ضریب تفاضل مرتبه اول متغیر بهره‏وری عوامل تولید در وقفه‏ اول، منفی می‏باشد. این نتیجه نشان می‏دهد که شدت مصرف انرژی و بهره‏وری کل عوامل تولید رابطه معکوس با یکدیگر دارند.

 

جدول 4. نتایج حاصل از برآورد مدل VAR

متغیرها

معادله بهره‏وری

معادله شدت مصرف انرژی

 

DTFP

DSH

DTFP(-1)

389/0

(184/0)

[120/2]

901/9-

(754/7)

[277/1-]

DSH(-1)

002/0-

(005/0)

[384/0-]

126/0-

(206/0)

[614/0-]

C

0001/0

(0004/0)

[405/0]

042/0

(016/0)

[207/0-]

R2

18/0

05/0

F-statistic

51/3

81/0

مأخذ: محاسبات تحقیق (اعداد داخل پرانتز خطای استاندارد و اعداد داخل کروشه، آماره t را نشان می‏دهد)

بر مبنای روش بلانچارد-کوا و براساس قیود کوتاه‏مدت و بلندمدت، شوک‏های دائمی و موقت را از تخمین مدل VAR بالا تجزیه کرده‏ایم. نتایج تجزیه به شرح جدول5 است:

 

جدول 5. نتایجحاصل از مدل VAR ساختاری برای تفکیک شوک‏های دائمی و موقت بر مبنای روش بلانچارد-کوا

Structural VAR Estimates

 

 

Date: 09/05/13   Time: 09:15

 

 

Sample (adjusted): 1355 1389

 

 

Included observations: 35 after adjustments

 

Estimation method: method of scoring (analytic derivatives)

Convergence achieved after 8 iterations

 

Structural VAR is just-identified

 

 

Model: Ae = Bu where E[uu']=I

 

 

Restriction Type: long-run text form

 

Long-run response pattern:

 

 

C(1)

0

 

 

 

C(2)

C(3)

 

 

 

 

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

Prob.

C(1)

0.003196

0.000382

8.366600

0.0000

C(2)

-0.063995

0.012520

-5.111307

0.0000

C(3)

0.058642

0.007009

8.366600

0.0000

Log likelihood

215.1078

 

 

 

Estimated A matrix:

 

 

1.000000

0.000000

 

 

 

0.000000

1.000000

 

 

 

Estimated B matrix:

 

 

0.001831

0.000110

 

 

 

-0.040442

0.066057

 

 

 

مأخذ: خروجی نرم افزار eviews


در روابط بالا فرض شده دو نوع شوک در اقتصاد وجود دارد. نوع اول شوک‏های موقتی بوده که هیچ اثر بلندمدتی بر شدت مصرف انرژی و بهره‏وری ندارد و نوع دوم شوک‏های دائمی بوده که اثر بلند مدت بر شدت مصرف انرژی دارد. در تجزیه بهره‏وری به اجزای دائمی و موقت، شوک موقت بهره‏وری نباید تأثیر بلند مدت بر شدت مصرف انرژی داشته باشد.

نتایج مربوط به واکنش شدت مصرف انرژی به یک واحد شوک غیر ساختاری بهره‏وری در نمودار (4) نشان داده شده است.

 

 

نمودار 4. واکنش شدت مصرف انرژی به یک واحد تغییر در شوک غیرساختاری بهره‏وری ()

مأخذ: خروجی نرم‏افزار eviews

 

همانطور که در نمودار (4) مشاهده می‏شود، واکنش شدت مصرف انرژی نسبت به شوک بهره‏وری در اولین دوره صفر است. با توجه به این نمودار یک واحد تغییر در شوک بهره‏وری با یک وقفه سبب کاهش 10 واحدی در شدت مصرف انرژی می‏شود. این نتیجه نشان‏دهنده کاهش مصرف انرژی در اثر بهبود بهره‏وری کل عوامل می‏باشد. در دوره سوم بعد از شوک شدت مصرف انرژی به دو واحد کاهش می‏یابد و نهایتاً در دوره هفتم اثر شوک بهره‏وری خنثی می‎شود و شدت مصرف انرژی به روند تعادلی بلندمدت خود باز می‏گردد. نمودارهای (5) و (6) تفکیک اثر شوک‏های دائمی و موقت بهره‏وری را بر شدت مصرف انرژی نشان می‏دهد.

 

 

نمودار 5. واکنش شدت مصرف انرژی به یک واحد تغییر در شوک‎ دائمی بهره‏وری کل عوامل تولید ()

مأخذ: خروجی نرم‏افزار eviews

 

 

نمودار 6. واکنش شدت مصرف انرژی به یک واحد تغییر در شوک موقت بهره‏وری کل عوامل تولید ()

مأخذ: خروجی نرم افزار eviews

 

همانطور که در نمودار (5) ملاحظه می‏شود، شوک دائمی بهره‏وری اثر بلند مدت بر شدت مصرف انرژی دارد. به‏طوری‏که پاسخ شدت مصرف انرژی به شوک دائمی بهره‏وری بدین صورت است که شوک دائمی در ابتدا باعث کاهش 04/0 درصدی شدت مصرف انرژی می‏شود و این کاهش شدت مصرف انرژی ناشی از شوک بلندمدت بهره‏وری ادامه می‏یابد تا مقدار انباشته آن در دوره ششم به 06/0 درصد می‏رسد و نهایتاً از دوره ششم به بعد به سطح تعادلی جدید بلند مدت خود می‏رسد. این سطح تعادل جدید با کاهش 06/0 درصدی نسبت به تعادل اولیه قبل از شوک دائمی بهره‏وری به‏‏وجود می‏آید. همچنین با توجه به نمودار (6) شوک موقتی بهره‏وری در دوره اول اثر مثبت بر شدت مصرف انرژی دارد بطوری‏که شوک موقت بهره‏وری در ابتدا منجر به افزایش 07/0 درصدی شدت مصرف انرژی می‏شود. شوک موقت بهره‏وری در دوره دوم اثر کاهشی بر شدت مصرف انرژی دارد و به‏شدت سبب کاهش شدت مصرف انرژی شده به‏طوری‏که این شوک در دروه دوم سبب کاهش 09/0 درصدی شدت مصرف انرژی شده است.  در نهایت اثر شوک موقتی بر شدت مصرف انرژی کاهش یافته و در دوره چهارم این اثر صفر می‏شود و به روند تعادل بلندمدت خود باز می‏گردد. نتایج حاصل از تجزیه واریانس در جدول6 گزارش شده است.

 

جدول 6. درصد شوک‏ها در واریانس شدت مصرف انرژی

دوره

شوک موقت

شوک دائمی

1

8960/77

1040/22

2

8700/75

1300/24

3

4527/75

5473/24

4

3775/75

6225/24

5

3640/75

6360/24

6

3616/75

6389/24

7

3611/75

6388/24

8

3611/75

6389/24

9

3610/75

6389/24

10

3610/75

6389/24

مأخذ: محاسبات تحقیق

با توجه به جدول6 می‏توان نتیجه گرفت که عامل اصلی نوسانات شدت مصرف انرژی، شوک‎های موقت بهره‏وری هستند. در دوره اول 9/77 درصد از تغییرات شدت مصرف انرژی را شوک‎های موقت بهره‏وری و 1/22 درصد را شوک‏های دائمی بهره‏وری توضیح می‏دهند. در دوره دهم نیز 4/75 درصد از تغییرات شدت مصرف انرژی را شوک‏های موقت و 6/24 درصد را شوک‏های دائمی توضیح می‏دهند.

 

7. نتیجه‌گیری

در این مطالعه با استفاده از الگوی خود توضیح برداری دو متغیره، شوک‏های موقت و دائمی بهره‏وری کل عوامل، برشدت مصرف انرژی در کشور طی سال‏های 1353 تا 1389 مورد بررسی قرار گرفته است. در تحقیق حاضر به دنبال پاسخگویی به این سئوال بودیم که آیا شوک‏های بهره‏وری بر شدت مصرف انرژی اثرگذار است و از طریق رشد بهره‏وری کل عوامل تولید، می‏توان از شدت مصرف انرژی کاست. ابتدا با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم‏یافته مشخص می‏شود که متغیرها در سطح، مانا نبوده‏اند، بنابراین شرایط اولیه استفاده از مدل و تکنیک بلانچارد-کوا برقرار می‏باشد. پس از برآورد مدل و به دست آوردن توابع شوک واکنش و روش تجزیه واریانس، مشخص شد که شوک‎های موقت بهره‏وری 9/77 درصد و شوک‏های دائمی 1/22 درصد از تغییرات شدت مصرف انرژی را ‏توضیح می‏دهند. بنابراین می‏توان نتیجه گرفت که شوک‏های موقت بهره‏وری موجب تغییرات شدید شدت مصرف انرژی در کوتاه‏مدت شده‏اند اما اثر بلند مدت بر شدت مصرف انرژی ندارند. شوک‏های دائمی منجر به کاهش شدت مصرف انرژی در بلندمدت شده‏اند. شوک دائمی در ابتدا باعث کاهش 04/0 درصدی شدت مصرف انرژی می‏شود و این کاهش شدت مصرف انرژی ناشی از شوک بلندمدت بهره‏وری ادامه می‏یابد تا مقدار انباشته آن در دوره ششم به 06/0 درصد می‏رسد و نهایتاً از دوره ششم به بعد به سطح تعادلی جدید بلند مدت خود می‏رسد. بنابراین اثر شوک‏های دائمی در بلند مدت است. براساس نتایج مدل خودرگرسیون برداری بهره‏وری کل عوامل اثر منفی بر شدت مصرف انرژی دارد که این مطلب نشان می‏دهد بهبود بهره‏وری کل عوامل تولید سبب کاهش شدت مصرف انرژی می‏شود. با توجه به نتایج به‏دست آمده فرضیه این تحقیق مبنی بر اینکه شوک بهره‏وری اثر منفی بر شدت مصرف انرژی دارد مورد تأیید قرار گرفته و لذا بهبود بهره‏وری کل عوامل تولید می‏تواند باعث کاهش شدت مصرف انرژی شود. اگر هدف سیاست‏گذاران کاهش مصرف انرژی و افزایش راندمان مصرف انرژی باشد باید بهره‏وری کل عوامل افزایش یابد. بنابراین با توجه به نتایج و کاهش مصرف انرژی از طریق شوک‏های دائمی بهره‏وری، پیشنهاد می‏شود از طریق سرمایه‏گذاری در توسعه علم و تکنولوژی، موسسات علمی، تحقیقاتی و افزایش سرمایه انسانی موجبات تغییرات دائمی بهره‏وری را فراهم کرده و از طریق رشد بهره‏وری کل عوامل در بلند مدت از شدت مصرف انرژی کاست.

 

منابع

الف- فارسی

اکبری‏فرد، حسین و محمد سجاد کوشش (1388)، «اثر تکانه‏های درآمدی بر تراز تجاری در اقتصاد ایران»، فصلنامه اقتصاد مقداری، 6(3): 146-129.

اندرس، والتر (1389)، اقتصاد سنجی سری‏های زمانی با رویکرد کاربردی، ترجمه مهدی صادقی و سعید شوال‏پور. جلد دوم، چاپ دوم، تهران: انتشارات دانشگاه امام صادق.

بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1389)، گزارش: بهره‏وری وشدت انرژی در ایران و جهان، گستره انرژی، 4(40): 17-14.

سازمان بهره­وری انرژی ایران (1388)، مرکز آمار و اطلاعات.

سلیمی‏فر، مصطفی، حق‏نژاد، امین و محسن رحیمی (1389)، «بررسی تأثیر عوامل تولید بر شدت مصرف انرژی در ایران: یک تجزیه و تحلیل مبتنی بر تابع تولید کاب-داگلاس»، مجله دانش و توسعه، 17(34): 19-1.

شریفی، علی‏مراد، صادقی، مهدی، نفر، مهدی و دهقان شعبانی (1387)، «تجزیه شدت انرژی در صنایع ایران»، فصلنامه پژوهش‏های اقتصادی ایران، 35: 110-79.

گلی، زینت و یکتا اشرفی (1389)، «بررسی شدت انرژی کشور و تجزیه آن با استفاده از شاخص ایده آل فیشر در ایران»، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، 18(54): 54-25.

محمدی، تیمور و حسین اکبری‏فرد (1388)، «اثر تکانه‏های بهره‏وری بر رشد اقتصادی ایران»، پژوهش‏های اقتصاد ایران، 35: 204-177.

نایبی، حمیدرضا، ابراهیمی، رضا و علی‏اصغر آزادگان (1389). «اندازه‏گیری و تحلیل عوامل مؤثر بر رشد بهره‏وری کل عوامل در اقتصاد ایران با استفاده از روش باقیمانده سولو»، پژوهشنامه علوم اقتصادی، 9(1): 140-121.

همتی، عبدالناصر و علیرضا مباشرپور (1389)، «منابع نوسان‏های نرخ‏های اسمی و حقیقی ارز در یک اقتصاد متکی به نفت: مورد ایران»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، 8(28): 135-151.

وزارت نیرو. (1389). ترازنامه انرژی کشور ایران برای دوره زمانی 1389- 1347. تهران: معاونت امور برق و انرژی، دفتر برنامه‏ریزی کلان برق و انرژی.

یداله‏زاده طبری، ناصرعلی و سیده زهرا خوشابی (1390)، «اندازه‏گیری بهره‏وری کل عوامل تولید شرکت نوشابه‏سازی خوش نوش»، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 5(2): 146-131.

یاوری، کاظم، سحابی، بهرام، عصاری، عباس و رضا محسنی (1391)، «منابع نوسانات حساب جاری: مطالعه موردی ایران و مکزیک»، فصلنامه سیاستگذاری اقتصادی، 4(8): 28-1.

 

ب- انگلیسی

Berndt, E., C.Kolstad and J.K. Lee (1993), “Measuring the Energy Efficiency and Productivity Impacts of Embodied Technical Change”, The Energy Journal, 14(1): 33-55.

Blanchard, O. and D. Quah (1989), “The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances”, American Economic Review, 79: 655-673.

Cleveland, C.J. (1984), “Energy and the US Economy: a Biophysical Perspective”, Science, 225(4665): 890-897.

Dickey, D.A. and W.A. Fuller (1979), “Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, Journal of the American Statistical Association, 74: 427–431.

Dickey, D.A. and W.A. Fuller (1981), “The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, Econometrica, 49: 1057–1072.

Hoffmann, M. (2001), “The Relative Dynamics of Investment and the Current Account in the G7-Economies”, Economic Journal, 111(471): 148–163.

Johansen, S. and K. Juselius (1992), “Testing Structural Hypotheses in a Multivariate Cointegration Analysis of the Purchasing Power Parity and the Uncovered Interest Parity for the UK”, Journal of Econometrics, 53: 211–244.

Jorgenson, D.W. and B.M. Fraumeni (1981), Relative Prices on Technical Change. In: B.C. Field, and E.R. Berndt, eds., Modeling and Measuring Natural Resource Substitution, MIT Press, Cambridge, MA, 17-47.

Karbassi, A.R., M.A. Abduli, and E. Mahin Abdollahzadeh (2007), “Sustainability of Energy Production and Use in Iran”, Energy Policy, 35: 5171-5180.

Lee, J. and M.D. Chinn (2006), “Current Account and Real Exchange Rate Dynamics in the G7 Countries”, Journal of International Money and Finance, 25: 257-274.

Ma, H., L. Oxley, J. Gibson and B. Kim (2008), “China’s Energy Economy: Technical Change, Factor Demand and Interfactor/Interfuel Substitution”, Energy Economics, 30(5): 2167-2183.

Mohammadi, S., N. Mehregan and M. Haghani (2010), “Analysis of the Index of Power Consumption Intensity in Industrial Sector of Iran”, The 25th International Power System Conference (PSC), November 2010, Tehran, Iran.

Mountain, D.C., B.P. Stipdonk, and C.J. Warren (1989), “Technological Innovation and a Changing Energy Mix- a Parametric and Flexible Approach to Modeling Ontario Manufacturing”, The Energy Journal, 10(4): 139-158.

Sims, C.A. (1980), “Macroeconomics and Reality”, Econometrica, 48(1): 1-48.

Stern, D.I. (1993), “Energy and Economic Growth in the USA. A Multivariate Approach”, Energy Economic, 15: 137-150.

Subrahmanya, M. H. (2006). “Labour productivity, energy intensity and economic performance in small enterprises: A study of brick enterprises cluster in India”, Energy Conversion and Management, 47(6): 763–777.

Veselkoa, M. and J. Horvath (2008), “Trade Balance and Income Shocks: Experience of Transition Economies”, Transition Studies Review, 15: 241-249.

Yuan, Ch., S. Liu and J. Wu (2009), “Research on Energy-Saving Effect of Technological Progress Based on Cobb-Douglas Production Function”, Energy Policy, 37(8): 2842-2846.

 

 

 



* دانشجوی دکتری بخش اقتصاد کشاورزی دانشگاه شهید باهنر کرمان                                     Baniasadi.m65@gmail.com

** عضو هیئت علمی دانشکده علوم اقتصادی و سیاسی دانشگاه شهید بهشتی                                     mohseni_re@yahoo.com

[1] - Stern

[2] - Cleveland

[3] - نرخ رشد مصرف انرژی:

[4] - Energy Consumption Intensity

[5] - Energy Consumption

[6] - Gross Domestic Product

[7] - Total Factor Productivity

[8] - Subrahmanya

[9]- اثر شدتی (کارایی) به میزان کاهش مصرف انرژی به ازای هر واحد فعالیت اقتصادی درون یک بخش خاص (مانند بخش صنعت) اشاره دارد و تغییر در شدت انرژی را مستقل از ترکیب فعالیت‏های اقتصادی بررسی می‏کند، در حالی که اثر ساختاری به تغییر ترکیب فعالیت‏های اقتصادی (انتقال از فعالیت اقتصادی پر مصرف انرژی، به فعالیت اقتصادی با مصرف انرژی کمتر) با تثبیت کارایی، اشاره می‏کند (گلی و اشرفی، 1389).

[10] - Yuan & et al

[11] - Ma & et al

[12] - Jorgenson & Fraumeni

[13] - Berndt & et al

[14] - Mountain & et al

[15] - Ontario

[16] - Veselkoa & Horvath

[17] - Lee & Chinn

[18] - Hoffmann

[19] - Bivariate Moving Average

[20]  - Unrestricted Reduced-Form VAR

[21] - Bivariate Moving Average

[22] - Dickey & Fuller

[23] - Adjusted Dickey-Fuller

[24] - Johansen & Juselius

منابع

الف- فارسی

اکبری‏فرد، حسین و محمد سجاد کوشش (1388)، «اثر تکانه‏های درآمدی بر تراز تجاری در اقتصاد ایران»، فصلنامه اقتصاد مقداری، 6(3): 146-129.

اندرس، والتر (1389)، اقتصاد سنجی سری‏های زمانی با رویکرد کاربردی، ترجمه مهدی صادقی و سعید شوال‏پور. جلد دوم، چاپ دوم، تهران: انتشارات دانشگاه امام صادق.

بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1389)، گزارش: بهره‏وری وشدت انرژی در ایران و جهان، گستره انرژی، 4(40): 17-14.

سازمان بهره­وری انرژی ایران (1388)، مرکز آمار و اطلاعات.

سلیمی‏فر، مصطفی، حق‏نژاد، امین و محسن رحیمی (1389)، «بررسی تأثیر عوامل تولید بر شدت مصرف انرژی در ایران: یک تجزیه و تحلیل مبتنی بر تابع تولید کاب-داگلاس»، مجله دانش و توسعه، 17(34): 19-1.

شریفی، علی‏مراد، صادقی، مهدی، نفر، مهدی و دهقان شعبانی (1387)، «تجزیه شدت انرژی در صنایع ایران»، فصلنامه پژوهش‏های اقتصادی ایران، 35: 110-79.

گلی، زینت و یکتا اشرفی (1389)، «بررسی شدت انرژی کشور و تجزیه آن با استفاده از شاخص ایده آل فیشر در ایران»، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، 18(54): 54-25.

محمدی، تیمور و حسین اکبری‏فرد (1388)، «اثر تکانه‏های بهره‏وری بر رشد اقتصادی ایران»، پژوهش‏های اقتصاد ایران، 35: 204-177.

نایبی، حمیدرضا، ابراهیمی، رضا و علی‏اصغر آزادگان (1389). «اندازه‏گیری و تحلیل عوامل مؤثر بر رشد بهره‏وری کل عوامل در اقتصاد ایران با استفاده از روش باقیمانده سولو»، پژوهشنامه علوم اقتصادی، 9(1): 140-121.

همتی، عبدالناصر و علیرضا مباشرپور (1389)، «منابع نوسان‏های نرخ‏های اسمی و حقیقی ارز در یک اقتصاد متکی به نفت: مورد ایران»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، 8(28): 135-151.

وزارت نیرو. (1389). ترازنامه انرژی کشور ایران برای دوره زمانی 1389- 1347. تهران: معاونت امور برق و انرژی، دفتر برنامه‏ریزی کلان برق و انرژی.

یداله‏زاده طبری، ناصرعلی و سیده زهرا خوشابی (1390)، «اندازه‏گیری بهره‏وری کل عوامل تولید شرکت نوشابه‏سازی خوش نوش»، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 5(2): 146-131.

یاوری، کاظم، سحابی، بهرام، عصاری، عباس و رضا محسنی (1391)، «منابع نوسانات حساب جاری: مطالعه موردی ایران و مکزیک»، فصلنامه سیاستگذاری اقتصادی، 4(8): 28-1.

 

ب- انگلیسی

Berndt, E., C.Kolstad and J.K. Lee (1993), “Measuring the Energy Efficiency and Productivity Impacts of Embodied Technical Change”, The Energy Journal, 14(1): 33-55.

Blanchard, O. and D. Quah (1989), “The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances”, American Economic Review, 79: 655-673.

Cleveland, C.J. (1984), “Energy and the US Economy: a Biophysical Perspective”, Science, 225(4665): 890-897.

Dickey, D.A. and W.A. Fuller (1979), “Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, Journal of the American Statistical Association, 74: 427–431.

Dickey, D.A. and W.A. Fuller (1981), “The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, Econometrica, 49: 1057–1072.

Hoffmann, M. (2001), “The Relative Dynamics of Investment and the Current Account in the G7-Economies”, Economic Journal, 111(471): 148–163.

Johansen, S. and K. Juselius (1992), “Testing Structural Hypotheses in a Multivariate Cointegration Analysis of the Purchasing Power Parity and the Uncovered Interest Parity for the UK”, Journal of Econometrics, 53: 211–244.

Jorgenson, D.W. and B.M. Fraumeni (1981), Relative Prices on Technical Change. In: B.C. Field, and E.R. Berndt, eds., Modeling and Measuring Natural Resource Substitution, MIT Press, Cambridge, MA, 17-47.

Karbassi, A.R., M.A. Abduli, and E. Mahin Abdollahzadeh (2007), “Sustainability of Energy Production and Use in Iran”, Energy Policy, 35: 5171-5180.

Lee, J. and M.D. Chinn (2006), “Current Account and Real Exchange Rate Dynamics in the G7 Countries”, Journal of International Money and Finance, 25: 257-274.

Ma, H., L. Oxley, J. Gibson and B. Kim (2008), “China’s Energy Economy: Technical Change, Factor Demand and Interfactor/Interfuel Substitution”, Energy Economics, 30(5): 2167-2183.

Mohammadi, S., N. Mehregan and M. Haghani (2010), “Analysis of the Index of Power Consumption Intensity in Industrial Sector of Iran”, The 25th International Power System Conference (PSC), November 2010, Tehran, Iran.

Mountain, D.C., B.P. Stipdonk, and C.J. Warren (1989), “Technological Innovation and a Changing Energy Mix- a Parametric and Flexible Approach to Modeling Ontario Manufacturing”, The Energy Journal, 10(4): 139-158.

Sims, C.A. (1980), “Macroeconomics and Reality”, Econometrica, 48(1): 1-48.

Stern, D.I. (1993), “Energy and Economic Growth in the USA. A Multivariate Approach”, Energy Economic, 15: 137-150.

Subrahmanya, M. H. (2006). “Labour productivity, energy intensity and economic performance in small enterprises: A study of brick enterprises cluster in India”, Energy Conversion and Management, 47(6): 763–777.

Veselkoa, M. and J. Horvath (2008), “Trade Balance and Income Shocks: Experience of Transition Economies”, Transition Studies Review, 15: 241-249.

Yuan, Ch., S. Liu and J. Wu (2009), “Research on Energy-Saving Effect of Technological Progress Based on Cobb-Douglas Production Function”, Energy Policy, 37(8): 2842-2846.