بررسی تأثیر آستانه‌ای درآمد بر شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منتخب MENA: رهیافت داده‌های پانلی غیرخطی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 عضو هیئت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه خوارزمی

2 دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه ارومیه

3 کارشناس ارشد مدیریت MBA گرایش مالی دانشگاه گیلان

چکیده

 مطالعه حاضر تأثیر آستانه­ای درآمد بر شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منتخب منطقه منا با استفاده از مدل رگرسیون انتقال ملایم پانلی مورد بررسی قرار داده است. برای این منظور از متغیرهای توسعه مالی، درجه باز بودن اقتصاد، شدت انرژی، درآمد سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن طی دوره زمانی 1980 تا 2011 استفاده شده است. با توجه به آنکه، نتایج پژوهش قویاً بر وجود رابطه غیرخطی دلالت می­کنند، لحاظ نمودن یک تابع انتقال با دو حد آستانه­ای برای تصریح کامل رفتار غیرخطی میان متغیرها کفایت می­کند. نتایج برآورد نشان می­دهد پارامتر شیب که بیانگر سرعت تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر می­باشد، معادل مقدار بسیار زیاد 78762 برآورد شده و دو حد آستانه­ای نیز به ترتیب در سطح درآمد سرانه 1176 دلار و 11614 دلار برآورد شده است. اگرچه متغیرهای درجه باز بودن اقتصاد و درآمد سرانه در هر دو رژیم منجر به کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شوند، اما میزان تأثیرگذاری درآمد سرانه در رژیم اول و درجه باز بودن اقتصاد در رژیم دوم بیشتر است. همچنین توسعه مالی در رژیم اول به صورت ناچیزی منجر به افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می‌شود، اما در رژیم دوم باعث کاهش آن می­شود.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Evaluation Threshold Effect of Income on Carbon Dioxide Emissions Intensity in Selected MENA Countries: Nonlinear Panel Data Approach

نویسندگان [English]

  • Hossein Amiri 1
  • Lesyan Saedpour 2
  • Abas Kalantary 3
1 Assistant Professor of Economics, Kharazmi university
2 Phd Student of Economics Oroumiyeh university
3 M.A in Management Gilan University
چکیده [English]

This paper evaluates the threshold effect of income on carbon dioxide emissions intensity in the MENA countries using panel smooth transition regression model. For this purpose, the variables of financial development, openness, energy intensity, income per capital and carbon dioxide emissions intensity over the period 1980 to 2011 are employed. While the results strongly indicated the existence of a nonlinear relationship, considering one transition function and two threshold parameters is sufficient to specification of nonlinear relationship among variables. The empirical results show that the slope parameter in which the speed of adjustment represent from one regime to another one is estimated equivalent of 78762, and two threshold parameters estimated 1176 $ and 11614 $ based on income per capita respectively. The variables of openness and income per capital lead to reduce carbon dioxide emissions intensity in both regimes in which the impact of income per capital in first regime and openness in second regime is greater than another regime. Although, financial development leads to slight increase in carbon dioxide emissions intensity in the first regime, but in the second regime leads to decreases it.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Carbon Dioxide Emissions Intensity
  • income
  • Financial Development
  • Energy Intensity
  • PSTR Model

بررسی تأثیر آستانه­ای درآمد بر شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منتخب MENA: رهیافت داده­های پانلی غیرخطی

حسین امیری[1]

لسیان سعیدپور[2]

عباس کلانتری[3]

 

تاریخ دریافت: 25/03/1395                                                            تاریخ پذیرش: 23/12/1395

چکیده

 مطالعه حاضر تأثیر آستانه­ای درآمد بر شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منتخب منطقه منا با استفاده از مدل رگرسیون انتقال ملایم پانلی مورد بررسی قرار داده است. برای این منظور از متغیرهای توسعه مالی، درجه باز بودن اقتصاد، شدت انرژی، درآمد سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن طی دوره زمانی 1980 تا 2011 استفاده شده است. با توجه به آنکه، نتایج پژوهش قویاً بر وجود رابطه غیرخطی دلالت می­کنند، لحاظ نمودن یک تابع انتقال با دو حد آستانه­ای برای تصریح کامل رفتار غیرخطی میان متغیرها کفایت می­کند. نتایج برآورد نشان می­دهد پارامتر شیب که بیانگر سرعت تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر می­باشد، معادل مقدار بسیار زیاد 78762 برآورد شده و دو حد آستانه­ای نیز به ترتیب در سطح درآمد سرانه 1176 دلار و 11614 دلار برآورد شده است. اگرچه متغیرهای درجه باز بودن اقتصاد و درآمد سرانه در هر دو رژیم منجر به کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شوند، اما میزان تأثیرگذاری درآمد سرانه در رژیم اول و درجه باز بودن اقتصاد در رژیم دوم بیشتر است. همچنین توسعه مالی در رژیم اول به صورت ناچیزی منجر به افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می‌شود، اما در رژیم دوم باعث کاهش آن می­شود.

 

واژگان کلیدی: شدت انتشار دی اکسید کربن، درآمد، توسعه مالی، شدت انرژی، مدل PSTR

طبقه بندی JEL: ،C23، E64 ،O44، Q53

 

 

 1-مقدمه

در دهه­های اخیر سیر صعودی و شتابان انتشار گازهای گلخانه­ای و به ویژه انتشار دی اکسید کربن که عمدتاً ناشی از مصرف سوخت­های فسیلی می­باشد، جامعه جهانی را با یک چالش جدی روبرو کرده است. در این راستا، تهدید فزاینده­ی پدیده تغییر اقلیم و گرم شدن زمین کشورهای متعددی را در قالب پیمان کیوتو[4] متعهد به کاهش انتشار گازهای گلخانه­ای و به ویژه انتشار دی اکسید کربن نموده است (ازترک و آکاراوچی[5]، 2010). از آنجایی که انتشار شتابان دی اکسید کربن ناشی از فعالیت­های اقتصادی و اجتماعی جوامع بشری به ویژه استفاده از سوخت­های فسیلی است، بر این اساس، کاهش انتشار دی اکسید کربن از دو مجرای کلی امکان پذیر است. اول، کنترل فعالیت­های اقتصادی و به خصوص کاهش مصرف سوخت­های فسیلی که در تضاد با ضرورت فرآیند رشد و تولید اقتصادی و نیازهای جوامع است و دوم، استفاده از تکنولوژی‌های کارآمد و دوستدار محیط زیست است، به نحوی که سطح تولید مورد دلخواه و مصرف انرژی مورد نیاز با انتشار کمتری از دی اکسید کربن توأم باشد. تحت چنین شرایطی آنچه معقول و منطقی به نظر می­رسد، بکارگیری راه حل دوم یا به بیانی دیگر کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن است تا همسو با تداوم سیاست­های افزایش رشد اقتصادی به عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی کشورها، انتظار بهبود کیفیت محیط‌زیست را داشت.

انتشار دی اکسید کربن و شدت آن در کشورهای خاورمیانه و آفریقای شمالی (MENA)[6] نگرانی­های زیست محیطی بسیاری را در سطح منطقه و جهانی ایجاد کرده است، به نحوی که میزان انتشار دی اکسید کربن در منطقه منا طی سال­های 1980 تا 2001 حدود 122 درصد افزایش را نشان می­دهد، بدین معنی که به طور متوسط طی دوره ذکر شده هر سال 9/3 درصد انتشار دی اکسید کربن رشد داشته است. همچنین کشورهای منا از حیث شدت انتشار دی اکسید کربن (میزان انتشار دی اکسید کربن به ازای سطح مشخصی از تولید ناخالص داخلی)، پس از کشورهای در حال توسعه آسیا در رتبه دوم جهان قرار دارند. ذکر این نکته ضروری است که میزان رشد شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منا بسیار بیشتر از کشورهای در حال توسعه آسیا و سایر مناطق جهان می­باشد (نارایان و اسمیت[7]، 2009).  

اگرچه ادبیات موضوع اقتصاد انرژی و محیط زیست مملو از مطالعات انجام شده پیرامون بررسی عوامل مؤثر بر انتشار دی اکسید کربن است، اما تا کنون عوامل مؤثر بر شدت انتشار دی اکسید کربن به عنوان یک راه حل معقول و منطقی برای بهبود کیفیت محیط زیست مورد توجه و بررسی قرار نگرفته است. از این­رو مطالعه حاضر به بررسی تأثیر توسعه مالی، سطح درآمد، درجه بازبودن اقتصاد و شدت انرژی بر شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منطقه منا می­پردازد. در این راستا از مدل رگرسیون انتقال ملایم پانلی (PSTR)[8] که توسط فوک و همکاران[9] (2004)، گونزالز و همکاران[10] (2005) و کولیتاز و هارولین[11](2006) ارائه و توسعه داده شده استفاده می­شود. مدل PSTR به عنوان یکی از برجسته‌ترین مدل­­های تغییر رژیمی[12] از ویژگی­های قابل توجهی برخوردار است (آسلاندیس[13]، 2009). از آنجایی که مدل PSTR  برخلاف سایر رویکردهای اقتصادسنجی متداول بکار رفته در ادبیات موضوع، یک شکل تابعی خاص و محدود کننده مانند مجذور درآمد سرانه را بر رابطه میان انتشار دی اکسید کربن و درآمد تحمیل نمی­کند، می­توان اظهار داشت که این مدل از انعطاف‌پذیری بالایی در مدلسازی رابطه غیرخطی میان متغیرها برخوردار است. در واقع، مدل PSTR رابطه غیر خطی محتمل میان متغیرها را با استفاده از تابع انتقال به شیوه­ای پیوسته مدلسازی می­کند (فوکیو و همکاران[14]، 2009). همچنین این مدل به ضرایب تخمینی اجازه می‌دهد تا برای کشورهای مختلف و حتی در طول زمان تغییر یابند که این ویژگی راه حل ساده­ای را برای مرتفع نمودن مشکل ناهمگنی در پارمترهای تخمینی در مدل داده­های تابلویی فراهم می­کند (جوید[15]، 2010).

ساختار مقاله در ادامه بدین صورت می­باشد که در بخش دوم ادبیات موضوع بررسی می‌شود، روش شناسی تحقیق در بخش سوم ارائه می­گردد، بخش چهارم به داده­ها و نتایج تحقیق اختصاص یافته و در نهایت نتیجه‌گیری در بخش پنجم ارائه می‌شود.

 

2- مبانی نظری و مروری بر مطالعات تجربی

اگرچه تاکنون در چارچوب یک مطالعه منسجم به بررسی رابطه درآمد سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن پرداخته نشده است، اما رابطه درآمد سرانه و انتشار دی اکسید کربن بصورت گسترده­ای در ادبیات موضوع مورد توجه قرار گرفته است. لذا در مطالعه حاضر می­توان از چارچوب تئوریکی فرضیه زیست محیطی کوزنتس برای بررسی رابطه میان شدت انتشار دی اکسید کربن و درآمد سرانه اقتباس نمود. فرضیه زیست محیطی کوزنتس بر وجود یک رابطه U وارونه میان درآمد و آلودگی محیط زیست تأکید می­کند که برای اولین بار توسط گروسمن و کروگر[16] (1991) ارائه شد. بدین ترتیب که در سطوح اولیه توسعه اقتصادی و توأم با افزایش رشد اقتصادی و درآمد سرانه، آلودگی محیط زیست افزایش می­یابد و پس از رسیدن به یک سطح آستانه­ای از درآمد سرانه، توأم با افزایش درآمد سرانه میزان آلودگی محیط زیست کاهش خواهد یافت. لذا می­توان چنین چارچوب تئوریکی و انتظاری نیز برای بررسی رابطه میان شدت انتشار دی اکسید کربن و درآمد سرانه متصور شد. بدین ترتیب که در سطوح اولیه رشد اقتصادی، انتظار می­رود که شدت انتشار دی اکسید کربن افزایش یابد و پس از رسیدن به یک سطح آستانه­ای از درآمد سرانه، توأم با افزایش رشد اقتصادی شاهد کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن بود. در طرف مقابل، اپسکور و همکاران[17] (1999) بیان می‌کنند که میان آلاینده‌ها و رشد اقتصادی رابطه­ای به شکل N وجود دارد. آن­ها در راستای این ادعا بیان می­کنند که همزمان با بهبود کارایی تکنولوژیکی، منابع مورد استفاده کاهش یافته و یا گران­تر شده­اند. در نتیجه برای تأمین منابع مورد نیاز جهت دستیابی به رشد بالای اقتصادی، به ناچار کیفیت محیط زیست کاهش می­یابد. همچنین، هاربوگ و همکاران[18] (2000) نیز با استفاده از شکل تابع تخمینی و پایگاه داده­های مشابه گروسمن و کروگر (1991) به بررسی رابطه میان آلاینده­های زیست محیطی و تولید ناخالص داخلی سرانه پرداخته­اند. با این حال، وقتی حجم داده­ها را 10 سال افزایش دادند، وجود یک رابطه به شکل N را گزارش کرده‌اند. قابل توجه است که نوع رابطه میان کیفیت محیط زیست و رشد اقتصادی بر اساس دوره زمانی و گروه کشورهای مورد مطالعه، الزاماً منطبق بر یک رابطه U وارونه یا رابطه N شکل نمی­باشد و ممکن است در یکی از مراحل فوق قرار گیرد. بدین معنی که نتایج مطالعات تجربی ممکن است، بخش نزولی یا صعودی U وارونه یا رابطه N شکل را با توجه به محدودیت دوره زمانی، داده­های مورد استفاده و ساختار کشورهای مورد مطالعه به نمایش بگذارد.

استرن[19] (2004) معتقد است، مطالعات تجربی انجام شده بر پایه منحنی زیست محیط کوزنتس (EKC)[20] که به بررسی رابطه میان درآمد و کیفیت محیط زیست مربوط می­شود از یک چارچوب قوی اقتصاد سنجی برخودار نمی­باشند و دلایل اصلی ضعف فرضیه EKC را به مشکلات ناهمگنی، تورش در حذف متغیرهای تأثیرگذار و مواردی از این قبیل ارتباط می­دهد. در راستای مرتفع نمودن این چالش­ها در مطالعات تجربی، در مطالعه حاضر تلاش شده است تا ضمن بررسی رابطه غیرخطی میان درآمد سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن، متغیرهای دیگری مانند شدت انرژی، توسعه مالی و درجه بازبودن اقتصاد نیز لحاظ شوند که در ادامه به تببین نحوه­ی ارتباط این متغیرها با شدت انتشار دی اکسید کربن پرداخته می­شود.

محققان بسیاری تأثیر توسعه مالی بر مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن را مورد مطالعه قرار داده­اند. گروهی از آن­ها معتقدند که توسعه مالی منجر به افزایش مصرف انرژی و افزایش انتشار دی اکسید کربن می­شود که سه دلیل عمده را برای اظهارات خود بیان داشته­اند (ینسن[21]، 1996؛ فرانکل و رومر[22]، 1999؛ داسگوپتا و همکاران[23]، 2001؛ سادورسکی[24]، 2010؛ اسلام و همکاران[25]، 2011). اول، توسعه بازارهای مالی به بنگاه­های اقتصادی کمک می­کند تا با هزینه کمتر و کانا­ل­های بیشتری برای تأمین مالی اقدام کنند. همچنین توسعه بازارهای مالی با توزیع مدیریت ریسک به بنگاه­ها کمک می­کنند تا با سهولت و اطمینان خاطر بیشتری به نصب تجهیزات و ماشین آلات در پروژه­های جدید سرمایه­گذاری مبادرت ورزند. لذا می­توان عنوان کرد که توسعه بازارهای مالی از کانال­های اشاره شده منجر به افزایش مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن خواهد شد. دوم، توسعه مالی ممکن است به جذب سرمایه گذاری خارجی به منظور افزایش رشد اقتصادی منجر شود که این امر نیز توأم با افزایش مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن خواهد بود. سوم، واسطه گری­های مالی موفق و کارآمد با دادن وام به مصرف کنندگان، آن­ها را قادر به خرید اقلام گران قیمت مانند تجهیزات منزل و اتومبیل می‌سازد که این امر نیز مستقیماً بر افزایش مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن تأثیرگذار است.

در طرف مقابل دیدگاه­های فوق، بردسال و ویلیر[26] (1993) و فرانکل و رز[27](2002) معتقدند که توسعه مالی انگیزه و فرصت استفاده از تکنولوژی­های جدید و کارآمد را برای کشورهای در حال توسعه فراهم می­کند تا به تولیدات پاک و دوست­دار محیط زیست بپردازند. این امر نیز به بهبود کیفیت محیط زیست جهانی در مقیاس­های وسیع و توسعه پایدار در مقیاس منطقه‌ای کمک شایان توجهی می­کند. همچنین تامازیان و همکاران[28] (2009) و کلایسنس و فیجن[29] (2007) اظهار می­دارند که توسعه مالی از طریق ابداع و نوآوری در بهبود تکنولوژی­های تولید ممکن است به افزایش کارآیی مصرف انرژی و بهبود عملکرد بنگاها منجر شود که در نتیجه آن­ها انتشار دی اکسید کربن نیز کاهش می­یابد. تامازیان و رائو[30] (2010) نیز با بیان اینکه داشتن یک سیستم تأمین مالی کارآمد باعث می­شود تا دولت­ها و حکومت­های محلی قادر باشند پروژه­های مربوط به بهبود کیفیت محیط زیست و بهترین تکنولوژی­های تولید را عرضه نمایند.

تأثیر حجم تجارت خارجی بر مصرف انرژی و انتشار دی اکسید کربن متأثر از این واقعیت است که واردات و صادرات هر کشور شامل چه طیف از کالاهایی می­شود. در صورتی که صادرات از گروه کالاهای انرژی­بر، صنایع سنگین و مخرب زیست محیطی باشند، میزان صادرات تأثیر مخربی بر محیط زیست آن کشور دارد. در طرف مقابل، اگر صادرات از گروه کالاهای با سطح تکنولوژی بالا و دانش بنیان باشند، تأثیر مخربی بر کیفیت محیط زیست نخواهد داشت. همچنین در شرایطی که واردات نیز در راستای واردات کالاهای سرمایه­ای با تکنولوژی­های کارآمد و شیوه­های نوین تولید باشند نیز می­تواند به بهبود کارایی مصرف انرژی و کاهش انتشار دی اکسید کربن در کشور وارد کننده منجر شود (ازترک و آکاراوچی[31]، 2012).

در رابطه با نحوه تعامل رشد اقتصادی با محیط زیست و به ویژه دی اکسید کربن نیز دیدگاه­های متضادی وجود دارند. بانک جهانی معتقد است، رشد اقتصادی بلندمدت برای هر دوی مردم و محیط زیست مناسب است. این دیدگاه برخواسته از این حقیقت است که رشد اقتصادی منجر به افزایش درآمد سرانه و در نتیجه کاهش فقر و افزایش تقاضا برای محیط زیست پاک و سالم می­شود. بکرمن[32] (1992) نیز بدون هیچ قید و شرطی، رشد اقتصادی را تنها راه حل برای بر طرف شدن مشکلات زیست محیطی تلقی می­کند.

در طرف مقابل دالی[33] (1977)، معتقد است که رشد اقتصادی بیشتر نشان دهنده تولید و مصرف بیشتر برای برآورده کردن نیازهای انسان است. لذا رشد اقتصادی بیشتر منجر به اتلاف بیشتر، آلودگی بیشتر و فشار بیشتر بر محیط زیست می­گردد. همچنین کلستاد و کرات کرامیر[34] (1993) با اشاره به رابطه پویای بین محیط زیست، استفاده از منابع و فعالیت­های اقتصادی، معتقدند که استفاده از منابع و به ویژه منابع انرژی منجر به سود اقتصادی آنی خواهد شد، اما تأثیر مخرب آن بر محیط زیست ممکن است در بلندمدت ظاهر شود.

با توجه به اینکه حجم وسیعی از مطالعات تجربی در داخل و خارج از کشور به بررسی رابطه میان درآمد و شاخص­های مختلف کیفیت محیط زیست از جمله آلودگی هوا پرداخته­اند که اشاره کردن به تمامی آن­ها ضروری به نظر نمی­رسد، لذا صرفاً به بررسی مطالعاتی که از حیث نوع متغیرهای انتخاب شده، تکنیک اقتصاد سنجی و یا گروه کشورهای مورد مطالعه با موضوع این مطالعه جنبه مشترک داشته باشند، پرداخته می­شود.

آسلاندیس و خیپاپادیس[35] در سال 2006 با استفاده از مدل رگرسیونی انتقال ملایم پانلی (PSTR) به بررسی رابطه میان انتشار SO2 و NOx با درآمد سرانه برای ایالت­های کشور امریکا پرداختند. نتایج نشان می­دهند که میان SO2 و درآمد سرانه رابطه U وارونه وجود دارد که ضمن تأیید فرضیه EKC، مقدار آستانه­ای درآمد سرانه را 15412 دلار تعیین کرده است. اما با افزایش رشد اقتصادی میزان انتشار NOx با نرخ فزایند­ه­ای افزایش یافته است و پس از گذار از حد آستانه­ای 15658 دلار مقدار انتشار این آلاینده با نرخ کاهنده­ای همچنان افزایش می­یابد.

تامازیان و همکاران (2009) به بررسی رابطه توسعه مالی، رشد اقتصادی و کیفیت محیط زیست در کشورهای برزیل، هند و چین در چارچوب یک مدل پانلی پرادخته­اند. نتایج آن­ها نشان می­دهد که همگام با افزایش رشد اقتصادی کیفیت محیط زیست بهبود پیدا می­کند.

جلیل و فریدون[36] (2011) نیز تأثیر توسعه مالی، رشد اقتصاد و مصرف انرژی را بر کیفیت محیط زیست کشور چین با استفاده از الگوی خود رگرسیونی با وقفه­های توزیعی (ARDL)[37] مورد مطالعه قرار دادند. نتایج آن­ها حاکی از آن است که توسعه مالی در بلندمدت منجر به کاهش آلودگی محیط زیست می­شود و در طرف مقابل درجه باز بودن اقتصاد، درآمد و مصرف انرژی تأثیر مخربی بر محیط زیست دارند.

ازترک و آکاراوچی (2012) در مطالعه­ای به بررسی رابطه مصرف انرژی، رشد اقتصادی، در جه باز بودن اقتصاد و توسعه مالی با انتشار دی اکسید کربن در کشور ترکیه پرداختند. نتایج آن­ها نشان می­دهد که توسعه مالی تأثیر معنی­داری بر دی اکسید کربن ندارد، اما نسبت حجم تجارت به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص درجه باز بودن اقتصاد منجر به افزایش انتشار دی اکسید کربن خواهد شد.  

پورکاظمی و ابراهیمی (1387) به منظور بررسی صحت فرضیه زیست محیطی کوزنتس برای کشورهای خاورمیانه، رابطه میان انتشار دی اکسید کربن و درآمد را مورد آزمون قرار دادند. نتایج حاصل از رویکرد داده­های تابلویی با اثرات ثابت و تصادفی بیانگر این نتیجه است که فرضیه زیست محیطی کوزنتس را برای کشورهای خاورمیانه نمی­توان رد کرد.

فطرس و همکاران (1389) با استفاده از روش داده­های تابلویی با اثرات ثابت، رابطه میان انتشار دی اکسید کربن و رشد اقتصادی را برای کشورهای صادر کننده نفت طی دوره زمانی 2005-1960 مورد آزمون قرار دادند. برای این منظور آن­ها مدل چند جمله­ای درجه دوم با مجذور درآمد سرانه را انتخاب کردند که نتایج تخمینی آن حاکی از صحت فرضیه زیست محیطی کوزنتس برای کشورهای مورد مطالعه می­باشد.

مهرآرا و همکاران (1391) نیز رابطه مصرف انرژی و درآمد را با استفاده از مدل PSTR و به منظور آزمون فرضیه زیست محیطی کوزنتس در 13 کشور عضو اپک مورد بررسی قرار دادند. نتایج آن­ها بر وجود فرضیه زیست محیطی کوزنتس در این گروه کشورها دلالت می‌کند. به این ترتیب که ابتدا با افزایش درآمد سرانه، کشش مصرف سرانه انرژی افزایش می­یابد و در مراحل بعدی و با افزایش بیشتر درآمد و گذار از حد آستانه­ای، کشش درآمدی مذکور کاهش می­یابد.

 

3- روش شناسی پژوهش

3-1- مدل PSTR

در این بخش به منظور مدل­سازی رابطه غیرخطی میان توسعه مالی، رشد اقتصادی، درجه باز بودن اقتصاد و شدت انرژی با شدت انتشار دی اکسید کربن، به تبیین رویکرد اقتصاد سنجی رگرسیون انتقال ملایم پانلی (PSTR) بکار رفته در این مطالعه پرداخته می­شود. لازم به ذکر است که متغیرهای تحقیق به تبعیت از مطالعات تامازیان و همکاران (2009)،  ازترک و آکاراوچی (2012) و حیدری و همکاران (2015) و رویکرد اقتصادسنجی تحقیق نیز بر مبنای مطالعه حیدری و همکاران (2015) انتخاب شده است. اگرچه متغیرهای بسیاری مانند شهرنشینی، صنعتی شدن، حمل و نقل و مواردی از این قبیل بر شدت انتشار دی اکسید کربن تأثیرگذار هستند، اما بر اساس اصل ساده­سازی و تجرید منطقی متغیرهای توضیحی در فرآیند مدل­سازی سعی شده تا متغیرهایی که در تمام کشورهای مورد مطالعه تأثیرگذار هستند و در ادبیات موضوع بیشتر مورد توجه قرار گرفته­اند انتخاب و مورد استفاده قرار بگیرند.  

به پیروی از گونزالز و همکاران (2005) و کولیتاز و هارولین (2006) یک مدل PSTR با دو رژیم حدی و یک تابع انتقال به صورت زیر تصریح می­شود[38]:

 

که در آن  و   بیانگر مقاطع و طول دوره زمانی داده­های پانلی می­باشند. همچنین  ،  ،  ،    و  به ترتیب بیانگر شدت انتشار دی اکسید کربن، شدت انرژی، درآمد سرانه، توسعه مالی و درجه بازبودن اقتصاد هستند؛ بیانگر اثرات ثابت مقاطع و  نیز جز باقیمانده­ها است که  فرض می­شوند. تابع انتقال یک تابع پیوسته و کراندار بین صفر و یک است که توسط مقادیر متغیر آستانه­ای تعیین می­شوند. به پیروی از گونزالز و همکاران (2005) تابع انتقال بصورت زیر تصریح می­شود:

 

در تابع انتقال لاجستیکی فوق،  پارمتر شیب که سرعت تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر را نشان می­دهد،   متغیر انتقال و   نیز یک بردار از پارامترهای حد آستانه­ای یا مکان­های وقوع تغییر رژیم است. متغیر انتقال یکی از متغیرهای توضیحی مدل است که امکان ایجاد رابطه غیرخطی را محتمل می­کند. از این­رو، با توجه به مبانی نظری و تجربی ارائه شده در ادبیات تحقیق درآمد سرانه به عنوان متغیر انتقال انتخاب می­شود، زیرا انتظار می­رود که شدت انتشار دی اکسید کربن با تغییر سطح درآمد سرانه تغییر نماید. از آنجایی که تابع انتقال به طور معمول دارای یک یا دو حد آستانه­ای ( , ) است، ویژگی پیوسته و کراندار بودن تابع انتقال بین صفر و یک مورد بحث قرار می­گیرد. با فرض ، یک تابع انتقال با دو رژیم حدی وجود دارد. بدین ترتیب که با میل کردن پارامتر شیب به سمت بی­نهایت، در صورتی که  باشد تابع انتقال مقدار عددی یک ( ) دارد  و در صورتی که  باشد، تابع انتقال مقدار عددی صفر ( ) دارد. با فرض ، در صورت میل کردن پارامتر شیب به سمت بی­نهایت با یک تابع انتقال سه رژیمی مواجه خواهیم شد که دو رژیم بیرونی آن مشابه و متفاوت از رژیم میانی است. بدین معنی که برای مقادیر بزگتر و کوچکتر از مقادیر آستانه، تابع انتقال مقدار عددی یک ( ) دارد و در غیر اینصورت مقدار عددی صفر( ) دارد. لازم به ذکر است که در صورت میل کردن پارامتر شیب یا سرعت انتقال میان رژیمی به سمت صفر، مدل PSTR به یک مدل رگرسیون خطی با اثرات ثابت تبدیل خواهد شد. با توجه به مطالب عنوان شده، در مدل PSTR ضرایب تخمینی با توجه به مشاهدات متغیر انتقال و پارامتر شیب به صورت پیوسته میان دو حالت حدی  و تغییر می­یابد که این دو حالت حدی به صورت زیر تصریح می­گردند:  

 

همان­طور که مطرح شده بود، یکی از ویژگی­های برجسته مدل PSTR برآورد ضرایب متغیرهای توضیحی متفاوت برای مقاطع و در طول زمان است که این ویژگی مشکل ناهمگنی متعارف در داده­های تابلویی را بصورت کامل حل می­کند. بدین معنی که با تغییرات متغیر انتقال یعنی سطح درآمد سرانه، ضریب تأثیرگذاری هریک از متغیرهای توضیحی بر شدت انتشار دی اکسید کربن تغییر می­یابد و لذا یک کشش یکسان برای کل دوره مورد مطالعه وجود نداشته و متناسب با سطوح مختلف درآمد سرانه کشش‌های متفاوتی وجود دارد. برای این منظور کولیتاز و هارولین (2006) برای محاسبه کشش‌های هر مقطع در طول زمان دو حالت را معرفی کرده است. در حالت اول متغیر انتقال ( ) متفاوت از متغیرهای توضیحی است که به صورت زیر محاسبه می­شود:

 

در حالت دوم متغیر انتقال (  ) به عنوان یکی از متغیرهای توضیحی در مدل لحاظ می­شود که در مطالعه حاضر از این حالت استفاده شده و به صورت زیر تصریح می­شود: 

 

3-2- مراحل تصریح الگوی PSTR

به پیروی ازفوک و همکاران (2004)، گونزالز و همکاران (2005) و کولیتاز و هارولین (2006) برای تصریح یک الگوی PSTR ابتدا باید آزمون خطی بودن در مقابل وجود الگوی PSTR انجام شود و در صورت رد فرضیه صفر مبنی بر خطی بودن رابطه میان متغیرها، باید تعداد توابع انتقال مورد نیاز برای تصریح کامل رفتار غیرخطی میان متغیرها انجام شود.

آزمون غیرخطی بودن در مدل PSTR می­تواند با آزمون فرضیه  و یا  انجام شود، اما باتوجه به اینکه که مدل PSTR تحت فرضیه صفر دارای پارامترهای مزاحم نامعین است، آماره­های آزمون دو فرضیه فوق غیر استاندارد می­باشند. لذا جایگزینی تابع انتقال با تقریب سری تیلور[39] حول  و در نتیجه آزمون یک فرضیه معادل در رگرسیون کمکی[40] به عنوان راه حل ممکن برای فائق آمدن بر این مشکل مطرح است (گونزالز و همکاران، 2005). سری تیلور برای یک مدل PSTR با تعداد n حد آستانه­ای به صورت زیر تصریح می­شود:

 

بر اساس تقریب سری تیلور در معادله (5)، آزمون خطی بودن به وسیله آزمون فرضیه  انجام می‌شود. برای این منظور کولیتاز و هارولین (2006) آماره­های ضریب لاگرانژ والد ( )[41]، ضریب لاگرانژ فیشر ( )[42] و نسبت درست نمایی (  )[43] را برای آزمون این فرضیه پیشنهاد کرده است.

در صورتی که رابطه غیرخطی میان متغیرها مورد تأیید قرار بگیرد، در ادامه باید نبود رابطه غیرخطی باقیمانده برای تعیین تعداد توابع انتقال لازم در تصریح مدل PSTR مورد آزمون قرار گیرد. در این آزمون فرضیه وجود یک تابع انتقال در مقابل فرضیه ضرورت وجود حداقل دو تابع انتقال برای تصریح الگوی PSTR آزمون می­شود.  فرآیند این آزمون نیز مشابه آزمون خطی بودن است، با این تفاوت که در این حالت تابع انتقال دوم به صورت تقریب سری تیلور تصریح می­شود:

 

آزمون نبود رابطه غیر خطی باقیمانده به وسیله آزمون فرضیه ( ) انجام می­شود. اگر فرضیه صفر این آزمون مورد پذیرش قرار نگیرد، حداقل دو تابع انتقال برای تصریح الگوی PSTR مورد نیاز است و لذا در ادامه باید فرضیه مبنی بر وجود دو تابع انتقال در مقابل فرضیه مبنی بر وجود حداقل سه تابع انتقال مورد آزمون واقع شود. این فرآیند تا زمانی ادامه می­یابد که فرضیه صفر مورد پذیرش قرار گیرد.

4- داده­ها و یافته‌های پژوهش

4-1- داده‌ها

به­منظور بررسی رابطه غیرخطی میان درآمد و شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منطقه منا از متغیرهای شدت انتشار دی اکسید کربن، درآمد سرانه، شدت انرژی، توسعه مالی و درجه باز بودن اقتصاد استفاده خواهد شد. شدت انتشار دی اکسید کربن نشان می‌دهد که به ازای هر دلار تولید ناخالص داخلی چند کیلوگرم انتشار دی اکسید کربن خواهیم داشت. شدت انرژی که نشان می‌دهد به ازای هزار دلار تولید ناخالص داخلی به قیمت ثابت سال 2005، چند کیلوگرم معادل نفت خام انرژی مصرف می­شود. درآمد سرانه نیز بر اساس دلار به قیمت­های ثابت سال 2005 مورد استفاده قرار می­گیرد. اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی به صورت درصدی از تولید ناخالص داخلی نیز به عنوان شاخص توسعه مالی مورد استفاده قرار گرفته است. نسبت مجموع صادرات و واردات کالا و خدمات به تولید ناخالص داخلی نیز به عنوان شاخصی برای درجه بازبودن اقتصاد مورد استفاده قرار گرفته است. اطلاعات آماری متغیرهای فوق از شاخص­های توسعه جهانی بانک جهانی برای 10 کشور منتخب منطقه منا شامل ایران، عربستان، مصر، الجزایر، بحرین، اردن، مراکش، عمان، سوریه و تونس طی دوره زمانی 1980 تا 2011 استخراج شده است. ذکر این نکته ضروری است که از تمامی متغیرها بصورت لگاریتمی در فرآیند برآورد مدل استفاده خواهد شد.

در جدول (1) آماره‌های توصیفی مربوط به متغیرهای مورد استفاده از کشورهای منتخب منطقه منا ارائه شده است. همان‌طور که مشاهده می‌شود به ازای یک دلار تولید ناخالص داخلی به‌طور متوسط 63/0 کیلوگرم انتشار دی اکسید کربن وجود دارد و شدت انرژی نیز نشان می‌دهد که برای برای تولید هزار دلار تولید ناخالص داخلی در کشورهای منطقه منا به‌طور متوسط 31/209 کیلوگرم معادل نفت خام انرژی مصرف شود. آمارهای توصیفی میانگین، میانه، بیشینه و کمینه مربوط به سایر متغیرها نیز در جدول (1) ارائه شده است. آماره جارک- برا نیز نشان می‌دهد که تمامی متغیرها از الگوی غیرنرمال پیروی می‌کنند.

جدول 1-آماره­های توصیفی متغیرهای مورد استفاده از کشورهای منتخب منا (1980-2011)

متغیر

آماره جارک برا

کمینه

بیشینه

میانه

میانگین

 

(000/0)  49/64

29/0

54/1

56/0

63/0

 

(000/0)  40/90

19/72

30/590

55/177

31/209

 

(000/0)  61/70

25/647

29/21432

6/2326

1/5218

 

(000/0)   17/66

91/3

91/77

59/33

73/36

 

(000/0)   57/156

77/13

14/251

08/71

85/81

مأخذ: نتایج پژوهش و بر اساس نرم افزار Eviews

در جدول (2) همبستگی میان متغیرهای مورد مطالعه بررسی شده است. از آنجایی که میان متغیرهای توضیحی در سطح بالایی همبستگی وجود ندارد، لذا دغدغه­ای در خصوص امکان ایجاد مشکلات همخطی نیز وجود نخواهد داشت. از طرفی همان­طور که مشاهده می­شود میان شدت انرژی و شدت انتشار دی اکسید کربن همبستگی 91 درصدی و مثبت وجود دارد که بیانگر اهمیت لحاظ نمودن این متغیر به عنوان یک متغیر توضیحی در مدل است. متغیر توسعه مالی نیز همبستگی منفی و ضعیفی با شدت انتشار دی اکسید کربن دارد و سایر متغیرها لحاظ شده نیز دارای همبستگی مثبت خطی می­باشند.

جدول 2- ماتریس همبستگی بین متغیرها

 

         
 

1

 

 

 

 

 

91/0

1

 

 

 

 

34/0

37/0

1

 

 

 

07/0-

08/0

10/0

1

 

 

42/0

46/0

52/0

42/0

1

مأخذ: نتایج پژوهش و بر اساس نرم افزار Eviews

 

4-2- الگوی PSTRبهینه

پیش از شروع فرآیند ارزیابی مدل PSTR لازم است تا ویژگی مانایی متغیرها مورد بررسی قرار گیرد. بدیهی است که وجود ریشه واحد در متغیرها منجر به ایجاد نتایج رگرسیونی کاذب می­شود، لذا برای حصول اطمینان از عدم ایجاد چنین مشکلی از آزمون­های ریشه واحد ایم، پسران و شین (2003، IPS)[44] و لوین، لین و چو (2002، LLC)[45] استفاده می­شود. نتایج آزمون‌های ریشه واحد در جدول (3) نشان می­دهد که تمامی متغیرها حداقل در سطح آماری 10 درصد معنی­دار بوده و لذا مشکلی برای ادامه فرآیند برآورد مدل وجود ندارد.

 

جدول 3- آزمون­های ریشه واحد IPS و LLC

 

آزمون LLC

آزمون IPS

احتمال

آماره

احتمال

آماره

 

02/0

11/2-

06/0

51/1-

 

01/0

66/2-

01/0

25/2-

 

00/0

28/3-

00/0

06/5-

 

01/0

21/2-

00/0

82/3-

 

08/0

39/1-

01/0

29/2-

     مأخذ: نتایج پژوهش و بر اساس نرم افزار  Eviews

 

به منظور انتخاب مدل PSTR بهینه، ابتدا باید نسبت به وجود رابطه غیرخطی و تبعیت رفتار غیرخطی متغیرها از الگوی PSTR اطمینان کسب کرد. برای این منظور فرضیه صفر مبنی بر وجود رابطه خطی در مقابل وجود حداقل یک متغیر انتقال بر اساس آماره­های آزمون ضریب لاگرانژ والد (  )، ضریب لاگرانژ فیشر (  ) و نسبت درست نمایی (  ) در محک آزمون تجربی قرار گرفته است. نتایج ارائه شده در جدول (4) قویاً بر پیروی رابطه میان متغیرها از یک الگوی غیرخطی PSTR تأکید می­کنند. در ادامه برای انتخاب الگوی PSTR بهینه، باید تعداد متغیرهای انتقال مورد نیاز جهت تصریح کامل رفتارغیرخطی متغیرها انتخاب شوند. نتایج آزمون نبود رابطه غیرخطی باقیمانده نیز در جدول (4) نشان می­دهد که لحاظ نمودن یک تابع انتقال برای تصریح کامل رفتار غیرخطی متغیرها کفایت می‌کند.

 

 

 

 

 

 

جدول 4- آزمون خطی بودن و نبود رابطه غیرخطی باقیمانده

 

 

 

           

 

65/41

(00/0)

64/10

(00/0)

97/38

(00/0)

56/20

(00/0)

25/7

(00/0)

40/51

(00/0)

 

95/3

(41/0)

91/0

(46/0)

92/3

(41/0)

19/2

(51/0)

83/0

(53/0)

37/2

(59/0)

توجه: m بیانگر تعداد مکان­های استانه­ای و r بیانگر تعداد توابع انتقال می­باشند. مقادیر احتمال مربوط به هر آارش شده است.                                                مأخذ: نتایج پژوهش و بر اساس نرم افزار  متلب

پس از انتخاب یک تابع انتقال، باید تعداد حدهای آستانه­ای یا مکان­های تغییر رژیم مورد نیاز در تصریح الگوی بهینه PSTR انتخاب شوند. برای این منظور مدل PSTR با یک و دو حد آستانه­ای برآورد شده و معیارهای شوارتز، آکائیک و مجموع مجذور باقیمانده­ها برای هر یک از دو مدل فوق در جدول (5) گزارش شده است. از آنجایی که مدل PSTR با کمترین مقدار آماره­های شوارتز، آکائیک و مجموع مجذور باقیمانده­ها به عنوان مدل بهینه انتخاب خواهد شد، در مطالعه حاضر مدل PSTR با یک تابع انتقال و دو حد آستانه­ای انتخاب شده است. 

جدول 5- انتخاب تعداد مکان­های وقوع تغییر رژیم

 

معیار آکائیک

معیار شوارتز

مجموع مجذور باقیمانده­ها

m=1

29/4-

17/4-

85/3

m=2

31/4-

17/4-

74/3

مأخذ: نتایج پژوهش و بر اساس نرم افزار  متلب

 

پس از انتخاب مدل PSTR با یک تابع انتقال و دو حد آستانه­ای به عنوان مدل بهنیه، این مدل برای بررسی رابطه غیرخطی میان درآمد سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منطقه منا برآورد شده که نتایج حاصل از آن در جدول (6) گزارش شده است. همان­طور که مشاهده می­شود، حد آستانه­ای اول 1176 دلار و حد آستانه­ای دوم 11614 دلار برآورد شده­اند. همچنین پارامتر شیب که بیانگر سرعت تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر می‌باشد معادل مقدار قابل توجه 78762 برآورد شده که بیانگر تمایل پارامتر شیب یا سرعت تعدیل به سمت بی نهایت است. بنابراین به پیروی از گونزالز و همکاران (2005) در شرایطی که دو حد آستانه­ای وجود داشته باشد و پارامتر شیب به سمت بی نهایت میل کند، دو رژیم حدی وجود دارد. بدین ترتیب که رژیم اول متناسب با مقادیر متغییر انتقال در بین دو حد آستانه­ای برآورد شده است و رژیم دوم متناسب با مقادیر کوچکتر از حد آستانه­ای اول و مقادیر بزرگتر از حد آستانه­ای دوم است. بنابراین رژیم اول متناسب با مقادیر متغیر انتقال بین دو حد آستانه­ای 1176 دلار و 11614 دلار است و رژیم دوم متناسب با مقادیر متغیر انتقال کمتر از 1176 دلار و بزرگتر از 11614 دلار است.

همان­طور که از جدول (6) مشاهده می­شود، افزایش درآمد سرانه در هردو رژیم حدی باعث کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود که میزان تأثیرگذاری آن در رژیم اول بیشتر از رژیم دوم است. افزایش شدت مصرف انرژی در هردو رژیم حدی باعث افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن خواهد شد. توسعه مالی نیز در رژیم اول بصورت ناچیزی منجر به افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود و در رژیم دوم باعث کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود. در نهایت درجه بازبودن اقتصاد در هردو رژیم حدی منجر به کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود که میزان تأثیرگذاری آن در رژیم دوم بیشتر از رژیم اول است.

نتایج حاصل شده در خصوص رابطه شدت انتشار دی اکسید کربن با درآمد نشان می­دهد که هیچکدام از اشکال رابطه شدت انتشار دی اکسید کربن با درآمد سرانه یعنی شکل U وارونه و شکل N برای کشورهای منتخب منا مورد تأیید قرار نمی­گیرد. البته نتیجه حاصل شده همسو با نظر بکرمن (1992) می­باشد که معتقد است بدون هیچ قید و شرطی رشد اقتصادی تنها راه حل برای بر طرف شدن مشکلات زیست محیطی است. نتیجه ارائه شده در مطالعه حاضر نیز در راستای تأیید نتایج مطالعه تامازیان و همکاران (2009) است و با نتایج مطالعات پورکاظمی و ابراهیمی (1387)، فطرس و همکاران (1389) و مهرآرا و همکاران (1391) متفاوت است. نتایج ارائه شده برای تأثیر توسعه مالی بر شدت انتشار دی اکسید کربن نیز عموماً همسو با نظریات بردسال و ویلیر (1993)، فرانکل و رز(2002)، تامازیان و همکاران (2009) و کلایسنس و فیجن (2007) است. بدین ترتیب که توسعه مالی انگیزه و فرصت استفاده از تکنولوژی­های جدید و کارآمد را برای کشورهای در حال توسعه فراهم می­کند تا به تولیدات پاک و دوست­دار محیط زیست بپردازند. همچنین مطالعه تجربی جلیل و فریدون (2011) نیز نتیجه مشابهی را ارائه کرده، اما ازترک و آکاراوچی (2012) رابطه معنی­داری میان توسعه مالی و محیط زیست را برای کشور ترکیه گزارش نکرده­اند. نتایج مربوط به تأثیرگذاری حجم تجارت خارجی نیز نشان می­دهد که واردات این گروه کشورها در راستای واردات کالاهای سرمایه­ای با تکنولوژی­های کارآمد و شیوه­های نوین تولید بوده است که منطبق با دیدگاه ازترک و آکاراوچی (2012) است. البته نتیجه مطالعه جلیل و فریدون (2011) بر تأثیر مخرب حجم تجارت کشور چین بر انتشار دی اکسید کربن تأکید می­کند.

بنابراین در مجموع به نظر می­رسد که عامل مسلط و تعیین کننده­ای در شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منطقه منا، شدت مصرف انرژی است. لذا برای کاهش شدت انرژی و بهبود کیفیت محیط زیست باید بر سیاست­های مبتنی بر افزایش کارایی مصرف انرژی در کشورهای منطقه MENA تأکید گردد. 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول 6- برآورد مدل PSTRبا یک تابع انتقال و دو حد آستانه­ای

ضرایب بخش غیرخطی مدل

ضرایب بخش خطی مدل

 

20/0

41/0-

 
 

02/0-

46/0

 
 

15/0-

03/0

 
 

25/0-

02/0-

 

 رژیم حدی اول

 رژیم حدی دوم

 

مأخذ: نتایج پژوهش و بر اساس نرم افزار متلب

 

برای درک صریح و روشن نتایج حاصل شده از برآورد مدل PSTR، ضرایب هریک از متغیرها در مقابل مشاهدات متغیر انتقال در نمودارهای (1) تا (4) رسم شده است.  همان­طور که گفته شد و در نمودارها نیز به وضوح مشاهده می­شود، رژیم اول در میان دو حد آستانه­ای برآورد شده قرار دارد و رژیم دوم متناسب با مقادیر کوچکتر و بزرگتر مشاهدات متغیر انتقال در مقایسه با دو حد آستانه­ای است. همچنین به دلیل برآورد پارامتر شیب بسیار بزرگ 78762 تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر با سرعت بسیار زیاد و به­صورت جهش اتفاق می­افتد. در نمودار (1) مشاهده می­شود که سطح درآمد در رژیم اول باعث کاهش بیشتری در شدت انتشار دی اکسید کربن نسبت به رژیم دوم می­شود. نمودار (2) نیز نشان می­دهد که شدت انرژی همواره منجر به افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود که میزان تأثیرگذاری آن در رژیم اول بیشتر است. بر اساس نمودار (3) نیز توسعه مالی در رژیم دوم منجر به کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود، اما در رژیم اول به صورت ناچیزی باعث افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود. نمودار (4) نیز نشان می­دهد که درجه باز بودن اقتصاد همواره منجر به کاهش شدت انرژی خواهد شد که میزان تأثیرگذاری آن در رژیم دوم بیشتر از رژیم اول است.

 

نمودار 1- ضرایب درآمد سرانه در مقابل متغیر انتقال

منبع: یافته‌های پژوهش با استفاده از نرم افزار متلب

 

 

نمودار2- ضرایب شدت انرژی در مقابل متغیر انتقال

منبع: یافته‌های پژوهش با استفاده از نرم افزار متلب

 

 

نمودار 3- ضرایب توسعه مالی در مقابل متغیر انتقال

منبع: یافته‌های پژوهش با استفاده از نرم افزار متلب

 

 

نمودار 4- ضرایب درجه باز بودن اقتصاد در مقابل متغیر انتقال

منبع: یافته‌های پژوهش با استفاده از نرم افزار متلب

 

در نهایت به منظور کسب اطمینان از قابل اتکاء بودن نتایج گزارش شده در برآورد رابطه میان درآمد سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن، برخی از آزمون­های تشخیصی مانند ناهمسانی واریانس، همبستگی سریالی و ثبات ضرایب مورد ارزیابی قرار می­گیرند. نتایج آزمون­های تشخیصی در جدول شماره (7) نشان می­دهند که فرضیه همسانی واریانس و همبستگی سریالی مدل برآورد شده رد نشده، لذا مشکل ناهمسانی واریانس و همبستگی سریالی وجود ندارد. از طرفی، فرضیه ثبات ضرایب در سطح معنی­داری بالایی رد شده که بر مناسب بودن انتخاب مدل PSTR و تغییرات ضرایب دلالت می­کند.

جدول 7- آزمون­های تشخیصی[46]

آزمون

آماره

ناهمسانی واریانس

17/0

همبستگی سریالی

21/0

001/0

ثبات ضرایب

مأخذ: نتایج پژوهش با استفاده از نرم افزار متلب

5- جمع‌بندی و نتیجه‌گیری

از آنجایی که انتشار شتابان دی اکسید کربن ناشی از فعالیت­های اقتصادی و اجتماعی جوامع بشری است و از طرفی افزایش تولید و رشد اقتصادی به عنوان یکی از مهمترین اهداف کلان کشورها مطرح است، استفاده از تکنولوژی­های کارامد و دوستدار محیط زیست در فرآیند تولید باعث می­شود تا سطح تولید مورد دلخواه با انتشار کمتری از دی اکسید کربن توأم باشد. بنابراین به نظر می­رسد که دوگانگی و چالش میان رشد اقتصادی و دی اکسید کربن با تمرکز بر کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن قابل حل باشد. از این­رو در این مطالعه به بررسی تأثیر آستانه­ای درآمد سرانه بر شدت انتشار دی اکسید کربن در کشورهای منتخب منطقه منا پرداخته شده است. برای این منظور از مدل رگرسیونی انتقال ملایم پانلی و متغیرهای توسعه مالی، درجه باز بودن اقتصاد، شدت انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه و شدت انتشار دی اکسید کربن طی دوره زمانی 1980 تا 2011 استفاده شده است.

نتایج آزمون خطی بودن قویاً بر وجود رابطه غیرخطی میان متغیرهای مورد مطالعه تأکید می­کند و مدل PSTR با یک تابع انتقال و دو حد آستانه­ای را برای تصریح کامل رفتار غیرخطی مدل رگرسیونی مورد مطالعه پیشنهاد می­کند. نتایج برآورد مدل PSTR نشان می‌دهد، پارامتر شیب که بیانگر سرعت تعدیل از یک رژیم یه رژیم دیگر می­باشد معادل مقدار قابل توجه 78762 برآورد شده است. همچنین مکان­های تغییر رژیم نیز در دو سطح درآمد سرانه  1176 دلار و 11614 دلار برآورد شده است. با توجه به تمایل پارامتر شیب به سمت بی نهایت، دو رژیم حدی وجود دارد که رژیم اول متناسب با مقادیر درآمد سرانه میان دو حد آستانه­ای است و رژیم دوم متناسب با سطوح درآمدی کمتر از 1176 دلار و بیشتر از 11614 دلار است. نتایج ضرایب تخمینی در دو رژیم نیز نشان می­دهند که درجه باز بودن اقتصاد و درآمد سرانه در هردو رژیم منجر به کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شوند که میزان تأثیرگذاری درآمد سرانه در رژیم اول و درجه باز بودن اقتصاد در رژیم دوم بیشتر است. همچنین توسعه مالی در رژیم اول بصورت ناچیزی منجر به افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود و در رژیم دوم منجر به کاهش آن می­شود. متغیر شدت انرژی نیز در هردو رژیم مورد مطالعه منجر به افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن می­شود.

با توجه به نتایج حاصل شده به نظر می­رسد که عامل مسلط در افزایش شدت انتشار دی اکسید کربن، شدت انرژی در کشورهای منطقه منا می­باشد. از این­رو برای کاهش شدت انرژی و بالطبع کاهش شدت انتشار دی اکسید کربن، باید توجه سیاست­مداران و برنامه­ریزان کشورها و منطقه معطوف به استفاده از تکنولوژی و فرآیندهای تولید کارآمد و دوستدار محیط زیست باشد.



[1]. استادیار و عضو هیئت علمی دانشکده اقتصاد دانشگاه خوارزمی

hossienamiri@gmail.comEmail:

[2]. دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه ارومیه- نویسنده مسئول

Email: saeidpour.lesyan@gmail.com

.[3]کارشناس ارشد مدیریت MBA گرایش مالی دانشگاه گیلان

Email: abbas.kalantary@yahoo.com

[4]. Kyoto

[5]. Ozturk and Acaravci

[6]. Middle East and North Africa (MENA)

[7]. Narayan and Smyth

[8]. Panel Smooth Transition Regression (PSTR)

[9]. Fok et al.

[10]. Gonzalez et al.

[11]. Colletaz and Hurlin

[12]. Regime-switching

[13]. Aslanidis

[14]. Fouquau  et al.

[15]. Jude

[16]. Grossman and Krueger

[17]. Opschoor et al.

[18]. Harbaugh et al.

[19]. Stern

[20]. Environmental Kuznets Curve

[21]. Jensen

[22]. Frankel and Romer

[23]. Dasgupta et al.

[24]. Sadorsky

[25]. Islam  et al.

[26]. Birdsall and Wheeler

[27]. Frankel and Rose

[28]. Tamazian et al

[29]. Claessens and Feijen

[30]. Tamazian and Rao

[31]. Ozturk  and Acaravci

[32]. Beckerman

[33]. Daly

[34]. Kolstad and Krautkraemer

[35]. Aslanidis and Xepapadeas

[36]. Jalil  and Feridun

[37]. Autoregressive Distributed Lag (ARDL)

[38]. لازم به ذکر است که در این مطالعه برای تخمین مدل رگرسیون انتقال ملایم پانلی (PSTR) از محیط برنامه نویسی متلب ( (Mathlab استفاده می­شود.

[39]. The Taylor series approximation

[40]. Auxiliary Regression

[41].Wald Lagrange Multiplier

[42]. Fischer Lagrange Multiplier

[43].Likelihood Ratio

[44]. Im, Pesaran and Shin (IPS).

[45]. Levin, Lin and Chu (LLC).

[46]. قابل توجه است که خروجی برنامه نویسی متلب برای آزمون­های تشخیصی مدل PSTR، مقدار آماره­های آزمون را ارائه نمی­دهد و صرفاً احتمالات مربوطه را گزارش می­کند

الف) فارسی

پورکاظمی، محمد حسین و ابراهیمی، ایلناز (1387)، بررسی منحنی کوزنتس زیست محیطی در خاورمیانه، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، سال دهم، شماره 34، 57-71.

فطرس، محمد حسن؛ غفاری، هادی و شهبازی، آزاده (1389)، مطالعه رابطه آلودگی هوا و رشد اقتصادی کشورهای صادر کننده نفت، پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، سال اول، شماره 1، 59-77.

مهرآرا، محسن؛ امیری، حسین و حسنی سرخ بوزری، محمد (1391)، رابطه مصرف انرژی و درآمد: آزمون فرضیه زیست محیطی کوزنتس با استفاده از رویکرد مدل­های رگرسیونی انتقال ملایم پانلی، فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، شماره 62، 174-159.

ب) انگلیسی

Aslanidis, N. and Xepapadeas, A( 2006); “Smooth Transition Pollution-Income Paths”. Ecological Economics, Vol.57, pp.182-189.

Beckerman, W. (1992); “Economic Growth and the Environment: Whose Growth? Whose Environment? ”, World Development, Vol.20, pp.481–496.

Birdsall, N. and Wheeler, D. (1993); “Trade Policy and Industrial Pollution in Latin America: Where Are the Pollution Havens?”. Journal of Environment and Development,Vol.2, Issue.1, pp. 137–149.

Claessens, S. and Feijen, E. (2007); “Financial Sector Development and the Millennium Development Goals”. World Bank Working Paper, No. 89.

Colletaz, G. and Hurlin, C. (2006); “Threshold Effects of the Public Capital Productivity: An International Panel Smooth Transition Approach”. Working Paper, 1/2006, LEO, Université d'Orléans.

Daly, H.E. (1977); “Steady-State Economics”. The Economics of Biophysical Equilibrium and Moral Growth, W.H. Freemann and Company, San Francisco.

Dasgupta, S., Laplante, B. and Mamingi, N. (2001); “Pollution and Capital Markets in Developing Countries”. J. Environ. Econ. Manag, Vol. 42, pp.310–335.

Fok, D., van Dijk, D. and Franses, P. (2004); “A Multi-Level Panel STAR Model for US Manufacturing Sectors”. Working Paper, University of Rotterdam.

Fouquau, J., Destais, G. and Hurlin, C. (2009); “Energy demand models: A Threshold Panel Specification of the Kuznets Curve”. Applied Economics Letters, Vol.16, pp.1241–1244.

Frankel, J. and Romer, D. (1999); “Does Trade Cause Growth?”. Am. Econ. Rev. Vol.89, pp.379–399.

Frankel, J. and Rose, A. (2002); “An Estimate of the Effect of Common Currencies on Trade and Income”. Quarterly Journal of EconomicsVol.117, Issue.2, pp. 437–466.

González, A., Teräsvirta, T. and van Dijk, D. (2005); “Panel Smooth Transition Regression Models”. SEE/EFI Working Paper Series in Economics and Finance, No. 604.

Grossmann, G. M. and Krueger, A. B. (1991); “Environmental impact of a North American Free Trade Agreement”. NBER Working paper, 3914.

Harbaugh, W. , Levinson, A. and Wilson, D. (2000); “Re-examining the Empirical Evidence for an Environmental Kuznets Curve”, NBER Working paper, No.7711.

Heidari, H., Katircioglu, S. and Saeidpour, L. (2015); “Economic growth, CO2 emissions, and energy consumption in the five ASEAN countries”. Electrical Power and Energy Systems, Vol.64, pp.785-791.

Islam, F., Shahbaz, M. and Alam, M. (2011);” Financial development and energy consumption nexus in Malaysia: a multivariate time series analysis”. Working Paper, MPRA paper 28403.

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

Jensen, V. (1996); “The Pollution Haven Hypothesis and the Industrial Flight Hypothesis: Some Perspectives on Theory and Empirics”. Working Paper 1996.5, Centre for Development and the Environment, University of Oslo.

Jude, E. (2010); “Financial Development and Growth: A Panel Smooth Regression Approach”. Journal of Economic Development, Vol.35, pp. 15-33.

Kolstad, A. and Krautkraemer, V. (1993); “Natural resource use and the environment”. In: Kneese, A.V., Sweeny, J.L. (Eds.), Handbook of Natural Resource and Energy Economics. Elsevier, Amsterdam.

Narayan, P. K. and Smyth, R. (2009); “Multivariate Granger Causality between Electricity Consumption, Exports and GDP: Evidence from a Panel of Middle Eastern Countries”. Energy Policy, Vol.27, pp.229-236.

Opschoor, J. B., Kenneth, B. and Peter, N. (1999); “Environmental Economic and Development, Environmental Analysis and Economic Policy”, Vol.5, An Elgar Reference Collection. Cheltenham, UK,Northampton, MA. USA, 619 .

Ozturk, I. and  Acaravci, A. (2012); “The Long-Run and Causal Analysis of Energy, Growth, Openness and Financial Development on Carbon Emissions in Turkey”. Energy Economics, Vol.36, pp.262-267.

Ozturk, I. and Acaravci, A. (2010); “CO2 Emissions, Energy Consumption and Economic Growth in Turkey”. Renewable and Sustainable Energy Reviews, Vol.14, pp.3220–3225.

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

Stern, D. (2004); “The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve”. World Development, Vol.32, pp.1419–1439.

Tamazian, A., Chousa, J.P. and Vadlamannati, C. (2009); “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from the BRICS Countries”. Energy Policy, Vol.37, pp.246–253.

Tamazian, A. and Rao, B.B. (2010); “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter for Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”. Energy Economics, Vol.32, Issue.1, pp.137–145.