نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استاد/ دانشگاه فردوسی مشهد
2 دانشجوی دکتری/ دانشگاه فردوسی مشهد
چکیده
برنامهریزی و سیاستگذاری در زمینه‌ی رشد اقتصادی به‌عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی، نیازمند توجه ویژه به بخش انرژی، محیطزیست و ارتباط آنها با تولید است. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی اثر متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست و نوع ارتباطات فضایی 9 کشور منتخب درحال‌توسعه از الگوی معادلات همزمان فضایی برای دادههای تابلویی با اثرات تصادفی طی دوره 2011-2000 استفاده شده است. نتایج بیانگر آن است که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست هر کشور تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای مجاور قرار دارد. همچنین بر اساس یافتههای این پژوهش میتوان بیان کرد یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست و همچنین میان آلودگی محیطزیست و مصرف انرژی وجود دارد. بنابراین یک رابطه دوطرفه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی نیز برقرار است با توجه به نتایج پیشنهاد میشود به‌منظور دستیابی به رشد اقتصادی پایدار از ابزارهای مالیاتی برای کاهش انتشار گازهای گلخانهای و همچنین جایگزینی انرژی‌های تجدید پذیر با انرژی‌های فسیلی استفاده کرد.
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
The Interplay Between Energy Consumption, Economic Growth and Environmental Pollution: Application of Spatial Panel Simultaneous-Equations Model
نویسندگان [English]
- Mohammad Reza Kohansal 1
- Samira Shayanmehr 2
1 Professor, Department of Agricultural Economics, Ferdowsi university of Mashhad
2 Ph.D. Student/Ferdowsi University of Mashhad
چکیده [English]
Economic growth planning and policy making is one of the macrocosmic goals which it need to pay specific attention to energy and environmental sector and their relationship with production. Therefore, this study has conducted to investigate the relationship between economic growth, energy consumption and environmental pollution using a Spatial Panel Simultaneous-Equations model for 9 developing countries during 2000-2011. Empirical results of this method show that energy consumption, economic growth and environmental pollution in each country is affected by these factors in neighboring countries. The results of research confirm there exists bidirectional causality between energy consumption and environmental pollution, economic growth and environmental pollution. Thus, there is a bidirectional causal relationship between energy consumption and economic growth. Regarding to result of this study suggests to achieve the sustainable economic growth should be used tax tools for controlling the emissions of CO2 and replacement of the renewable energies with fossil fuels.
کلیدواژه‌ها [English]
- Spatial Autoregressive
- Environmental Pollution
- Economic Growth
- Energy Consumption
- Simultaneous-Equations
آثار متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست: کاربرد الگوی معادلات همزمان فضایی دادههای تابلویی
محمدرضا کهنسال[1]
سمیرا شایان مهر[2]
تاریخ دریافت: 18/06/1395 تاریخ پذیرش16/12/1395
چکیده:
برنامهریزی و سیاستگذاری در زمینه‌ی رشد اقتصادی به‌عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی، نیازمند توجه ویژه به بخش انرژی، محیطزیست و ارتباط آنها با تولید است. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی اثر متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست و نوع ارتباطات فضایی 9 کشور منتخب درحال‌توسعه از الگوی معادلات همزمان فضایی برای دادههای تابلویی با اثرات تصادفی طی دوره 2011-2000 استفاده شده است. نتایج بیانگر آن است که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست هر کشور تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای مجاور قرار دارد. همچنین بر اساس یافتههای این پژوهش میتوان بیان کرد یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست و همچنین میان آلودگی محیطزیست و مصرف انرژی وجود دارد. بنابراین یک رابطه دوطرفه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی نیز برقرار است با توجه به نتایج پیشنهاد میشود به‌منظور دستیابی به رشد اقتصادی پایدار از ابزارهای مالیاتی برای کاهش انتشار گازهای گلخانهای و همچنین جایگزینی انرژی‌های تجدید پذیر با انرژی‌های فسیلی استفاده کرد.
واژههای کلیدی: الگوی وقفه فضایی، آلودگی محیطزیست، رشد اقتصادی، مصرف انرژی، معادلات همزمان.
1. مقدمه
در دهههای اخیر، آلودگی به یکی از چالشهای اصلی مدیریتی کشورها تبدیل شده است؛ به‌طوری‌که کشورها علاوه بر سیاستها و اقدامات درون مرزهای خود، ساماندهی آلودگی را در حوزهی بینالمللی نیز دنبال میکنند. از میان مصادیق آلودگی، آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانهای یکی از تهدیدهای جدی پیش روی بسیاری از کشورها میباشد. که با توجه به ماهیت آن شیوع بیشتری داشته و در اکثر مناطق جهان محسوس است (شجری و همکاران، 1392). بر اساس گزارش هیئت میان دولتی تغییر اقلیم (IPCC)[3] در سال 2014، دیاکسید کربن 76 درصد کل گازهای گلخانهای را به خود اختصاص داده است. بر این اساس میتوان عنوان کرد که کاهش انتشار دیاکسید کربن نقش مهمی در محافظت از محیطزیست و توسعه پایدار دارد (عمری[4]، 2013). با توجه به این مهم در بسیاری از مطالعات داخلی و خارجی به شناسایی عوامل مؤثر بر انتشار گاز دیاکسید کربن و ارتباط آن با سایر مؤلفه‌های اقتصادی و اجتماعی، زیستمحیطی پرداخته‌اند به‌طوری‌که با شناسایی این عوامل بتوان اقدامات لازم برای دستیابی به توسعه پایدار را فراهم کرد. از میان این عوامل اثرگذار میتوان به مصرف انرژی و رشد اقتصادی اشاره کرد.
انرژی نقش مؤثری در رشد اقتصادی کشورها ایفا میکند به‌طوری‌که به‌عنوان یک نیروی محرکه در اکثر فعالیتهای تولیدی و خدماتی از جایگاه ویژهای برخوردار است. از سوی دیگر مصرف انرژی به دلیل انتشار کربن و گازهای گلخانهای منجر به آلودگی هوا میشود. این امر به‌ظاهر یک تناقض و دوگانگی میان دستیابی به یک رشد و توسعه اقتصادی بالا و حفاظت از محیطزیست است. اما شواهد زیادی در کشورهای پیشرفته نشان داده است اگر مسیر رشد اقتصادی به‌درستی پیموده شود و سیاستهای مناسبی در این راستا اتخاذ شود نه‌تنها تضادی در این زمینه وجود ندارد بلکه رشد اقتصادی نیز میتواند باعث بهبود وضعیت زیستمحیطی شود. این امر بدون اطلاع از چگونگی رابطه میان مصرف انرژی، سطح فعالیتهای اقتصادی و انتشار گازهای گلخانهای امکانپذیر نیست. ازاین‌جهت همه کشورها برای آنکه رشد اقتصادی همراه با ملاحظات زیستمحیطی را تجربه کنند باید به‌طور دقیق از این ارتباطات اطلاع داشته باشند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). بدین منظور، در این مقاله تلاش شده است ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست در کشورهای درحال‌توسعه بررسی شود. در ادامه این پژوهش، در ابتدا به بررسی مبانی نظری و مطالعات گذشته پرداخته و سپس در قسمت سوم پژوهش، الگوی اقتصادسنجی مورداستفاده جهت شناسایی ارتباط میان متغیرها معرفی میشود و در قسمت چهارم به تحلیل و تفسیر نتایج پرداخته میشود و در انتها با توجه به نتایج به‌دست‌آمده پیشنهاد‌هایی ارائه میشود.
2. مبانی نظری و مروری بر مطالعات تجربی
2-1.مبانی نظری
2-1-1. منحنی زیستمحیطی کوزنتس(EKC)[5]
فرضیهی کوزنتس برای اولین بار در سال 1955 توسط سیمون کوزنتس و در مطالعهای با عنوان «رشد اقتصادی و نابرابری درآمد» مطرح شد. اخیراً اقتصاددانان محیطزیست تلاش کردهاند به تشریح رابطهی متقابل میان کیفیت محیطزیست و رشد اقتصادی بر پایه نظریهی کوزنتس بپردازند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). این نظریه بیانگر آن است که در مراحل اولیهی رشد اقتصادی، آگاهی و اطلاع از مشکلات زیستمحیطی پایین بوده و این مسائل برای مردم بیاهمیت است. در این مراحل تکنولوژیهای سازگار با محیطزیست در دسترس نمیباشند. بنابراین، در مراحل نخستین رشد اقتصادی، خسارتهای زیستمحیطی همراه با رشد درآمد افزایش مییابد و این افزایش تا یک سطح درآمد سرانه افزایش مییابد سپس با افزایش اطلاعات زیستمحیطی، اجرای قوانین زیستمحیطی، تکنولوژی بهتر و هزینههای زیستمحیطی بالاتر، به‌تدریج سطح تخریب محیطزیست کاهش مییابد به این دلیل در منحنی زیستمحیطی کوزنتس رابطه میان کیفیت محیطزیست و رشد اقتصادی، توسط یک منحنی U برعکس نشان داده‌شده است (حسینی نسب و پایکاری، 1391). آپرگیس[6] (2016)، لاملا[7] (2009)، کارلوس[8] (2007)، هراتی و همکاران (1392)، اصغری و عاملی (1390)، دهقان (1387)، سلیمی فرد و دهنوی (1388) و پور کاظمی و ابراهیمی (1387) در مطالعه خود منحنی زیستمحیطی کوزنتس را تأیید کرد. درحالی‌که در مطالعهی شعبانی و همکاران (1389) منحنی زیستمحیطی کوزنتس مورد تأیید واقع نشد. از سوی دیگر هولتز-ایکین و سلدن[9] (1995)، آزو ماهو[10] و همکاران (2006) منحنی فزاینده یکنواخت[11] را کشف کرد و منحنی N شکل توسط فریدل و گتزنر[12] (2003)، بریجر[13] و همکاران (2008)، اگلی و استجر[14] (2007) معرفی شد. دستیابی به منحنی N شکل بدین معناست که پس از عبور از یک فاز شبیه EKC ( U معکوس، که در آن پس از یک دوره تخریب محیطزیست به‌واسطه رشد اقتصادی کیفیت محیطزیست بهبودیافته)، رشد اقتصادی بیشتر مجدداً منجر به تخریب محیطزیست میشود. با این وجود، ریچموند و کافمان[15] (2006) دریافتند که هیچ رابطه معنیداری میان رشد اقتصادی و انتشار دیاکسید کربن وجود ندارد.
2-1-2. مبانی نظری رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی
امروزه علاوه بر نهادههای کار و سرمایه، انرژی نیز به‌عنوان یکی از نهادههای مهم تولید مطرح است. به‌عنوان‌مثال، برنت و وود[16] (1975)، نشان دادند که در تابع تولید، یکی از عوامل تولید، انرژی است که ارتباط ضعیفی با نیروی کار دارد، آنها تابع تولید را به این صورت نشان دادند:
Q=F(H(K, E),L)
ایشان دریافتند که سرمایه و انرژی با یکدیگر ترکیب میشوند و عامل تولید H را ایجاد میکنند. سپس برای تولید محصول با کار ترکیب میشود (استرن[17]، 1993). همچنین در مدل رشدی که توسط نایر و آیرس[18] (1984) بیان‌شده است، تولید نیازمند صرف مقادیر فراوان انرژی است، درنتیجه انرژی تنها عامل رشد است. سرمایه و نیروی کار عوامل واسطهای هستند که برای به‌کارگیری، به انرژی نیاز دارند (استرن، 1993؛ آماده و همکاران، 1388). به‌این‌ترتیب اگر تولید را تابعی از نهادههای کار، سرمایه و انرژی در نظر بگیریم، فرم تابع تولید را به‌صورت زیر میتوان نوشت:
Q=f(K, L,E)
در رابطه بالا، Q محصول ناخالص داخلی، K نهاده سرمایه، L نهاده نیروی کار و E نهاده انرژی است. همچنین فرض شده است که میان میزان استفاده از این نهادهها و سطح تولید رابطه مستقیم وجود دارد. به‌عبارت‌دیگر، افزایش در هر یک از نهادههای مذکور موجب افزایش تولید میشود، به بیان ریاضی داریم (آلعمران و همکاران، 1391):
2-2. مروری بر مطالعات تجربی
آماده و همکاران (1388) به بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی و اشتغال در ایران با استفاده از الگوی خود بازگشتی با وقفههای توزیعی (ARDL) و همچنین الگوی تصحیح خطا (ECM) پرداختند. نتایج حاصل نشان داد که یک رابطه علیت کوتاه‌مدت و بلندمدت یک‌طرفه از مصرف نهایی انرژی و مصرف نهایی انرژی برق به رشد اقتصادی وجود دارد و همچنین یک رابطه علیت کوتاه‌مدت یک‌طرفه نیز از رشد اقتصادی به مصرف نهایی گاز طبیعی وجود دارد. آقایی (1395) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی به تفکیک حاملهای انرژی و بخش‌های مختلف اقتصادی پرداخت و دریافت مصرف انرژی بر رشد اقتصادی اثر مثبتی دارد. صادقی و همکاران (1393) رابطه علی میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی موردبررسی قراردادند و نشان دادند رابطه علی یک‌طرفه از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی برقرار بوده و رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی وجود ندارد. محمدی و همکاران (1392) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند و دریافتند یک رابطه علی خطی و غیرخطی یک‌طرفه، از مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد. دامن کشیده و همکاران (1392) در مطالعهای به بررسی رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند، نتایج نشان داد که رابطه مثبت و معنیداری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی وجود دارد. چنگ و لای[19] (1997)، با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو[20]، دریافتند که یک رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی برای کشور تایوان وجود دارد. عقیل و بوت[21] (2001) به بررسی رابطه علیت گرنجری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشور پاکستان با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو پرداختند. نتایج نشاندهنده آن است که رشد اقتصادی، علت مصرف انرژی است. آلتینای و کاراگول[22] (2004) رابطه علیت میان مصرف برق و تولید ناخالص ملی در ترکیه را موردبررسی قراردادند. آنها دریافتند که شواهد قوی برای اجرای علیت تک‌سویه از مصرف برق به درآمد وجود دارد. همچنین نشان دادند که عرضهی برق برای مصرف بیشتر برق و بنابراین برای حفظ رشد اقتصادی در ترکیه اهمیت ضروری دارد. بلومی[23] (2009) با استفاده از مدل VECM نشان داد که در تونس، رابطه علیت میان مصرف انرژی و درآمد وجود داشته است. آروری[24] و همکاران (2012) رابطه میان انتشار دیاکسید کربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص ملی واقعی را در 12 کشور MENAبررسی کردند. آنها نشان دادند که در کل منطقه، تولید ناخالص ملی واقعی با انتشار دیاکسید کربن رابطه درجه‌دو دارد. صادقی و موسویان (1393) به بررسی رابطه علیت میان انتشار کربن، مصرف انرژی و تولید سرانه در ایران پرداختند. نتایج نشان داد رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص داخلی به انتشار کربن برقرار است. همچنین رابطه علیت یک‌طرفه‌ای نیز، از رشد اقتصادی به مصرف انرژی وجود دارد. سویتاس و ساری[25] (2009) و آنگ (2007) نشان دادند که انتشار دیاکسید کربن میتواند بر تولید ناخالص ملی و یا مصرف انرژی تأثیرگذار باشد. بلومی (2009) برای تونس، اوزتورک و آکاراوکی[26] (2010) برای ترکیه، مینیاه و والد روفیل[27] (2010) برای ایالت متحده، کولونیس[28] (2013) در دانمارک و مین لیم[29] و همکاران (2014) در فیلیپین یافتند که اگر رابطه از مصرف انرژی به تولید ناخالص ملی و یا انتشار دیاکسید کربن برسد، آنگاه تولید ناخالص ملی و یا انتشار دیاکسید کربن قابل‌افزایش از طریق مصرف انرژی است. هالیچیوغلو[30] (2009) برای ترکیه و لطفعلی پور و همکاران (2010) برای ایران نشان دادند رابطه علیت از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی و یا به انتشار دیاکسید کربن است.
جمع‌بندی مطالعات داخلی و خارجی مرتبط با موضوع پژوهش نشان میدهد:
در مطالعات داخلی- 1- با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده در این پژوهش، تاکنون در مطالعات صورت گرفته رابطه متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست بررسی نشده است. 2- با توجه به اینکه میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست رابطه متقابل وجود دارد و لازمه بررسی آن، استفاده از الگوهای معادلات سیستمی است، ولی در این گروه از مطالعات عموماً از الگوهای تک معادلهای استفاده است و توجهی به ارتباطات سیستمی میان روابط نشده است.
در مطالعات خارج از کشور- تاکنون در هیچ مطالعهای رابطه متقابل میان رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی محیطزیست در قالب الگوهای فضایی بررسی نشده است درصورتی‌که که رفتارها و تصمیم‌گیری‌های کشورها بر یکدیگر تأثیر میگذارد و عدم توجه به این آثار، فروض گاوس مارکف را نقض خواهد نمود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). و ضروری است از الگوهای فضایی استفاده شود.
بنابراین در این پژوهش تلاش شده است، برای اولین بار رابطه مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست در قالب الگوی اقتصادسنجی معادلات همزمان فضایی دادههای پانل بررسی شود. ذکر این نکته ضروری است، از این الگو تاکنون در هیچ مطالعه داخلی استفاده‌نشده است.
3. روش تحلیل دادهها
در این مطالعه برای شناسایی آثار متقابل انتشار CO2( به‌عنوان متغیر آلودگی محیطزیست) و GDP (به‌عنوان متغیر رشد اقتصادی) و مصرف انرژی بر یکدیگر از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی استفاده‌شده است که در این قسمت به معرفی تک‌تک اجزای این الگو پرداخته‌شده است.
الف-الگوی دادههای تابلویی
در این مطالعه به علت نوع دادههای موردمطالعه، روش دادههای تابلویی استفاده میشود. دادههای تابلویی، محیط بسیار مناسبی برای گسترش روشهای تخمین و نتایج نظری را فراهم میسازند و محققان قادر به استفاده از دادههای مقطعی سری زمانی برای بررسی مسائلی میشوند که امکان مطالعه آنها در محیطهای مقطعی یا سری زمانی وجود ندارد و روشهای دادههای تابلوئی، روشی برای تلفیق دادههای مقطعی و سری زمانی است (بالتاجی، 2005).
ب- الگوی معادلات همزمان
سیستم معادلات همزمان به لحاظ ساختاری متفاوت با رگرسیونهای چند متغیره است و ممکن است تأمین‌کننده فروض کلاسیک حاکم بر رگرسیونهای چند متغیره نباشد. به‌عنوان‌مثال، متغیر وابسته در یک معادله به‌عنوان متغیری توضیحی در معادلهای دیگر از سیستم ظاهر میشود. چنین متغیر توضیحی ممکن است با جمله پسماند معادلهای که در آن به‌عنوان متغیر توضیحی واردشده است همبسته باشد و همبسته بودن متغیر توضیحی با جمله پسماند در یک معادله، فرض کلاسیک cov(ui,xi)=0 را نقض میکند. در چنین شرایطی استفاده از برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی منجر به نتایجی میشود که نه‌تنها اریب است، بلکه ناسازگار نیز میباشد. یعنی حتی اگر حجم نمونه به سمت بینهایت میل کند، بازهم برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی با مقادیر حقیقی جامعه برابر نمی‌شوند درواقع در این حالت، یک رویکرد معادلات همزمان لازم است مورداستفاده قرار گیرد تا این تورش را کاهش دهد ( شهیدی و یاوری، 1392).
شکل کلی معادله رگرسیونی دادههای پانل با متغیر درونزا میباشد:
|
(1) |
|
Zit بردار متغیرهای درونزا میباشد و این متغیرها دارای همبستگی با vit است. Xit نیز برداری از متغیرهای برونزاست. vit خطای ناشی از روند زمانی و iμ خطای ناشی از وجود وقفه تعریف میشوند. انواع روشهای اقتصادسنجی با تأکید بر حذف یا وجود جز اخلال iμ به‌منظور انجام بهترین برازش ارائه‌شده‌اند؛ بنابراین اگر فرض شود iμ با دیگر متغیرها نا همبسته است میتوان از روش اثرات تصادفی استفاده کرد. بالسترا[31] و وارادهاراجان- کریشناکومار[32](1987) نوعی از اثر تصادفی معروف به G2SLS را معرفی کردهاند. در حالت حداقل مربعات دومرحله‌ای روش اجزای خطای یک‌طرفه استفاده میشود. در این روش دو جزء واریانس متغیر iμ و vit وجود دارد. به دلیل آنکه واریانس اجزای خطای دو متغیر ناشناخته است برای تخمین از روش حداقل مربعات تعمیمیافته(GLS) استفاده میشود. به‌این‌ترتیب روش G2SLS برای دادههای تابلوئی روشی سازگار و کارا است و نیازی به آزمون هاسمن جهت آزمون سازگاری الگوهای تصادفی (Random effect) در این روش وجود ندارد (رفعت و بیک زاده، 1391) .
ج- الگوی فضایی
ازآنجایی‌که در مطالعه حاضر، دادههای مورد استفاده از کشورهای مجاور تهیه شد و دارای جزء مکانی هستند، به‌کارگیری شیوههای اقتصادسنجی عمومی چندان کارساز نیست، چراکه در این حال، دو مسئله رخ خواهد داد ( لی ساگ، 1999). 1- وابستگی فضایی 2- ناهمسانی فضایی. بنابراین اقتصادسنجی مرسوم، دو موضوع وابستگی فضایی و ناهمسانی فضایی را در نظر نمیگیرد، و توجه به آنها فروض مورد استفاده در اقتصادسنجی مرسوم، یعنی فروض گاوس مارکف نقض خواهد شد. در قضیه گاوس مارکف فرض بر این است که متغیرهای توضیحی در نمونهگیریهای تکراری ثابتاند، ولی وجود وابستگی فضایی در میان نمونهها این فرض را نقض میکند، همچنین ناهمسانی فضایی، فرض گاوس مارکف را که یک رابطه خطی مشخص میان مشاهدات نمونهای وجود دارد نقض میکند. چراکه با فرض وجود وابستگی فضایی بین دادهها با حرکت میان دادههای نمونه فضایی رابطه تغییر خواهد کرد و ضرایب، تابع خطی برحسب متغیر وابسته نخواهد بود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). بنابراین در چنین شرایطی الگوهای فضایی روش مناسبی است.
ازلحاظ تاریخی مبنای اولیه اقتصادسنجی فضایی در اوایل دهه 1970 برای انجام مطالعاتی با دادههای بین کشوری در اروپا پایه‌ریزی شد که میتوان به مطالعات هودریک[33]، پالینک[34] و کلاسن[35] اشاره کرد (انسلین[36]، 1988). برخی ویژگیها و روشهای مدل‌سازی در اقتصادسنجی فضایی توسط اکبری (1384) و عظیمی (1391) معرفی شدند.
درنهایت، سه مدل اصلی در اقتصادسنجی فضایی مورداستفاده قرار میگیرد که عبارت‌اند از مدل وقفه فضایی[37]، مدل خطای فضایی[38] و مدل دوربین فضایی[39]. در مدل وقفه فضایی اثرات فضایی صرفاً از طریق متغیر وابسته منتشر میشوند؛ درحالی‌که در مدل خطای فضایی فرض بر این است که جمله خطا مسیر اصلی انتشار فضایی است. در مدل دوربین فضایی نیز اثر انتشار فضایی هم از طریق متغیر وابسته و هم از طریق متغیرهای مستقل مدل در نظر گرفته میشود (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). لازم به ذکر است که در این مطالعه مدل وقفه فضایی مورداستفاده قرارگرفته است. مدل وقفه فضایی و به‌عبارت‌دیگر مدل خود رگرسیون فضایی (SAR) که از متغیرهای فضایی و متغیرهای مستقل موجود در مدلهای مرسوم رگرسیونی تشکیل‌شده است به‌صورت زیر تصریح میشود:
|
(2) |
که در آن y برداری از متغیر وابسته، x نمایانگر متغیرهای توضیحی، w1 ماتریس وزنهای فضایی میباشد که در ادامه چگونگی شکلگیری آنها توضیح داده میشود. β نشاندهنده برداری از پارامترها برای متغیرهاست. ρ نشاندهنده ضریب خودهمبستگی فضایی است (خلیلی عراقی و همکاران، 1392).
-تعیین ماتریس همسایگی
برای تدوین الگوی فضایی، اولین قدم ایجاد ماتریس همسایگی[40] یا ماتریس وزنهای فضایی است. برای ایجاد ماتریس وزنهای فضایی دو روش وجود دارد. روش اول: ماتریس همسایگی بر اساس مجاورت[41] روش دوم: ماتریس به‌منزله تابعی از فاصله. برای تعیین ماتریس W یا ماتریس وزنهای فضایی به روش مجاورت، روشهای گوناگونی وجود دارد که مجاورت خطی، رخ مانند، فیل مانند، خطی دوطرفه، رخ مانند دوطرفه و ملکه از آن جملهاند ( نجفی علمدار لو و همکاران، 1391). ماتریس W را میتوان به‌صورت زیر نشان داد:
|
(3) |
همانطور که مشاهده میشود، ماتریس W یک ماتریس متقارن است که عناصر قطر اصلی صفر و سایر عناصر درصورتی‌که دو کشور همسایه باشند یک و در غیر این صورت صفر میباشد (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). در ادامه، ضروری است ماتریس مجاورت استاندارد شود (تبدیل ماتریس W به ماتریسی که حاصل جمع سطر آن واحد باشد) که آن را ماتریس مجاورت «مرتبه اول استانداردشده» مینامند (عسگری و اکبری، 1380). با استاندارد نمودن ماتریس مجاورت و سپس حاصل‌ضرب آن در بردار متغیر وابسته، متغیر جدیدی حاصل میشود که میانگین مشاهدات ناشی از مناطق مجاور را نشان میدهد و اصطلاحاً آن را متغیر تأخیر فضایی مینامند (نجفی علمدار لو و همکاران، 1391).
- آزمونهای تشخیص خودهمبستگی
برای بررسی و آزمون ضریب خودهمبستگی فضایی و معنیداری آن میتوان از آمارههای مختلف همچون آماره موران[42]، گری[43] و گتیس[44] استفاده کرد در مطالعات تجربی، عموماً از آماره موران در تحلیل خودهمبستگی فضایی استفاده میشود (رفیعی و قربانی، 1393).آماره موران را برای متغیر x در مناطق مختلف میتوان به‌صورت ذیل محاسبه کرد ( لی و وونگ، 2001):
|
(4) |
|
|
(5) |
در رابطه فوق، xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف میباشد و s2 واریانس نمونه است. wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آنها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده میشود (رفیعی و قربانی، 1393). در آماره گری، نحوه محاسبه آن تا حدودی مشابه آماره موران است؛ با این تفاوت که تأکید آماره موران بر انحراف از میانگین کل مشاهدات است، درحالی‌که آماره گری، بر اختلاف هر دو ناحیه نسبت به یکدیگر تأکید دارد (تسائی، 2005). آماره گتیس به‌صورت زیر قابل‌محاسبه است:
|
(6) |
در رابطه فوق xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف میباشد و wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آنها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده میشود. d فاصله همسایگی است بنابراین هر نقطه فراتر از فاصله d دارای مقدار صفر و درنتیجه از مطالعه حذف شدند (کلیف، 1981).
د- تصریح الگو
فرم ساختاری الگو به‌صورت زیر قابل‌ارائه است:
|
(7) |
|
|
(8) |
|
|
(9) |
در این روابط، i نشاندهندهی کشور و t نشاندهندهی زمان است. ln(GDPit) نشاندهندهی لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت سال 2005، ln(CO2it) لگارتیم انتشار سرانه دیاکسید کربن (متریک تن)،ln(Eit) لگارتیم مصرف انرژی سرانه برحسب کیلوگرم معادل نفت خام،ln(Lit) لگارتیم نیرویکار (درصدی از کل جمعیت)، ln(Kit) لگارتیم موجودی سرمایه به قیمت ثابت 2005،ln(FDit) لگارتیم توسعهی مالی (اعتبار داخلی برای بخش خصوصی)، ln(POPit) لگارتیم کل جمعیت (هزار نفر)،ln(URit) لگارتیم شهرنشینی (درصدی از کل)، ln(TOit) لگارتیم درجه باز بودن تجاری (مجموع صادرات و واردات نسبت به تولید ناخالص داخلی). Wln(GDP)، Wln(E) وWln(CO2) متغیرهای تأخیر فضایی است.
نمونهی آماری این پژوهش شامل 9 کشور منتخب درحال توسعه شامل هند، بنگلادش، پاکستان، ایران، ترکیه، ارمنستان، امارات متحده عربی، قطر و عمان میباشد که در دوره زمانی 2011-2000 موردبررسی قرارگرفته‌اند. با توجه به اینکه بخش قابل‌توجهی از کشورهای درحال‌توسعه فاقد اطلاعات آماری مناسب جهت تحلیل بودند، بنابراین در این مطالعه سعی شد کشورهای انتخاب شود که کامل‌ترین منابع اطلاعات را در مقایسه با سایر کشورها داشته و همچنین با یکدیگر مجاور باشند. موقعیت کشورهای منتخب در شکل (1) نشان داده شده است. لازم به ذکر است که اطلاعات مورد نیاز برای انجام این پژوهش از بانک جهانی جمع‌آوری‌شده است.
شکل 1. موقعیت کشورهای منتخب درحال توسعه
4. تخمین و تفسیر معادلات
همزمانی در الگوهای موردنظر به معنای استفاده از متغیرهای ابزاری و روش حداقل مربعات معمولی دومرحله‌ای هنگام تخمین معادلات است ولی هر یک از سه رابطه به‌صورت مجزا از یکدیگر برآورد میشوند. در برآورد ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار دیاکسید کربن متغیرهای توسعهی مالی، جمعیت، شهرنشینی، درجهی باز بودن تجاری، نیروی کار و موجودی سرمایه به‌عنوان متغیر ابزاری استفاده‌شده است. ارزیابی شروط درجهای و رتبهای هر یک از سیستم معادلات نشان میدهد که تمامی معادلات، مشخص هستند و الگوهای موردنظر از طریق به‌کارگیری دادههای تابلویی با الگوهای اثرات تصادفی و با استفاده از روش حداقل مربعات دومرحله‌ای [45](G2SLS) وقفه فضایی در نرم‌افزار Stata برآورد شده است.
در ابتدا ایستائی متغیرهای مورداستفاده در برآورد دادههای تابلوئی با استفاده از آزمون ریشه واحد LLC موردبررسی قرارگرفته است. در جدول (1) نتایج این آزمون برای مقادیر لگاریتمی متغیرها گزارش‌شده است. نتایج نشان میدهد فرضیه صفر مبنی بر ریشه واحد متغیرها رد میشود که این بدان معناست که همه متغیرها ایستا هستند. در ادامه به‌منظور انتخاب بین روشهای دادههای تابلویی و دادههای تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده میشود. در این آزمون فرض صفر دلالت بر این دارد که اثرات انفرادی واحدهای مختلف یکسان است و در مقابل فرض H1 حاکی از یکسان نبودن حداقل یکی از واحدهای انفرادی با واحد پایه میباشد (رفعت و بیک زاده، 1391). در این مطالعه با رد فرض صفر آزمون F لیمر، معنیدار بودن اثرات تابلویی تأیید میشود و معادلات به روش دادههای تابلویی تخمین زده خواهند شد.
جدول 1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها
|
نام متغیر |
احتمال پذیرش صفر |
مقدار آماره |
|
ln(GDP) |
0320/0 |
85/1 |
|
ln(CO2) |
0180/0 |
09/2 |
|
ln(E) |
0014/0 |
98/2 |
|
ln(L) |
0044/0 |
62/2 |
|
ln(K) |
0038/0 |
67/2 |
|
ln(FD) |
0087/0 |
37/2 |
|
Ln(TO) |
0001/0 |
81/3 |
|
ln(POP) |
0011/0 |
05/3 |
|
ln(UR) |
0000/0 |
63/27 |
مأخذ: یافتههای پژوهش
قبل از برآورد مدل به بررسی ویژگیهای دادههای موردبررسی پرداخته‌شده است. در جدول (2) خلاصه آماری متغیرها شامل میانگین و انحراف معیار، نشان داده‌شده است. همانطور که مشاهده میشود، بیشترین میانگین مصرف انرژی (53/18807) و تولید ناخالص داخلی سرانه (73/55135) در کشور قطر و بیشترین میانگین انتشار سرانه دیاکسید کربن (08/64) در کشور ارمنستان است. کمترین میانگین مصرف انرژی (71/168)، کمترین میانگین انتشار سرانه دیاکسید کربن (29/0) و کمترین میانگین تولید ناخالص داخلی سرانه (573/511) در کشور بنگلادش است. کمترین پراکندگی (انحراف معیار) مصرف انرژی (23/21) در کشور بنگلادش، کمترین پراکندگی تولید ناخالص داخلی سرانه (07/63) در کشور پاکستان و کمترین پراکندگی (انحراف معیار) در انتشار سرانه دیاکسید کربن (02/0) در کشور هند است. درحالی‌که بیشترین پراکندگی در مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار دیاکسید کربن به ترتیب در کشور قطر (1/2448)، امارات متحده عربی (6/8125) و قطر (41/48) است.
جدول 2: خلاصه آماری (قبل از گرفتن لگاریتم)، 2011-2000.
|
آزادی تجاری (%) |
جمعیت شهرنشین (%) |
جمعیت کل (هزار نفر) |
توسعه مالی (%) |
موجودی سرمایه |
نیروی کار (%) |
تولید ناخالص داخلی سرانه |
مصرف انرژی |
انتشار CO2 |
مشخصات آماری |
|
|
82/18 |
97/34 |
6/155358 |
45/24 |
65/430 |
43/32 |
98/704 |
76/487 |
88/0 |
میانگین |
پاکستان |
|
05/15 |
26/1 |
1/11542 |
6/3 |
29/35 |
71/1 |
07/63 |
31/21 |
08/0 |
انحراف معیار |
|
|
59/68 |
08/64 |
3/3010 |
62/14 |
79/1055 |
73/47 |
13/1633 |
144/796 |
08/64 |
میانگین |
ارمنستان |
|
26/8 |
35/0 |
14/39 |
98/9 |
41/503 |
17/1 |
66/477 |
47/135 |
35/0 |
انحراف معیار |
|
|
04/33 |
77/67 |
75/70525 |
29/41 |
84/3563 |
88/32 |
69/3210 |
73/2430 |
82/6 |
میانگین |
ایران |
|
95/7 |
35/2 |
59/2992 |
27/10 |
4/591 |
001/2 |
63/446 |
72/366 |
77/0 |
انحراف معیار |
|
|
95/31 |
05/68 |
55/68231 |
64/27 |
7/3927 |
87/33 |
11/7014 |
58/1301 |
67/3 |
میانگین |
ترکیه |
|
5/14 |
14/2 |
3/3223 |
32/13 |
87/950 |
1/1 |
06/882 |
93/141 |
43/0 |
انحراف معیار |
|
|
11/83 |
75/0 |
76/1074 |
43/36 |
2/40095 |
94/64 |
73/55135 |
53/18807 |
87/51 |
میانگین |
قطر |
|
56/26 |
87/0 |
4/479 |
47/7 |
9/7242 |
66/7 |
1/3422 |
1/2448 |
41/48 |
انحراف معیار |
|
|
77/81 |
39/82 |
07/5383 |
14/51 |
8/12550 |
01/63 |
01/36412 |
08/9534 |
75/25 |
میانگین |
امارات |
|
78/17 |
35/1 |
2/2089 |
87/17 |
1/1728 |
78/3 |
6/8125 |
5/1698 |
02/5 |
انحراف معیار |
|
|
09/71 |
03/73 |
2/2574 |
48/37 |
5/16332 |
48/38 |
59/13201 |
77/5255 |
91/13 |
میانگین |
عمان |
|
7/4 |
54/1 |
8/286 |
7/4 |
7/6167 |
4/4 |
7/646 |
6/1423 |
58/3 |
انحراف معیار |
|
|
44/35 |
24/27 |
31/143189 |
02/31 |
60/288 |
44/46 |
573/511 |
71/168 |
29/0 |
میانگین |
بنگلادش |
|
57/6 |
53/2 |
88/7172 |
46/6 |
31/63 |
27/1 |
09/6305 |
23/21 |
05/0 |
انحراف معیار |
|
|
26/33 |
42/29 |
5/1152177 |
83/39 |
96/673 |
40/39 |
96/775 |
65/476 |
33/1 |
میانگین |
هند |
|
43/12 |
19/1 |
27/63729 |
64/8 |
34/261 |
87/0 |
52/168 |
47/57 |
02/0 |
انحراف معیار |
|
مأخذ: یافتههای پژوهش
در ادامه به‌منظور واردکردن متغیر وقفه فضایی در الگو لازم است ماتریس مجاورت استانداردشده محاسبه شود که در این پژوهش با توجه به اینکه 9 کشور موردمطالعه قرارگرفته است در ابتدا بر اساس مجاورت رخ مانند یک ماتریس با ابعاد 9 سطر و 9 ستون تشکیل و سپس با توجه به ساختار پانلی دادهها، به یک ماتریس مجاورت پانلی با ابعاد 81×81 سطر و ستون تبدیل شد.
سپس به بررسی آزمون I موران، گری و گتیس پرداخته میشود. در این آزمون فرضیه صفر دلالت بر فقدان خودهمبستگی فضایی دارد. با توجه به نتایج جدول (3) خودهمبستگی فضایی تأیید میشود. بنابراین استفاده از الگوی فضایی جهت بررسی روابط مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست مورد تأیید واقع میشود.
جدول 3: نتایج آزمون خودهمبستگی فضایی
|
معادله |
آزمون |
مقدار |
مقدار احتمال |
|
7 |
Moran’s I |
79/6 |
0000/0 |
|
|
Geary’s C |
807/5- |
0000/0 |
|
|
Getis-Ord G |
79/6- |
0000/0 |
|
8 |
Moran’s I |
85/4 |
0000/0 |
|
|
Geary’s C |
45/3- |
0006/0 |
|
|
Getis-Ord G |
85/4- |
0000/0 |
|
9 |
Moran’s I |
74/6 |
0000/0 |
|
|
Geary’s C |
20/3- |
0013/0 |
|
|
Getis-Ord G |
74/6- |
0000/0 |
مأخذ: یافتههای پژوهش
نتایج جدول (4) با توجه به ضرایب تعیین، درجه بالایی از قدرت توضیحدهندگی الگوی وقفه فضایی معادلات همزمان را در قالب اثرات تصادفی نشان میدهد. ضریب جمله همبستگی که همان در رابطه (2) است معنادار است که بیانگر آن است که میبایست به روش اقتصادسنجی فضایی تخمین صورت پذیرد و رشد اقتصادی کشورهای موردبررسی از رشد اقتصادی کشورهای مجاور تأثیر گرفته است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی رشد اقتصادی کشورها داشته است.
بر اساس نتایج جدول (4) در مقایسه با مطالعات شهباز و همکاران (2012) و عمری (2013) نشان داد که در مطالعات مذکور نیروی کار تأثیر منفی و معنیدار بر رشد اقتصادی دارد که به لحاظ نوع اثرگذاری مطابق با نتیجه مطالعه فعلی میباشد. به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد نیروی کار، رشد اقتصادی 5/3 درصد افزایش مییابد. تأثیر منفی نیروی کاربر رشد اقتصادی را میتوان این‌گونه توجیه کرد، ازآنجایی‌که تکنولوژی تولید در کشورهای درحال‌توسعه کاربر بوده و استفاده بیش‌ازحد از نیروی کار در بسیاری از بخش‌های اقتصادی، بازده نزولی را به همراه دارد درنتیجه افزایش اشتغال در این کشورها لزوماً افزایش تولید را به همراه نخواهند داشت. افزایش موجودی سرمایه منجر به افزایش رشد اقتصادی کشورها شده است به دلیل اینکه در این کشورها سرمایهگذاری در بخش تولید پایینتر از سطح مطلوب میباشد درنتیجه کشورهای مذکور ظرفیت مناسب برای تکنولوژیهای تولید سرمایهبر به‌جای تکنولوژیهای کاربر را دارند که عملاً رشد اقتصادی را به همراه خواهد داشت. این نوع اثرگذاری موجودی سرمایه بر رشد اقتصادی در مطالعات شهیدی و یاوری(1392)، شهباز (2012) و عمری (2013) تأییدشده است. متغیر مصرف انرژی مثبت و معنیدار است و این نشان میدهد که افزایش در مصرف انرژی تمایل به ارتقاء رشد اقتصادی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد انرژی، رشد اقتصادی 2/4 درصد افزایش مییابد بر این اساس، به‌وضوح قابل‌تشخیص است که وجود منبع انرژی عامل بسیار حائز اهمیتی در راه رشد اقتصادی است. این نتیجه با یافتههای آپرگیس و پن (2010) در کشورهای OECD، شهباز و همکاران (2013) برای هند، وانگ و همکاران (2013) در کشورهای OECD و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. متغیر انتشار دیاکسید کربن منفی و معنادار است که بیانگر آن است که با 10 درصد افزایش در تولید گاز دیاکسید کربن، 3/0 درصد رشد اقتصادی کاهش مییابد این نتیجه مطابق با یافتههای عمری (2013) در کشورهای MENA و جایانداکوماران و همکاران (2012) برای هند و چین میباشد.
جدول 4: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان
|
معادله (7): متغیر وابسته: LnGDP |
||
|
نام متغیر مستقل |
ضریب |
آماره t |
|
عرض از مبدأ |
*52/0 |
84/1 |
|
ln(CO2) |
***03/0- |
28/6- |
|
ln(E) |
***42/0 |
12/6 |
|
ln(L) |
***35/0- |
98/7- |
|
ln(K) |
***47/0 |
60/7 |
|
W * Ln(GDP) |
**003/0 |
17/2 |
|
(Buse) R2 |
99/0 |
- |
|
(Buse) R2Adj |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 Adj |
99/0 |
- |
مأخذ: یافتههای پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنیداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)
با توجه به یافتههای جدول (5) ضرایب تعیین نشاندهندهی درجه بالایی از قدرت توضیحدهندگی الگو است. در این معادله، ضریب جمله همبستگی معنادار است که تأکید بر استفاده از الگوهای فضایی در تخمین دارد و نشاندهندهی آن است که مصرف انرژی کشورهای موردبررسی تحت تأثیر مصرف انرژی کشورهای مجاور است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی مصرف انرژی داشته است.
همانطور که در جدول (5) مشاهده میشود متغیر انتشار دیاکسید کربن مثبت و معنیدار است این نحوه اثرگذاری در مطالعه ستین و اسویت[46] (2015) تأییدشده است. رشد اقتصادی اثر مثبت و معنیداری بر مصرف سرانه انرژی دارد که با یافتههای اوه و لی[47] (2004) در کشور کره، آلتینای و کاراگول (2004) در کشور ترکیه، آنگ (2008) در کشور مالزی، هالیچیوغلو (2009) در کشور ترکیه، اودهیامبو[48] (2009) در کشور تانزانیا، بلومی (2009) در کشور تونس و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. سرمایه اثر مثبت و معنیداری بر مصرف انرژی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد سرمایه، مصرف سرانه انرژی 5/3 درصد افزایش مییابد. این به معنی این است که سرمایه نقش مهمی در مصرف انرژی ایفا میکند و تأثیر مثبت این متغیر بر مصرف انرژی در مطالعه لرد[49] و همکاران (2010) نیز تأیید شده است. نیروی کار هم اثر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد که این نوع اثرگذاری در راستای نتایج ساری و همکاران (2008) برای ایالت متحده و لرد و همکاران (2010) برای باربادوس است. متغیر توسعه مالی تأثیر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد، به دلیل اینکه توسعه مالی، کسب و کار را افزایش میدهد و بدنبال آن تقاضا برای انرژی افزایش مییابد و این نوع اثرگذاری در مطالعات سادورسکی[50] (2010 و 2011)، شهباز و لین[51] (2012)، اسلام و همکاران (2013)، شهباز و همکاران (2013) و وانگ و همکاران (2013) نیز تأیید شده است. متغیر جمعیت دارای تأثیر منفی و معنیدار بر مصرف سرانه انرژی دارد. این نتیجه میتواند، به دلیل بالا بودن رشد جمعیت نسبت به رشد مصرف انرژی در کشورهای منتخب درحال‌توسعه باشد. از سوی دیگر با توجه به بهبود تکنولوژی، افزایش آگاهی، افزایش انرژی‌های نو (غیر فسیلی) و... میتوان کاهش مصرف سرانه انرژی در این کشورها را نسبت به جمعیت توجیه کرد. ذکر این نکته ضروری است ایده واردکردن متغیر جمعیت از مطالعه عمری (2013) گرفته‌شده است که در این مطالعه نیز اثر این متغیر در برخی از کشورها منفی بوده است.
جدول 5: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان
|
معادله (8): متغیر وابسته: LnE |
||
|
نام متغیر مستقل |
ضریب |
آماره t |
|
عرض از مبدأ |
***58/2 |
82/2 |
|
ln(CO2) |
***01/0 |
61/2 |
|
ln(GDP) |
*** 44/0 |
31/3 |
|
ln(L) |
06/0 |
34/1 |
|
ln(K) |
***35/0 |
09/4 |
|
Ln(FD) |
004/0 |
42/0 |
|
Ln(POP) |
*03/0- |
86/1- |
|
W * Ln(E) |
**11/0 |
96/1 |
|
(Buse) R2 |
99/0 |
- |
|
(Buse) R2Adj |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 Adj |
99/0 |
- |
مأخذ: یافتههای پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنیداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)
بر اساس نتایج مندرج در جدول (6) متغیر وابستگی فضایی تأثیر مثبت و معنیدار بر انتشار گاز دیاکسید کربن داشته است. معنیدار بودن اثر متغیر وابستگی فضایی نشان میدهد که همواره سهمی از انتشار سرانه گاز دیاکسید کربن در گروه کشورهای موردبررسی، مربوط به اثر مجاورت و همسایگی کشورها بوده است.
جدول 6: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان
|
معادله (9): متغیر وابسته:Ln(CO2) |
||
|
نام متغیر مستقل |
ضریب |
آماره t |
|
عرض از مبدأ |
07/0 |
23/0 |
|
ln(E) |
***37/0 |
89/2 |
|
ln(GDP) |
**02/0 |
25/2 |
|
ln(TO) |
*03/0 |
85/1 |
|
ln(UR) |
06/0 |
33/0 |
|
W * Ln(CO2) |
***48/0 |
00/4 |
|
(Buse) R2 |
90/0 |
- |
|
(Buse) R2Adj |
89/0 |
- |
|
Raw Moments R2 |
91/0 |
- |
|
Raw Moments R2 Adj |
90/0 |
- |
مأخذ: یافتههای پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنیداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)
همانطور که در جدول (6) مشاهده میشود تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت و معنیداری بر انتشار دیاکسید کربن سرانه داشته است به‌طوری‌که با افزایش 10 درصدی تولید ناخالص داخلی سرانه، 2/0 درصد انتشار دیاکسید کربن افزایش مییابد. این دلالت میکند که افزایش در رشد اقتصادی تمایل به افزایش تخریب محیطزیست دارد. این نتایج با یافتههای هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، فودها و زاقدود (2010) برای 12 کشور MENA، جایانداکوماران و همکاران (2012) برای دو کشور چین و هند، صبوری و همکاران (2012) برای مالزی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و لی (2013) برای کشورهای گروه 20 (G20) سازگار است. مصرف سرانه انرژی تأثیر مثبت و معنیداری بر انتشار دیاکسید کربن دارد. ضریب 37/0 نشان میدهد که انتشار گاز دیاکسید کربن 7/3 درصد افزایش مییابد زمانی که مصرف انرژی یک درصد افزایش مییابد. این به این معنی است که افزایش در مصرف انرژی منجر به افزایش تخریب محیطزیست میشود. این نتایج در راستای یافتههای مطالعات سویتاس و همکاران (2007) برای ایالت متحده، هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، ژانگ و چنگ (2009) برای چین، کومار (2011)، عروری[52] و همکاران (2012) برای 12 کشور MENA و عمری (2013) برای کشورهای MENA است. متغیر شهرنشینی دارای تأثیر مثبت ناچیزی در انتشار گاز دیاکسید کربن است. ضریب 06/0 نشان میدهد که انتشار دیاکسید کربن 6/0 درصد افزایش مییابد زمانی که یک افزاش 10 درصدی در شهرنشینی وجود دارد که ازلحاظ نوع اثرگذاری با مطالعات حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی و عمری (2013) برای کشورهای MENA سازگار است. درحالی‌که در مطالعه پومانی وونگ و کانکو (2010) اثر شهرنشینی بر میزان مصرف انرژی منفی است. متغیر درجه باز بودن تجارت تأثیر مثبت و معنیداری در انتشار دیاکسید کربن دارد که با یافتههای حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و برقی اسکویی (1388) برای کشورهای با درآمد سرانه بالا و درآمد سرانه پایین مطابقت دارد. از طرفی مطالعات عمری (2013) و جلیل و محمود (2009) رابطه منفی میان این دو متغیر را نشان داد.
بنابراین با توجه به نتایج به‌دست‌آمده میتوان نتیجه گرفت که: 1- یک رابطه علت و معلولی دو طرفه میان مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد که مطابق با یافتههای مطالعه عمری (2013) میباشد 2- یک رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و انتشار دیاکسید کربن وجود دارد که با یافتههای مطالعه هری و سلیم (2012) برای چین سازگار است. درحالی‌که در مطالعه عمری (2013) یک رابطه یک‌طرفه از مصرف انرژی به انتشار دیاکسید کربن وجود دارد. 3- یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و تولید گاز دیاکسید کربن وجود دارد که این رابطه در مطالعات کندو و دیندا[53] (2002) و قوش[54] (2010) تأییدشده است . شکل (2) خلاصه نتایج دادههای جدول 4، 5 و 6 است که ارتباط میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست را تأیید میکند.
|
|
شکل 2: اثر متقابل CO2، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی برای کشورهای درحال‌توسعه
مأخذ: یافتههای پژوهش
5. نتیجهگیری و پیشنهادهای سیاستی
انتشار گازهای گلخانهای و پیامدهای منفی آن بر رفاه جامعه توجه بسیاری از پژوهشگران و سیاست‌گذاران در کشورهای مختلف را به خود جلب کرده است. عوامل متعدی میزان انتشار این گاز را تحت تأثیر قرار میدهد. مطالعه حاضر اثرات متقابل میان آلودگی محیطزیست، رشد اقتصادی و مصرف انرژی را با استفاده از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی موردبررسی قرار داده است. نتایج این الگو نشان میدهد که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای موردبررسی، تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای مجاور قرار داشته است. همچنین نتایج پژوهش بیانگر آن است که یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی، میان مصرف انرژی و آلودگی محیطزیست و همچنین میان رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست مشاهده میشود.
بر طبق نتایج به‌دست‌آمده، در بیان پیشنهادهای سیاستی میتوان به این نکته اشاره کرد که با توجه به اثرگذاری مصرف انرژی بر رشد اقتصادی در کشورهای منتخب موردبررسی، توجه به مصرف انرژی عامل مهمی در تضمین رشد پرشتاب و مستمر اقتصادی است. پس به‌منظور کاهش انتشار دیاکسید کربن ضرورتی ندارد مصرف انرژی کاهش یابد زیرا این امر منجر به افت تولید ناخالص داخلی میشود بلکه بهتر است سوختهای پاک و سبز را جایگزین سوختهای فسیلی و غیرقابل‌تجدید کرد تا از این طریق دو هدف تداوم رشد اقتصادی و کاهش دیاکسید کربن تحقق یابد. بنابراین تحقیق و سرمایهگذاری در انرژی پاک باید بخش جدایی‌ناپذیر فرایند کنترل انتشار کربن باشد. برای مثال این کشورها میتوانند از انرژی خورشیدی به‌عنوان جایگزین انرژی فسیلی استفاده کنند.
با توجه به روند افزایشی انتشار سرانه دیاکسید کربن در کشورهای موردبررسی لازم است سیاستهای زیستمحیطی جدیدی اتخاذ شود تا به‌این‌ترتیب تخریب محیطزیست کاهش یابد. بر اساس مدل ارائه‌شده در این پژوهش، افزایش تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی سبب افزایش آلودگی به‌واسطه افزایش انتشار دیاکسید کربن میشود. ازاین‌رو اگر برای کاهش آلودگی از طریق کاهش تولید ناخالص داخلی اقدام شود منجر به کاهش سطح سرمایهگذاری و اشتغال میشود که کاهش سطح اشتغال به مشکل بیکاری در کشورها دامن میزند. اما میتوان به‌واسطه بهبود کارایی مصرف انرژی در واحدهای تولیدی در داخل کشور، میزان مصرف انرژی را کاهش داد و از این طریق به کاهش آلودگی کمک کرد.
با توجه به اینکه آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانهای با آثار جانبی منفی بر رفاه جامعه همراه است، در این مطالعه تلاش گردید از متغیر رشد اقتصادی به‌عنوان نماینده‌ای از رفاه اقتصادی جامعه استفاده شود و همانطور که در این مطالعه مشاهده شد اثر منفی آلودگی محیطزیست ناشی از گاز دیاکسید کربن بر رشد اقتصادی تأیید شد به این دلیل که هرچند اثرات آلودگی به‌طور مستقیم در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ نمی‌شود اما به‌طور غیرمستقیم در آن منعکس‌شده است که پیشنهاد میشود برای دستیابی به ارتباط دقیق‌تر میان این دو مؤلفه اثرات جانبی در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ شود. همچنین از طریق ابزارهای اقتصادی همچون وضع مالیات بر آلاینده‌های محیطی میتوان زمینه مناسبی را برای دستیابی به رشد اقتصادی پایدار در این کشورها فراهم کرد، هرچند اجرای این سیاستها نیازمند زیرساخت‌ها و قوانین لازم میباشد.
[1] استاد گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد (نویسنده مسئول)
Email: kohansal@um.ac.ir
[2] دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی، دانشگاه فردوسی مشهد
Email: Samira_shayanmehr@yahoo.com
[3] Intergovernmental Panel on Climate Change
[4] Omri
[5] Environment Kuznets Curve
[6] Apergis
[7] Lamla
[8] Carlos
[9] Holtz-Eakin and Selden
[10]Azomahou
[11] monotonic rising curve
[12] Friedl and Getzner
[13] Brajer
[14] Egli and Steger
[15] Richmond and Kaufmann
[16] Berndt and Wood
[17] Nair and Ayres
[18] Stern
[19] Cheng and Lai
[20] Hsiao
[21] Aqeel and Butt
[22] Altinay and Karagol
[23] Belloumi
[24] Arouri
[25] Soytas and Sari
[26] Ozturk and Acaravci
[27] Menyah and Wolde-Rufael
[28] Kulionis
[29] Min Lim et al.
[30] Halicioglu
[31] Balestra
[32] Varadharajan- Krishnakumar
[33] Hordijk
[34] Paelinck
[35] Klaassen
[36] Anselin
[37] Spatial Lag Model
[38] Spatial Error Model
[39] Spatial Durbin Model
[40] Neighbouring matrix
[41] Contiguity
[42]Moran I
[43]Geary
[45]Generalized Two Stage Least Squares
[46] cetin and Ecevit
[47] oh and Lee
[48] odhiambo
[49] Lorde
[50] Sadorsky
[51] Shahbaz and Lean
[52] Arouri
[53] Coondoo and Dinda
[54] Ghosh
آثار متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست: کاربرد الگوی معادلات همزمان فضایی دادههای تابلویی
محمدرضا کهنسال[1]
سمیرا شایان مهر[2]
تاریخ دریافت: 18/06/1395 تاریخ پذیرش16/12/1395
چکیده:
برنامهریزی و سیاستگذاری در زمینه‌ی رشد اقتصادی به‌عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی، نیازمند توجه ویژه به بخش انرژی، محیطزیست و ارتباط آنها با تولید است. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی اثر متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست و نوع ارتباطات فضایی 9 کشور منتخب درحال‌توسعه از الگوی معادلات همزمان فضایی برای دادههای تابلویی با اثرات تصادفی طی دوره 2011-2000 استفاده شده است. نتایج بیانگر آن است که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست هر کشور تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای مجاور قرار دارد. همچنین بر اساس یافتههای این پژوهش میتوان بیان کرد یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست و همچنین میان آلودگی محیطزیست و مصرف انرژی وجود دارد. بنابراین یک رابطه دوطرفه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی نیز برقرار است با توجه به نتایج پیشنهاد میشود به‌منظور دستیابی به رشد اقتصادی پایدار از ابزارهای مالیاتی برای کاهش انتشار گازهای گلخانهای و همچنین جایگزینی انرژی‌های تجدید پذیر با انرژی‌های فسیلی استفاده کرد.
واژههای کلیدی: الگوی وقفه فضایی، آلودگی محیطزیست، رشد اقتصادی، مصرف انرژی، معادلات همزمان.
1. مقدمه
در دهههای اخیر، آلودگی به یکی از چالشهای اصلی مدیریتی کشورها تبدیل شده است؛ به‌طوری‌که کشورها علاوه بر سیاستها و اقدامات درون مرزهای خود، ساماندهی آلودگی را در حوزهی بینالمللی نیز دنبال میکنند. از میان مصادیق آلودگی، آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانهای یکی از تهدیدهای جدی پیش روی بسیاری از کشورها میباشد. که با توجه به ماهیت آن شیوع بیشتری داشته و در اکثر مناطق جهان محسوس است (شجری و همکاران، 1392). بر اساس گزارش هیئت میان دولتی تغییر اقلیم (IPCC)[3] در سال 2014، دیاکسید کربن 76 درصد کل گازهای گلخانهای را به خود اختصاص داده است. بر این اساس میتوان عنوان کرد که کاهش انتشار دیاکسید کربن نقش مهمی در محافظت از محیطزیست و توسعه پایدار دارد (عمری[4]، 2013). با توجه به این مهم در بسیاری از مطالعات داخلی و خارجی به شناسایی عوامل مؤثر بر انتشار گاز دیاکسید کربن و ارتباط آن با سایر مؤلفه‌های اقتصادی و اجتماعی، زیستمحیطی پرداخته‌اند به‌طوری‌که با شناسایی این عوامل بتوان اقدامات لازم برای دستیابی به توسعه پایدار را فراهم کرد. از میان این عوامل اثرگذار میتوان به مصرف انرژی و رشد اقتصادی اشاره کرد.
انرژی نقش مؤثری در رشد اقتصادی کشورها ایفا میکند به‌طوری‌که به‌عنوان یک نیروی محرکه در اکثر فعالیتهای تولیدی و خدماتی از جایگاه ویژهای برخوردار است. از سوی دیگر مصرف انرژی به دلیل انتشار کربن و گازهای گلخانهای منجر به آلودگی هوا میشود. این امر به‌ظاهر یک تناقض و دوگانگی میان دستیابی به یک رشد و توسعه اقتصادی بالا و حفاظت از محیطزیست است. اما شواهد زیادی در کشورهای پیشرفته نشان داده است اگر مسیر رشد اقتصادی به‌درستی پیموده شود و سیاستهای مناسبی در این راستا اتخاذ شود نه‌تنها تضادی در این زمینه وجود ندارد بلکه رشد اقتصادی نیز میتواند باعث بهبود وضعیت زیستمحیطی شود. این امر بدون اطلاع از چگونگی رابطه میان مصرف انرژی، سطح فعالیتهای اقتصادی و انتشار گازهای گلخانهای امکانپذیر نیست. ازاین‌جهت همه کشورها برای آنکه رشد اقتصادی همراه با ملاحظات زیستمحیطی را تجربه کنند باید به‌طور دقیق از این ارتباطات اطلاع داشته باشند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). بدین منظور، در این مقاله تلاش شده است ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست در کشورهای درحال‌توسعه بررسی شود. در ادامه این پژوهش، در ابتدا به بررسی مبانی نظری و مطالعات گذشته پرداخته و سپس در قسمت سوم پژوهش، الگوی اقتصادسنجی مورداستفاده جهت شناسایی ارتباط میان متغیرها معرفی میشود و در قسمت چهارم به تحلیل و تفسیر نتایج پرداخته میشود و در انتها با توجه به نتایج به‌دست‌آمده پیشنهاد‌هایی ارائه میشود.
2. مبانی نظری و مروری بر مطالعات تجربی
2-1.مبانی نظری
2-1-1. منحنی زیستمحیطی کوزنتس(EKC)[5]
فرضیهی کوزنتس برای اولین بار در سال 1955 توسط سیمون کوزنتس و در مطالعهای با عنوان «رشد اقتصادی و نابرابری درآمد» مطرح شد. اخیراً اقتصاددانان محیطزیست تلاش کردهاند به تشریح رابطهی متقابل میان کیفیت محیطزیست و رشد اقتصادی بر پایه نظریهی کوزنتس بپردازند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). این نظریه بیانگر آن است که در مراحل اولیهی رشد اقتصادی، آگاهی و اطلاع از مشکلات زیستمحیطی پایین بوده و این مسائل برای مردم بیاهمیت است. در این مراحل تکنولوژیهای سازگار با محیطزیست در دسترس نمیباشند. بنابراین، در مراحل نخستین رشد اقتصادی، خسارتهای زیستمحیطی همراه با رشد درآمد افزایش مییابد و این افزایش تا یک سطح درآمد سرانه افزایش مییابد سپس با افزایش اطلاعات زیستمحیطی، اجرای قوانین زیستمحیطی، تکنولوژی بهتر و هزینههای زیستمحیطی بالاتر، به‌تدریج سطح تخریب محیطزیست کاهش مییابد به این دلیل در منحنی زیستمحیطی کوزنتس رابطه میان کیفیت محیطزیست و رشد اقتصادی، توسط یک منحنی U برعکس نشان داده‌شده است (حسینی نسب و پایکاری، 1391). آپرگیس[6] (2016)، لاملا[7] (2009)، کارلوس[8] (2007)، هراتی و همکاران (1392)، اصغری و عاملی (1390)، دهقان (1387)، سلیمی فرد و دهنوی (1388) و پور کاظمی و ابراهیمی (1387) در مطالعه خود منحنی زیستمحیطی کوزنتس را تأیید کرد. درحالی‌که در مطالعهی شعبانی و همکاران (1389) منحنی زیستمحیطی کوزنتس مورد تأیید واقع نشد. از سوی دیگر هولتز-ایکین و سلدن[9] (1995)، آزو ماهو[10] و همکاران (2006) منحنی فزاینده یکنواخت[11] را کشف کرد و منحنی N شکل توسط فریدل و گتزنر[12] (2003)، بریجر[13] و همکاران (2008)، اگلی و استجر[14] (2007) معرفی شد. دستیابی به منحنی N شکل بدین معناست که پس از عبور از یک فاز شبیه EKC ( U معکوس، که در آن پس از یک دوره تخریب محیطزیست به‌واسطه رشد اقتصادی کیفیت محیطزیست بهبودیافته)، رشد اقتصادی بیشتر مجدداً منجر به تخریب محیطزیست میشود. با این وجود، ریچموند و کافمان[15] (2006) دریافتند که هیچ رابطه معنیداری میان رشد اقتصادی و انتشار دیاکسید کربن وجود ندارد.
2-1-2. مبانی نظری رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی
امروزه علاوه بر نهادههای کار و سرمایه، انرژی نیز به‌عنوان یکی از نهادههای مهم تولید مطرح است. به‌عنوان‌مثال، برنت و وود[16] (1975)، نشان دادند که در تابع تولید، یکی از عوامل تولید، انرژی است که ارتباط ضعیفی با نیروی کار دارد، آنها تابع تولید را به این صورت نشان دادند:
Q=F(H(K, E),L)
ایشان دریافتند که سرمایه و انرژی با یکدیگر ترکیب میشوند و عامل تولید H را ایجاد میکنند. سپس برای تولید محصول با کار ترکیب میشود (استرن[17]، 1993). همچنین در مدل رشدی که توسط نایر و آیرس[18] (1984) بیان‌شده است، تولید نیازمند صرف مقادیر فراوان انرژی است، درنتیجه انرژی تنها عامل رشد است. سرمایه و نیروی کار عوامل واسطهای هستند که برای به‌کارگیری، به انرژی نیاز دارند (استرن، 1993؛ آماده و همکاران، 1388). به‌این‌ترتیب اگر تولید را تابعی از نهادههای کار، سرمایه و انرژی در نظر بگیریم، فرم تابع تولید را به‌صورت زیر میتوان نوشت:
Q=f(K, L,E)
در رابطه بالا، Q محصول ناخالص داخلی، K نهاده سرمایه، L نهاده نیروی کار و E نهاده انرژی است. همچنین فرض شده است که میان میزان استفاده از این نهادهها و سطح تولید رابطه مستقیم وجود دارد. به‌عبارت‌دیگر، افزایش در هر یک از نهادههای مذکور موجب افزایش تولید میشود، به بیان ریاضی داریم (آلعمران و همکاران، 1391):
2-2. مروری بر مطالعات تجربی
آماده و همکاران (1388) به بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی و اشتغال در ایران با استفاده از الگوی خود بازگشتی با وقفههای توزیعی (ARDL) و همچنین الگوی تصحیح خطا (ECM) پرداختند. نتایج حاصل نشان داد که یک رابطه علیت کوتاه‌مدت و بلندمدت یک‌طرفه از مصرف نهایی انرژی و مصرف نهایی انرژی برق به رشد اقتصادی وجود دارد و همچنین یک رابطه علیت کوتاه‌مدت یک‌طرفه نیز از رشد اقتصادی به مصرف نهایی گاز طبیعی وجود دارد. آقایی (1395) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی به تفکیک حاملهای انرژی و بخش‌های مختلف اقتصادی پرداخت و دریافت مصرف انرژی بر رشد اقتصادی اثر مثبتی دارد. صادقی و همکاران (1393) رابطه علی میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی موردبررسی قراردادند و نشان دادند رابطه علی یک‌طرفه از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی برقرار بوده و رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی وجود ندارد. محمدی و همکاران (1392) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند و دریافتند یک رابطه علی خطی و غیرخطی یک‌طرفه، از مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد. دامن کشیده و همکاران (1392) در مطالعهای به بررسی رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند، نتایج نشان داد که رابطه مثبت و معنیداری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی وجود دارد. چنگ و لای[19] (1997)، با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو[20]، دریافتند که یک رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی برای کشور تایوان وجود دارد. عقیل و بوت[21] (2001) به بررسی رابطه علیت گرنجری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشور پاکستان با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو پرداختند. نتایج نشاندهنده آن است که رشد اقتصادی، علت مصرف انرژی است. آلتینای و کاراگول[22] (2004) رابطه علیت میان مصرف برق و تولید ناخالص ملی در ترکیه را موردبررسی قراردادند. آنها دریافتند که شواهد قوی برای اجرای علیت تک‌سویه از مصرف برق به درآمد وجود دارد. همچنین نشان دادند که عرضهی برق برای مصرف بیشتر برق و بنابراین برای حفظ رشد اقتصادی در ترکیه اهمیت ضروری دارد. بلومی[23] (2009) با استفاده از مدل VECM نشان داد که در تونس، رابطه علیت میان مصرف انرژی و درآمد وجود داشته است. آروری[24] و همکاران (2012) رابطه میان انتشار دیاکسید کربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص ملی واقعی را در 12 کشور MENAبررسی کردند. آنها نشان دادند که در کل منطقه، تولید ناخالص ملی واقعی با انتشار دیاکسید کربن رابطه درجه‌دو دارد. صادقی و موسویان (1393) به بررسی رابطه علیت میان انتشار کربن، مصرف انرژی و تولید سرانه در ایران پرداختند. نتایج نشان داد رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص داخلی به انتشار کربن برقرار است. همچنین رابطه علیت یک‌طرفه‌ای نیز، از رشد اقتصادی به مصرف انرژی وجود دارد. سویتاس و ساری[25] (2009) و آنگ (2007) نشان دادند که انتشار دیاکسید کربن میتواند بر تولید ناخالص ملی و یا مصرف انرژی تأثیرگذار باشد. بلومی (2009) برای تونس، اوزتورک و آکاراوکی[26] (2010) برای ترکیه، مینیاه و والد روفیل[27] (2010) برای ایالت متحده، کولونیس[28] (2013) در دانمارک و مین لیم[29] و همکاران (2014) در فیلیپین یافتند که اگر رابطه از مصرف انرژی به تولید ناخالص ملی و یا انتشار دیاکسید کربن برسد، آنگاه تولید ناخالص ملی و یا انتشار دیاکسید کربن قابل‌افزایش از طریق مصرف انرژی است. هالیچیوغلو[30] (2009) برای ترکیه و لطفعلی پور و همکاران (2010) برای ایران نشان دادند رابطه علیت از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی و یا به انتشار دیاکسید کربن است.
جمع‌بندی مطالعات داخلی و خارجی مرتبط با موضوع پژوهش نشان میدهد:
در مطالعات داخلی- 1- با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده در این پژوهش، تاکنون در مطالعات صورت گرفته رابطه متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست بررسی نشده است. 2- با توجه به اینکه میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست رابطه متقابل وجود دارد و لازمه بررسی آن، استفاده از الگوهای معادلات سیستمی است، ولی در این گروه از مطالعات عموماً از الگوهای تک معادلهای استفاده است و توجهی به ارتباطات سیستمی میان روابط نشده است.
در مطالعات خارج از کشور- تاکنون در هیچ مطالعهای رابطه متقابل میان رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی محیطزیست در قالب الگوهای فضایی بررسی نشده است درصورتی‌که که رفتارها و تصمیم‌گیری‌های کشورها بر یکدیگر تأثیر میگذارد و عدم توجه به این آثار، فروض گاوس مارکف را نقض خواهد نمود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). و ضروری است از الگوهای فضایی استفاده شود.
بنابراین در این پژوهش تلاش شده است، برای اولین بار رابطه مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست در قالب الگوی اقتصادسنجی معادلات همزمان فضایی دادههای پانل بررسی شود. ذکر این نکته ضروری است، از این الگو تاکنون در هیچ مطالعه داخلی استفاده‌نشده است.
3. روش تحلیل دادهها
در این مطالعه برای شناسایی آثار متقابل انتشار CO2( به‌عنوان متغیر آلودگی محیطزیست) و GDP (به‌عنوان متغیر رشد اقتصادی) و مصرف انرژی بر یکدیگر از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی استفاده‌شده است که در این قسمت به معرفی تک‌تک اجزای این الگو پرداخته‌شده است.
الف-الگوی دادههای تابلویی
در این مطالعه به علت نوع دادههای موردمطالعه، روش دادههای تابلویی استفاده میشود. دادههای تابلویی، محیط بسیار مناسبی برای گسترش روشهای تخمین و نتایج نظری را فراهم میسازند و محققان قادر به استفاده از دادههای مقطعی سری زمانی برای بررسی مسائلی میشوند که امکان مطالعه آنها در محیطهای مقطعی یا سری زمانی وجود ندارد و روشهای دادههای تابلوئی، روشی برای تلفیق دادههای مقطعی و سری زمانی است (بالتاجی، 2005).
ب- الگوی معادلات همزمان
سیستم معادلات همزمان به لحاظ ساختاری متفاوت با رگرسیونهای چند متغیره است و ممکن است تأمین‌کننده فروض کلاسیک حاکم بر رگرسیونهای چند متغیره نباشد. به‌عنوان‌مثال، متغیر وابسته در یک معادله به‌عنوان متغیری توضیحی در معادلهای دیگر از سیستم ظاهر میشود. چنین متغیر توضیحی ممکن است با جمله پسماند معادلهای که در آن به‌عنوان متغیر توضیحی واردشده است همبسته باشد و همبسته بودن متغیر توضیحی با جمله پسماند در یک معادله، فرض کلاسیک cov(ui,xi)=0 را نقض میکند. در چنین شرایطی استفاده از برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی منجر به نتایجی میشود که نه‌تنها اریب است، بلکه ناسازگار نیز میباشد. یعنی حتی اگر حجم نمونه به سمت بینهایت میل کند، بازهم برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی با مقادیر حقیقی جامعه برابر نمی‌شوند درواقع در این حالت، یک رویکرد معادلات همزمان لازم است مورداستفاده قرار گیرد تا این تورش را کاهش دهد ( شهیدی و یاوری، 1392).
شکل کلی معادله رگرسیونی دادههای پانل با متغیر درونزا میباشد:
|
(1) |
|
Zit بردار متغیرهای درونزا میباشد و این متغیرها دارای همبستگی با vit است. Xit نیز برداری از متغیرهای برونزاست. vit خطای ناشی از روند زمانی و iμ خطای ناشی از وجود وقفه تعریف میشوند. انواع روشهای اقتصادسنجی با تأکید بر حذف یا وجود جز اخلال iμ به‌منظور انجام بهترین برازش ارائه‌شده‌اند؛ بنابراین اگر فرض شود iμ با دیگر متغیرها نا همبسته است میتوان از روش اثرات تصادفی استفاده کرد. بالسترا[31] و وارادهاراجان- کریشناکومار[32](1987) نوعی از اثر تصادفی معروف به G2SLS را معرفی کردهاند. در حالت حداقل مربعات دومرحله‌ای روش اجزای خطای یک‌طرفه استفاده میشود. در این روش دو جزء واریانس متغیر iμ و vit وجود دارد. به دلیل آنکه واریانس اجزای خطای دو متغیر ناشناخته است برای تخمین از روش حداقل مربعات تعمیمیافته(GLS) استفاده میشود. به‌این‌ترتیب روش G2SLS برای دادههای تابلوئی روشی سازگار و کارا است و نیازی به آزمون هاسمن جهت آزمون سازگاری الگوهای تصادفی (Random effect) در این روش وجود ندارد (رفعت و بیک زاده، 1391) .
ج- الگوی فضایی
ازآنجایی‌که در مطالعه حاضر، دادههای مورد استفاده از کشورهای مجاور تهیه شد و دارای جزء مکانی هستند، به‌کارگیری شیوههای اقتصادسنجی عمومی چندان کارساز نیست، چراکه در این حال، دو مسئله رخ خواهد داد ( لی ساگ، 1999). 1- وابستگی فضایی 2- ناهمسانی فضایی. بنابراین اقتصادسنجی مرسوم، دو موضوع وابستگی فضایی و ناهمسانی فضایی را در نظر نمیگیرد، و توجه به آنها فروض مورد استفاده در اقتصادسنجی مرسوم، یعنی فروض گاوس مارکف نقض خواهد شد. در قضیه گاوس مارکف فرض بر این است که متغیرهای توضیحی در نمونهگیریهای تکراری ثابتاند، ولی وجود وابستگی فضایی در میان نمونهها این فرض را نقض میکند، همچنین ناهمسانی فضایی، فرض گاوس مارکف را که یک رابطه خطی مشخص میان مشاهدات نمونهای وجود دارد نقض میکند. چراکه با فرض وجود وابستگی فضایی بین دادهها با حرکت میان دادههای نمونه فضایی رابطه تغییر خواهد کرد و ضرایب، تابع خطی برحسب متغیر وابسته نخواهد بود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). بنابراین در چنین شرایطی الگوهای فضایی روش مناسبی است.
ازلحاظ تاریخی مبنای اولیه اقتصادسنجی فضایی در اوایل دهه 1970 برای انجام مطالعاتی با دادههای بین کشوری در اروپا پایه‌ریزی شد که میتوان به مطالعات هودریک[33]، پالینک[34] و کلاسن[35] اشاره کرد (انسلین[36]، 1988). برخی ویژگیها و روشهای مدل‌سازی در اقتصادسنجی فضایی توسط اکبری (1384) و عظیمی (1391) معرفی شدند.
درنهایت، سه مدل اصلی در اقتصادسنجی فضایی مورداستفاده قرار میگیرد که عبارت‌اند از مدل وقفه فضایی[37]، مدل خطای فضایی[38] و مدل دوربین فضایی[39]. در مدل وقفه فضایی اثرات فضایی صرفاً از طریق متغیر وابسته منتشر میشوند؛ درحالی‌که در مدل خطای فضایی فرض بر این است که جمله خطا مسیر اصلی انتشار فضایی است. در مدل دوربین فضایی نیز اثر انتشار فضایی هم از طریق متغیر وابسته و هم از طریق متغیرهای مستقل مدل در نظر گرفته میشود (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). لازم به ذکر است که در این مطالعه مدل وقفه فضایی مورداستفاده قرارگرفته است. مدل وقفه فضایی و به‌عبارت‌دیگر مدل خود رگرسیون فضایی (SAR) که از متغیرهای فضایی و متغیرهای مستقل موجود در مدلهای مرسوم رگرسیونی تشکیل‌شده است به‌صورت زیر تصریح میشود:
|
(2) |
که در آن y برداری از متغیر وابسته، x نمایانگر متغیرهای توضیحی، w1 ماتریس وزنهای فضایی میباشد که در ادامه چگونگی شکلگیری آنها توضیح داده میشود. β نشاندهنده برداری از پارامترها برای متغیرهاست. ρ نشاندهنده ضریب خودهمبستگی فضایی است (خلیلی عراقی و همکاران، 1392).
-تعیین ماتریس همسایگی
برای تدوین الگوی فضایی، اولین قدم ایجاد ماتریس همسایگی[40] یا ماتریس وزنهای فضایی است. برای ایجاد ماتریس وزنهای فضایی دو روش وجود دارد. روش اول: ماتریس همسایگی بر اساس مجاورت[41] روش دوم: ماتریس به‌منزله تابعی از فاصله. برای تعیین ماتریس W یا ماتریس وزنهای فضایی به روش مجاورت، روشهای گوناگونی وجود دارد که مجاورت خطی، رخ مانند، فیل مانند، خطی دوطرفه، رخ مانند دوطرفه و ملکه از آن جملهاند ( نجفی علمدار لو و همکاران، 1391). ماتریس W را میتوان به‌صورت زیر نشان داد:
|
(3) |
همانطور که مشاهده میشود، ماتریس W یک ماتریس متقارن است که عناصر قطر اصلی صفر و سایر عناصر درصورتی‌که دو کشور همسایه باشند یک و در غیر این صورت صفر میباشد (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). در ادامه، ضروری است ماتریس مجاورت استاندارد شود (تبدیل ماتریس W به ماتریسی که حاصل جمع سطر آن واحد باشد) که آن را ماتریس مجاورت «مرتبه اول استانداردشده» مینامند (عسگری و اکبری، 1380). با استاندارد نمودن ماتریس مجاورت و سپس حاصل‌ضرب آن در بردار متغیر وابسته، متغیر جدیدی حاصل میشود که میانگین مشاهدات ناشی از مناطق مجاور را نشان میدهد و اصطلاحاً آن را متغیر تأخیر فضایی مینامند (نجفی علمدار لو و همکاران، 1391).
- آزمونهای تشخیص خودهمبستگی
برای بررسی و آزمون ضریب خودهمبستگی فضایی و معنیداری آن میتوان از آمارههای مختلف همچون آماره موران[42]، گری[43] و گتیس[44] استفاده کرد در مطالعات تجربی، عموماً از آماره موران در تحلیل خودهمبستگی فضایی استفاده میشود (رفیعی و قربانی، 1393).آماره موران را برای متغیر x در مناطق مختلف میتوان به‌صورت ذیل محاسبه کرد ( لی و وونگ، 2001):
|
(4) |
|
|
(5) |
در رابطه فوق، xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف میباشد و s2 واریانس نمونه است. wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آنها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده میشود (رفیعی و قربانی، 1393). در آماره گری، نحوه محاسبه آن تا حدودی مشابه آماره موران است؛ با این تفاوت که تأکید آماره موران بر انحراف از میانگین کل مشاهدات است، درحالی‌که آماره گری، بر اختلاف هر دو ناحیه نسبت به یکدیگر تأکید دارد (تسائی، 2005). آماره گتیس به‌صورت زیر قابل‌محاسبه است:
|
(6) |
در رابطه فوق xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف میباشد و wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آنها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده میشود. d فاصله همسایگی است بنابراین هر نقطه فراتر از فاصله d دارای مقدار صفر و درنتیجه از مطالعه حذف شدند (کلیف، 1981).
د- تصریح الگو
فرم ساختاری الگو به‌صورت زیر قابل‌ارائه است:
|
(7) |
|
|
(8) |
|
|
(9) |
در این روابط، i نشاندهندهی کشور و t نشاندهندهی زمان است. ln(GDPit) نشاندهندهی لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت سال 2005، ln(CO2it) لگارتیم انتشار سرانه دیاکسید کربن (متریک تن)،ln(Eit) لگارتیم مصرف انرژی سرانه برحسب کیلوگرم معادل نفت خام،ln(Lit) لگارتیم نیرویکار (درصدی از کل جمعیت)، ln(Kit) لگارتیم موجودی سرمایه به قیمت ثابت 2005،ln(FDit) لگارتیم توسعهی مالی (اعتبار داخلی برای بخش خصوصی)، ln(POPit) لگارتیم کل جمعیت (هزار نفر)،ln(URit) لگارتیم شهرنشینی (درصدی از کل)، ln(TOit) لگارتیم درجه باز بودن تجاری (مجموع صادرات و واردات نسبت به تولید ناخالص داخلی). Wln(GDP)، Wln(E) وWln(CO2) متغیرهای تأخیر فضایی است.
نمونهی آماری این پژوهش شامل 9 کشور منتخب درحال توسعه شامل هند، بنگلادش، پاکستان، ایران، ترکیه، ارمنستان، امارات متحده عربی، قطر و عمان میباشد که در دوره زمانی 2011-2000 موردبررسی قرارگرفته‌اند. با توجه به اینکه بخش قابل‌توجهی از کشورهای درحال‌توسعه فاقد اطلاعات آماری مناسب جهت تحلیل بودند، بنابراین در این مطالعه سعی شد کشورهای انتخاب شود که کامل‌ترین منابع اطلاعات را در مقایسه با سایر کشورها داشته و همچنین با یکدیگر مجاور باشند. موقعیت کشورهای منتخب در شکل (1) نشان داده شده است. لازم به ذکر است که اطلاعات مورد نیاز برای انجام این پژوهش از بانک جهانی جمع‌آوری‌شده است.
شکل 1. موقعیت کشورهای منتخب درحال توسعه
4. تخمین و تفسیر معادلات
همزمانی در الگوهای موردنظر به معنای استفاده از متغیرهای ابزاری و روش حداقل مربعات معمولی دومرحله‌ای هنگام تخمین معادلات است ولی هر یک از سه رابطه به‌صورت مجزا از یکدیگر برآورد میشوند. در برآورد ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار دیاکسید کربن متغیرهای توسعهی مالی، جمعیت، شهرنشینی، درجهی باز بودن تجاری، نیروی کار و موجودی سرمایه به‌عنوان متغیر ابزاری استفاده‌شده است. ارزیابی شروط درجهای و رتبهای هر یک از سیستم معادلات نشان میدهد که تمامی معادلات، مشخص هستند و الگوهای موردنظر از طریق به‌کارگیری دادههای تابلویی با الگوهای اثرات تصادفی و با استفاده از روش حداقل مربعات دومرحله‌ای [45](G2SLS) وقفه فضایی در نرم‌افزار Stata برآورد شده است.
در ابتدا ایستائی متغیرهای مورداستفاده در برآورد دادههای تابلوئی با استفاده از آزمون ریشه واحد LLC موردبررسی قرارگرفته است. در جدول (1) نتایج این آزمون برای مقادیر لگاریتمی متغیرها گزارش‌شده است. نتایج نشان میدهد فرضیه صفر مبنی بر ریشه واحد متغیرها رد میشود که این بدان معناست که همه متغیرها ایستا هستند. در ادامه به‌منظور انتخاب بین روشهای دادههای تابلویی و دادههای تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده میشود. در این آزمون فرض صفر دلالت بر این دارد که اثرات انفرادی واحدهای مختلف یکسان است و در مقابل فرض H1 حاکی از یکسان نبودن حداقل یکی از واحدهای انفرادی با واحد پایه میباشد (رفعت و بیک زاده، 1391). در این مطالعه با رد فرض صفر آزمون F لیمر، معنیدار بودن اثرات تابلویی تأیید میشود و معادلات به روش دادههای تابلویی تخمین زده خواهند شد.
جدول 1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها
|
نام متغیر |
احتمال پذیرش صفر |
مقدار آماره |
|
ln(GDP) |
0320/0 |
85/1 |
|
ln(CO2) |
0180/0 |
09/2 |
|
ln(E) |
0014/0 |
98/2 |
|
ln(L) |
0044/0 |
62/2 |
|
ln(K) |
0038/0 |
67/2 |
|
ln(FD) |
0087/0 |
37/2 |
|
Ln(TO) |
0001/0 |
81/3 |
|
ln(POP) |
0011/0 |
05/3 |
|
ln(UR) |
0000/0 |
63/27 |
مأخذ: یافتههای پژوهش
قبل از برآورد مدل به بررسی ویژگیهای دادههای موردبررسی پرداخته‌شده است. در جدول (2) خلاصه آماری متغیرها شامل میانگین و انحراف معیار، نشان داده‌شده است. همانطور که مشاهده میشود، بیشترین میانگین مصرف انرژی (53/18807) و تولید ناخالص داخلی سرانه (73/55135) در کشور قطر و بیشترین میانگین انتشار سرانه دیاکسید کربن (08/64) در کشور ارمنستان است. کمترین میانگین مصرف انرژی (71/168)، کمترین میانگین انتشار سرانه دیاکسید کربن (29/0) و کمترین میانگین تولید ناخالص داخلی سرانه (573/511) در کشور بنگلادش است. کمترین پراکندگی (انحراف معیار) مصرف انرژی (23/21) در کشور بنگلادش، کمترین پراکندگی تولید ناخالص داخلی سرانه (07/63) در کشور پاکستان و کمترین پراکندگی (انحراف معیار) در انتشار سرانه دیاکسید کربن (02/0) در کشور هند است. درحالی‌که بیشترین پراکندگی در مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار دیاکسید کربن به ترتیب در کشور قطر (1/2448)، امارات متحده عربی (6/8125) و قطر (41/48) است.
جدول 2: خلاصه آماری (قبل از گرفتن لگاریتم)، 2011-2000.
|
آزادی تجاری (%) |
جمعیت شهرنشین (%) |
جمعیت کل (هزار نفر) |
توسعه مالی (%) |
موجودی سرمایه |
نیروی کار (%) |
تولید ناخالص داخلی سرانه |
مصرف انرژی |
انتشار CO2 |
مشخصات آماری |
|
|
82/18 |
97/34 |
6/155358 |
45/24 |
65/430 |
43/32 |
98/704 |
76/487 |
88/0 |
میانگین |
پاکستان |
|
05/15 |
26/1 |
1/11542 |
6/3 |
29/35 |
71/1 |
07/63 |
31/21 |
08/0 |
انحراف معیار |
|
|
59/68 |
08/64 |
3/3010 |
62/14 |
79/1055 |
73/47 |
13/1633 |
144/796 |
08/64 |
میانگین |
ارمنستان |
|
26/8 |
35/0 |
14/39 |
98/9 |
41/503 |
17/1 |
66/477 |
47/135 |
35/0 |
انحراف معیار |
|
|
04/33 |
77/67 |
75/70525 |
29/41 |
84/3563 |
88/32 |
69/3210 |
73/2430 |
82/6 |
میانگین |
ایران |
|
95/7 |
35/2 |
59/2992 |
27/10 |
4/591 |
001/2 |
63/446 |
72/366 |
77/0 |
انحراف معیار |
|
|
95/31 |
05/68 |
55/68231 |
64/27 |
7/3927 |
87/33 |
11/7014 |
58/1301 |
67/3 |
میانگین |
ترکیه |
|
5/14 |
14/2 |
3/3223 |
32/13 |
87/950 |
1/1 |
06/882 |
93/141 |
43/0 |
انحراف معیار |
|
|
11/83 |
75/0 |
76/1074 |
43/36 |
2/40095 |
94/64 |
73/55135 |
53/18807 |
87/51 |
میانگین |
قطر |
|
56/26 |
87/0 |
4/479 |
47/7 |
9/7242 |
66/7 |
1/3422 |
1/2448 |
41/48 |
انحراف معیار |
|
|
77/81 |
39/82 |
07/5383 |
14/51 |
8/12550 |
01/63 |
01/36412 |
08/9534 |
75/25 |
میانگین |
امارات |
|
78/17 |
35/1 |
2/2089 |
87/17 |
1/1728 |
78/3 |
6/8125 |
5/1698 |
02/5 |
انحراف معیار |
|
|
09/71 |
03/73 |
2/2574 |
48/37 |
5/16332 |
48/38 |
59/13201 |
77/5255 |
91/13 |
میانگین |
عمان |
|
7/4 |
54/1 |
8/286 |
7/4 |
7/6167 |
4/4 |
7/646 |
6/1423 |
58/3 |
انحراف معیار |
|
|
44/35 |
24/27 |
31/143189 |
02/31 |
60/288 |
44/46 |
573/511 |
71/168 |
29/0 |
میانگین |
بنگلادش |
|
57/6 |
53/2 |
88/7172 |
46/6 |
31/63 |
27/1 |
09/6305 |
23/21 |
05/0 |
انحراف معیار |
|
|
26/33 |
42/29 |
5/1152177 |
83/39 |
96/673 |
40/39 |
96/775 |
65/476 |
33/1 |
میانگین |
هند |
|
43/12 |
19/1 |
27/63729 |
64/8 |
34/261 |
87/0 |
52/168 |
47/57 |
02/0 |
انحراف معیار |
|
مأخذ: یافتههای پژوهش
در ادامه به‌منظور واردکردن متغیر وقفه فضایی در الگو لازم است ماتریس مجاورت استانداردشده محاسبه شود که در این پژوهش با توجه به اینکه 9 کشور موردمطالعه قرارگرفته است در ابتدا بر اساس مجاورت رخ مانند یک ماتریس با ابعاد 9 سطر و 9 ستون تشکیل و سپس با توجه به ساختار پانلی دادهها، به یک ماتریس مجاورت پانلی با ابعاد 81×81 سطر و ستون تبدیل شد.
سپس به بررسی آزمون I موران، گری و گتیس پرداخته میشود. در این آزمون فرضیه صفر دلالت بر فقدان خودهمبستگی فضایی دارد. با توجه به نتایج جدول (3) خودهمبستگی فضایی تأیید میشود. بنابراین استفاده از الگوی فضایی جهت بررسی روابط مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست مورد تأیید واقع میشود.
جدول 3: نتایج آزمون خودهمبستگی فضایی
|
معادله |
آزمون |
مقدار |
مقدار احتمال |
|
7 |
Moran’s I |
79/6 |
0000/0 |
|
|
Geary’s C |
807/5- |
0000/0 |
|
|
Getis-Ord G |
79/6- |
0000/0 |
|
8 |
Moran’s I |
85/4 |
0000/0 |
|
|
Geary’s C |
45/3- |
0006/0 |
|
|
Getis-Ord G |
85/4- |
0000/0 |
|
9 |
Moran’s I |
74/6 |
0000/0 |
|
|
Geary’s C |
20/3- |
0013/0 |
|
|
Getis-Ord G |
74/6- |
0000/0 |
مأخذ: یافتههای پژوهش
نتایج جدول (4) با توجه به ضرایب تعیین، درجه بالایی از قدرت توضیحدهندگی الگوی وقفه فضایی معادلات همزمان را در قالب اثرات تصادفی نشان میدهد. ضریب جمله همبستگی که همان در رابطه (2) است معنادار است که بیانگر آن است که میبایست به روش اقتصادسنجی فضایی تخمین صورت پذیرد و رشد اقتصادی کشورهای موردبررسی از رشد اقتصادی کشورهای مجاور تأثیر گرفته است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی رشد اقتصادی کشورها داشته است.
بر اساس نتایج جدول (4) در مقایسه با مطالعات شهباز و همکاران (2012) و عمری (2013) نشان داد که در مطالعات مذکور نیروی کار تأثیر منفی و معنیدار بر رشد اقتصادی دارد که به لحاظ نوع اثرگذاری مطابق با نتیجه مطالعه فعلی میباشد. به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد نیروی کار، رشد اقتصادی 5/3 درصد افزایش مییابد. تأثیر منفی نیروی کاربر رشد اقتصادی را میتوان این‌گونه توجیه کرد، ازآنجایی‌که تکنولوژی تولید در کشورهای درحال‌توسعه کاربر بوده و استفاده بیش‌ازحد از نیروی کار در بسیاری از بخش‌های اقتصادی، بازده نزولی را به همراه دارد درنتیجه افزایش اشتغال در این کشورها لزوماً افزایش تولید را به همراه نخواهند داشت. افزایش موجودی سرمایه منجر به افزایش رشد اقتصادی کشورها شده است به دلیل اینکه در این کشورها سرمایهگذاری در بخش تولید پایینتر از سطح مطلوب میباشد درنتیجه کشورهای مذکور ظرفیت مناسب برای تکنولوژیهای تولید سرمایهبر به‌جای تکنولوژیهای کاربر را دارند که عملاً رشد اقتصادی را به همراه خواهد داشت. این نوع اثرگذاری موجودی سرمایه بر رشد اقتصادی در مطالعات شهیدی و یاوری(1392)، شهباز (2012) و عمری (2013) تأییدشده است. متغیر مصرف انرژی مثبت و معنیدار است و این نشان میدهد که افزایش در مصرف انرژی تمایل به ارتقاء رشد اقتصادی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد انرژی، رشد اقتصادی 2/4 درصد افزایش مییابد بر این اساس، به‌وضوح قابل‌تشخیص است که وجود منبع انرژی عامل بسیار حائز اهمیتی در راه رشد اقتصادی است. این نتیجه با یافتههای آپرگیس و پن (2010) در کشورهای OECD، شهباز و همکاران (2013) برای هند، وانگ و همکاران (2013) در کشورهای OECD و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. متغیر انتشار دیاکسید کربن منفی و معنادار است که بیانگر آن است که با 10 درصد افزایش در تولید گاز دیاکسید کربن، 3/0 درصد رشد اقتصادی کاهش مییابد این نتیجه مطابق با یافتههای عمری (2013) در کشورهای MENA و جایانداکوماران و همکاران (2012) برای هند و چین میباشد.
جدول 4: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان
|
معادله (7): متغیر وابسته: LnGDP |
||
|
نام متغیر مستقل |
ضریب |
آماره t |
|
عرض از مبدأ |
*52/0 |
84/1 |
|
ln(CO2) |
***03/0- |
28/6- |
|
ln(E) |
***42/0 |
12/6 |
|
ln(L) |
***35/0- |
98/7- |
|
ln(K) |
***47/0 |
60/7 |
|
W * Ln(GDP) |
**003/0 |
17/2 |
|
(Buse) R2 |
99/0 |
- |
|
(Buse) R2Adj |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 Adj |
99/0 |
- |
مأخذ: یافتههای پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنیداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)
با توجه به یافتههای جدول (5) ضرایب تعیین نشاندهندهی درجه بالایی از قدرت توضیحدهندگی الگو است. در این معادله، ضریب جمله همبستگی معنادار است که تأکید بر استفاده از الگوهای فضایی در تخمین دارد و نشاندهندهی آن است که مصرف انرژی کشورهای موردبررسی تحت تأثیر مصرف انرژی کشورهای مجاور است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی مصرف انرژی داشته است.
همانطور که در جدول (5) مشاهده میشود متغیر انتشار دیاکسید کربن مثبت و معنیدار است این نحوه اثرگذاری در مطالعه ستین و اسویت[46] (2015) تأییدشده است. رشد اقتصادی اثر مثبت و معنیداری بر مصرف سرانه انرژی دارد که با یافتههای اوه و لی[47] (2004) در کشور کره، آلتینای و کاراگول (2004) در کشور ترکیه، آنگ (2008) در کشور مالزی، هالیچیوغلو (2009) در کشور ترکیه، اودهیامبو[48] (2009) در کشور تانزانیا، بلومی (2009) در کشور تونس و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. سرمایه اثر مثبت و معنیداری بر مصرف انرژی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد سرمایه، مصرف سرانه انرژی 5/3 درصد افزایش مییابد. این به معنی این است که سرمایه نقش مهمی در مصرف انرژی ایفا میکند و تأثیر مثبت این متغیر بر مصرف انرژی در مطالعه لرد[49] و همکاران (2010) نیز تأیید شده است. نیروی کار هم اثر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد که این نوع اثرگذاری در راستای نتایج ساری و همکاران (2008) برای ایالت متحده و لرد و همکاران (2010) برای باربادوس است. متغیر توسعه مالی تأثیر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد، به دلیل اینکه توسعه مالی، کسب و کار را افزایش میدهد و بدنبال آن تقاضا برای انرژی افزایش مییابد و این نوع اثرگذاری در مطالعات سادورسکی[50] (2010 و 2011)، شهباز و لین[51] (2012)، اسلام و همکاران (2013)، شهباز و همکاران (2013) و وانگ و همکاران (2013) نیز تأیید شده است. متغیر جمعیت دارای تأثیر منفی و معنیدار بر مصرف سرانه انرژی دارد. این نتیجه میتواند، به دلیل بالا بودن رشد جمعیت نسبت به رشد مصرف انرژی در کشورهای منتخب درحال‌توسعه باشد. از سوی دیگر با توجه به بهبود تکنولوژی، افزایش آگاهی، افزایش انرژی‌های نو (غیر فسیلی) و... میتوان کاهش مصرف سرانه انرژی در این کشورها را نسبت به جمعیت توجیه کرد. ذکر این نکته ضروری است ایده واردکردن متغیر جمعیت از مطالعه عمری (2013) گرفته‌شده است که در این مطالعه نیز اثر این متغیر در برخی از کشورها منفی بوده است.
جدول 5: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان
|
معادله (8): متغیر وابسته: LnE |
||
|
نام متغیر مستقل |
ضریب |
آماره t |
|
عرض از مبدأ |
***58/2 |
82/2 |
|
ln(CO2) |
***01/0 |
61/2 |
|
ln(GDP) |
*** 44/0 |
31/3 |
|
ln(L) |
06/0 |
34/1 |
|
ln(K) |
***35/0 |
09/4 |
|
Ln(FD) |
004/0 |
42/0 |
|
Ln(POP) |
*03/0- |
86/1- |
|
W * Ln(E) |
**11/0 |
96/1 |
|
(Buse) R2 |
99/0 |
- |
|
(Buse) R2Adj |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 |
99/0 |
- |
|
Raw Moments R2 Adj |
99/0 |
- |
مأخذ: یافتههای پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنیداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)
بر اساس نتایج مندرج در جدول (6) متغیر وابستگی فضایی تأثیر مثبت و معنیدار بر انتشار گاز دیاکسید کربن داشته است. معنیدار بودن اثر متغیر وابستگی فضایی نشان میدهد که همواره سهمی از انتشار سرانه گاز دیاکسید کربن در گروه کشورهای موردبررسی، مربوط به اثر مجاورت و همسایگی کشورها بوده است.
جدول 6: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان
|
معادله (9): متغیر وابسته:Ln(CO2) |
||
|
نام متغیر مستقل |
ضریب |
آماره t |
|
عرض از مبدأ |
07/0 |
23/0 |
|
ln(E) |
***37/0 |
89/2 |
|
ln(GDP) |
**02/0 |
25/2 |
|
ln(TO) |
*03/0 |
85/1 |
|
ln(UR) |
06/0 |
33/0 |
|
W * Ln(CO2) |
***48/0 |
00/4 |
|
(Buse) R2 |
90/0 |
- |
|
(Buse) R2Adj |
89/0 |
- |
|
Raw Moments R2 |
91/0 |
- |
|
Raw Moments R2 Adj |
90/0 |
- |
مأخذ: یافتههای پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنیداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)
همانطور که در جدول (6) مشاهده میشود تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت و معنیداری بر انتشار دیاکسید کربن سرانه داشته است به‌طوری‌که با افزایش 10 درصدی تولید ناخالص داخلی سرانه، 2/0 درصد انتشار دیاکسید کربن افزایش مییابد. این دلالت میکند که افزایش در رشد اقتصادی تمایل به افزایش تخریب محیطزیست دارد. این نتایج با یافتههای هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، فودها و زاقدود (2010) برای 12 کشور MENA، جایانداکوماران و همکاران (2012) برای دو کشور چین و هند، صبوری و همکاران (2012) برای مالزی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و لی (2013) برای کشورهای گروه 20 (G20) سازگار است. مصرف سرانه انرژی تأثیر مثبت و معنیداری بر انتشار دیاکسید کربن دارد. ضریب 37/0 نشان میدهد که انتشار گاز دیاکسید کربن 7/3 درصد افزایش مییابد زمانی که مصرف انرژی یک درصد افزایش مییابد. این به این معنی است که افزایش در مصرف انرژی منجر به افزایش تخریب محیطزیست میشود. این نتایج در راستای یافتههای مطالعات سویتاس و همکاران (2007) برای ایالت متحده، هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، ژانگ و چنگ (2009) برای چین، کومار (2011)، عروری[52] و همکاران (2012) برای 12 کشور MENA و عمری (2013) برای کشورهای MENA است. متغیر شهرنشینی دارای تأثیر مثبت ناچیزی در انتشار گاز دیاکسید کربن است. ضریب 06/0 نشان میدهد که انتشار دیاکسید کربن 6/0 درصد افزایش مییابد زمانی که یک افزاش 10 درصدی در شهرنشینی وجود دارد که ازلحاظ نوع اثرگذاری با مطالعات حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی و عمری (2013) برای کشورهای MENA سازگار است. درحالی‌که در مطالعه پومانی وونگ و کانکو (2010) اثر شهرنشینی بر میزان مصرف انرژی منفی است. متغیر درجه باز بودن تجارت تأثیر مثبت و معنیداری در انتشار دیاکسید کربن دارد که با یافتههای حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و برقی اسکویی (1388) برای کشورهای با درآمد سرانه بالا و درآمد سرانه پایین مطابقت دارد. از طرفی مطالعات عمری (2013) و جلیل و محمود (2009) رابطه منفی میان این دو متغیر را نشان داد.
بنابراین با توجه به نتایج به‌دست‌آمده میتوان نتیجه گرفت که: 1- یک رابطه علت و معلولی دو طرفه میان مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد که مطابق با یافتههای مطالعه عمری (2013) میباشد 2- یک رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و انتشار دیاکسید کربن وجود دارد که با یافتههای مطالعه هری و سلیم (2012) برای چین سازگار است. درحالی‌که در مطالعه عمری (2013) یک رابطه یک‌طرفه از مصرف انرژی به انتشار دیاکسید کربن وجود دارد. 3- یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و تولید گاز دیاکسید کربن وجود دارد که این رابطه در مطالعات کندو و دیندا[53] (2002) و قوش[54] (2010) تأییدشده است . شکل (2) خلاصه نتایج دادههای جدول 4، 5 و 6 است که ارتباط میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست را تأیید میکند.
|
|
شکل 2: اثر متقابل CO2، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی برای کشورهای درحال‌توسعه
مأخذ: یافتههای پژوهش
5. نتیجهگیری و پیشنهادهای سیاستی
انتشار گازهای گلخانهای و پیامدهای منفی آن بر رفاه جامعه توجه بسیاری از پژوهشگران و سیاست‌گذاران در کشورهای مختلف را به خود جلب کرده است. عوامل متعدی میزان انتشار این گاز را تحت تأثیر قرار میدهد. مطالعه حاضر اثرات متقابل میان آلودگی محیطزیست، رشد اقتصادی و مصرف انرژی را با استفاده از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی موردبررسی قرار داده است. نتایج این الگو نشان میدهد که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای موردبررسی، تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست کشورهای مجاور قرار داشته است. همچنین نتایج پژوهش بیانگر آن است که یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی، میان مصرف انرژی و آلودگی محیطزیست و همچنین میان رشد اقتصادی و آلودگی محیطزیست مشاهده میشود.
بر طبق نتایج به‌دست‌آمده، در بیان پیشنهادهای سیاستی میتوان به این نکته اشاره کرد که با توجه به اثرگذاری مصرف انرژی بر رشد اقتصادی در کشورهای منتخب موردبررسی، توجه به مصرف انرژی عامل مهمی در تضمین رشد پرشتاب و مستمر اقتصادی است. پس به‌منظور کاهش انتشار دیاکسید کربن ضرورتی ندارد مصرف انرژی کاهش یابد زیرا این امر منجر به افت تولید ناخالص داخلی میشود بلکه بهتر است سوختهای پاک و سبز را جایگزین سوختهای فسیلی و غیرقابل‌تجدید کرد تا از این طریق دو هدف تداوم رشد اقتصادی و کاهش دیاکسید کربن تحقق یابد. بنابراین تحقیق و سرمایهگذاری در انرژی پاک باید بخش جدایی‌ناپذیر فرایند کنترل انتشار کربن باشد. برای مثال این کشورها میتوانند از انرژی خورشیدی به‌عنوان جایگزین انرژی فسیلی استفاده کنند.
با توجه به روند افزایشی انتشار سرانه دیاکسید کربن در کشورهای موردبررسی لازم است سیاستهای زیستمحیطی جدیدی اتخاذ شود تا به‌این‌ترتیب تخریب محیطزیست کاهش یابد. بر اساس مدل ارائه‌شده در این پژوهش، افزایش تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی سبب افزایش آلودگی به‌واسطه افزایش انتشار دیاکسید کربن میشود. ازاین‌رو اگر برای کاهش آلودگی از طریق کاهش تولید ناخالص داخلی اقدام شود منجر به کاهش سطح سرمایهگذاری و اشتغال میشود که کاهش سطح اشتغال به مشکل بیکاری در کشورها دامن میزند. اما میتوان به‌واسطه بهبود کارایی مصرف انرژی در واحدهای تولیدی در داخل کشور، میزان مصرف انرژی را کاهش داد و از این طریق به کاهش آلودگی کمک کرد.
با توجه به اینکه آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانهای با آثار جانبی منفی بر رفاه جامعه همراه است، در این مطالعه تلاش گردید از متغیر رشد اقتصادی به‌عنوان نماینده‌ای از رفاه اقتصادی جامعه استفاده شود و همانطور که در این مطالعه مشاهده شد اثر منفی آلودگی محیطزیست ناشی از گاز دیاکسید کربن بر رشد اقتصادی تأیید شد به این دلیل که هرچند اثرات آلودگی به‌طور مستقیم در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ نمی‌شود اما به‌طور غیرمستقیم در آن منعکس‌شده است که پیشنهاد میشود برای دستیابی به ارتباط دقیق‌تر میان این دو مؤلفه اثرات جانبی در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ شود. همچنین از طریق ابزارهای اقتصادی همچون وضع مالیات بر آلاینده‌های محیطی میتوان زمینه مناسبی را برای دستیابی به رشد اقتصادی پایدار در این کشورها فراهم کرد، هرچند اجرای این سیاستها نیازمند زیرساخت‌ها و قوانین لازم میباشد.
[1] استاد گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد (نویسنده مسئول)
Email: kohansal@um.ac.ir
[2] دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی، دانشگاه فردوسی مشهد
Email: Samira_shayanmehr@yahoo.com
[3] Intergovernmental Panel on Climate Change
[4] Omri
[5] Environment Kuznets Curve
[6] Apergis
[7] Lamla
[8] Carlos
[9] Holtz-Eakin and Selden
[10]Azomahou
[11] monotonic rising curve
[12] Friedl and Getzner
[13] Brajer
[14] Egli and Steger
[15] Richmond and Kaufmann
[16] Berndt and Wood
[17] Nair and Ayres
[18] Stern
[19] Cheng and Lai
[20] Hsiao
[21] Aqeel and Butt
[22] Altinay and Karagol
[23] Belloumi
[24] Arouri
[25] Soytas and Sari
[26] Ozturk and Acaravci
[27] Menyah and Wolde-Rufael
[28] Kulionis
[29] Min Lim et al.
[30] Halicioglu
[31] Balestra
[32] Varadharajan- Krishnakumar
[33] Hordijk
[34] Paelinck
[35] Klaassen
[36] Anselin
[37] Spatial Lag Model
[38] Spatial Error Model
[39] Spatial Durbin Model
[40] Neighbouring matrix
[41] Contiguity
[42]Moran I
[43]Geary
[45]Generalized Two Stage Least Squares
[46] cetin and Ecevit
[47] oh and Lee
[48] odhiambo
[49] Lorde
[50] Sadorsky
[51] Shahbaz and Lean
[52] Arouri
[53] Coondoo and Dinda
[54] Ghosh
)