اثرات توسعه اقتصادی و توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست در کشورهای منتخب عضو اوپک

چکیده

در دهه­های اخیر گرم شدن کره زمین و تغییرات آب و هوایی نگرانی­های زیادی را در سرتاسر جهان فراهم آورده است. این نگرانی­ها همزمان با هدف دستیابی به رشد اقتصادی بالاتر، مخاطرات زیست­محیطی ناشی از فعالیت­های اقتصادی را به یک موضوع بحث برانگیز تبدیل کرده است. هدف اصلی این مطالعه، بررسی تأثیر بلند­مدتتوسعه اقتصادی و توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست کشورهای منتخب عضو اوپک می­باشد. برای این منظور از داده­های تابلویی این کشورها طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳ استفاده شده است. نتایج تجربی بدست آمده نشان­دهنده تأثیر منفی و معنی­دار شاخص­های توسعه مالی بر انتشار دی­اکسیدکربن، به عنوان معیاری برای تخریب­های زیست­محیطی می­باشد. همچنین نتایج حاکی از آن است که رابطه بین رشد اقتصادی و انتشار 2CO در کشورهای مورد بررسی، به شکل N می‌باشد. از این رو مهم­ترین توصیه سیاستی تحقیق، توسعه بیشتر بخش مالی جهت بهبود کیفیت محیط زیست در کشورهای مورد مطالعه می­باشد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effects of Economic and Financial Developments on Environmental Quality; An Empirical Analysis in Selected OPEC Countries

چکیده [English]

During the last decades, global warming and climate change has created much concern across the world. These concerns coincided with the aim of achieving higher economic growth, has become Environmental risks arising from economic activity to a controversial issue. The main objective of this study is to investigate the long run effects of economic and financial developments on environmental pollution in selected Opec countries over the period 1973-2007. The results show that financial development indicators have significantly negative impact on CO2 emissions. Also, the results show that the relationship between economic development and CO2 emissions follow a N shaped relationship. Hence, the recommended policy is more financial development in order to improve the quality of the environment.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Economic Development
  • Financial Development
  • Environmental Quality
  • Panel Data
  • OPEC Countries

اثرات توسعه اقتصادی و توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست

 در کشورهای منتخب عضو اوپک

دکتر حسین اصغرپور*، دکتر داود بهبودی** و رباب محمدی خانقاهی***

 

تاریخ دریافت: 20 تیر 1391                      تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392

 

در دهه­های اخیر گرم شدن کره زمین و تغییرات آب و هوایی نگرانی­های زیادی را در سرتاسر جهان فراهم آورده است. این نگرانی­ها همزمان با هدف دستیابی به رشد اقتصادی بالاتر، مخاطرات زیست­محیطی ناشی از فعالیت­های اقتصادی را به یک موضوع بحث برانگیز تبدیل کرده است. هدف اصلی این مطالعه، بررسی تأثیر بلند­مدتتوسعه اقتصادی و توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست کشورهای منتخب عضو اوپک می­باشد. برای این منظور از داده­های تابلویی این کشورها طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳ استفاده شده است. نتایج تجربی بدست آمده نشان­دهنده تأثیر منفی و معنی­دار شاخص­های توسعه مالی بر انتشار دی­اکسیدکربن، به عنوان معیاری برای تخریب­های زیست­محیطی می­باشد. همچنین نتایج حاکی از آن است که رابطه بین رشد اقتصادی و انتشار 2CO در کشورهای مورد بررسی، به شکل N می‌باشد. از این رو مهم­ترین توصیه سیاستی تحقیق، توسعه بیشتر بخش مالی جهت بهبود کیفیت محیط زیست در کشورهای مورد مطالعه می­باشد.

 

واژه‌های کلیدی: توسعه اقتصادی، توسعه مالی، کیفیت محیط زیست، داده­های تابلویی، کشورهای منتخب عضو اوپک

طبقه‌بندی JEL: O10، G00،C23،Q53.

 

 
   

 

 

1. مقدمه

طی سال­های اخیر با افزایش گازهای گلخانه­ای نظیر متان، دی­اکسیدکربن، بخار آب و اکسید نیتروژن در جو زمین، دمای کره زمین افزایش یافته است که این امر باعث ایجاد تغییرات ناخوشایند در محیط زیست شده است. از این رو در سال ۱۹۹۷ پیمان کیوتو[1] پس از مذاکرات سنگین با هدف کاهش انتشار گازهای گلخانه­ای که از عوامل مهم موثر بر تغییرات آب و هوایی هستند، به امضاء رسید. براساس این پیمان در طول دوره ۲۰۱۲-۲۰۰۸ سطح گازهای گلخانه­ای باید دست­کم به ۵% پایین­تر از سطح این گازها در سال ۱۹۹۰ برسد (هالیسی اقلو[2]، 2009). آمار تولید گازهای گلخانه­ای نشان می­دهد، طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳، میانگین رشد انتشار گاز دی­اکسیدکربن در کشورهای منتخب عضو اوپک، بیش از میانگین جهانی است. این کشورها از یک طرف به لحاظ اتکای اقتصادشان به نفت، منابع فسیلی و معدنی خود را برای مصارف داخلی و نیز صادرات استخراج می­کنند و از طرف دیگر برای دستیابی به رشد و توسعه بالاتر، سعی در گسترش بخش صنعت دارند که برای این کار بعضاً به صنایعی که بسیار آلاینده هستند، روی آورده­اند. بنابراین انتظار بر این است که در این کشورها نیز انتشار گازهای گلخانه­ای و تخریب محیط زیست افزایش یابد و از این رو منجر به گسترش مشکلات زیست­محیطی در این کشورها گردد.

 مروری بر ادبیات اقتصاد محیط زیست دلالت بر این دارد که توسعه اقتصادی و مالی بر کیفیت محیط زیست کشورها تأثیرگذار است. رشد اقتصادی به عنوان یکی از شاخص­های مهم برای بررسی میزان توسعه و پیشرفت یک کشور به شمار می­آید. بعضی از محققان از جمله کل استد[3] (1993) اعتقاد دارند که رشد اقتـصادی و افزایش تولید مستلزم استفاده بیشتر از منابع طبیعی و انرژی به ویژه سوخت­های فسیلی است که آن هم به نوبه خود تخریب محیط زیست را به دنبال دارد. بنابراین این دسته از محققان اعتقاد دارند که برای جلوگیری از فاجعه اکولوژیکی در آینده باید رشد اقتصادی بیش از حد و فراتر از ظرفیت محیط زیست کنار گذاشته شود. در مقابل، برخی دیگر از محققان، نه تنها رشد اقتصادی را عاملی برای تخریب­های زیست­محیطی نمی­دانند، بلکه در بلندمدت آن را برای نگهداری و بهبود کیفیت محیط زیست ضروری می­دانند. مدوس و همکاران[4] (۱۹۹۲) استدلال می­کنند، رشد اقتصادی پیش از آن که برای محیط زیست یک تهدید باشد، در بلندمدت برای نگهداری و بهبود کیفیت محیط زیست ضروری است. بانک جهانی هم مدت­هاست ادعا می­کند که رشد اقتصادی برای هردوی مردم و محیط زیست خوب است. این نوع از وضعیت «برد- برد» براساس این عقیده است که رشد اقتصادی افزایش در درآمد سرانه را به دنبال دارد که می­تواند موجب کاهش فقر و محیط زیست پاک شود (تامازین و همکاران[5]، 2009). همزمان یک نگرانی رو به افزایش در مورد اثرات زیست­محیطی رشد اقتصادی وجود دارد. این نگرانی­ها منجر به جریان وسیعی از تحقیقات روی رابطه بین رشد اقتصادی و کیفیت محیط زیست شده است.

در حالی که اکثر مطالعات بر روی توسعه اقتصادی و محیط زیست متمرکز شده­اند، تعداد محدودی از مطالعات اثر توسعه مالی را بر روی ترجیحات زیست­محیطی مورد توجه قرار داده­اند. این در حالی است که به نظر می­رسد، توسعه مالی می­تواند نقش مهم و تأثیرگذاری در کاهش انتشار آلاینده­ها داشته باشد. از یک سو به دلیل اینکه توسعه بیشتر بخش مالی می­تواند انگیزه­های مالی و اعتباری لازم را برای بنگاه­ها فراهم کند تا از تکنولوژی­های دوستدار محیط زیست در فرآیند تولید استفاده کنند. همچنین بخش مالی توسعه­یافته می­تواند از طریق تخصیص بهینه منابع مالی، به عنوان یک محرک مهم در افزایش رشد اقتصادی عمل کند که در سطوح درآمدی بالاتر می­تواند منجر به کاهش تخریب­های زیست­محیطی شود. اما ازسوی دیگر برخی محققان مانند جنسن[6] (1999) بیان می­کنند که توسعه بیشتر بخش مالی اگرچه ممکن است رشد اقتصادی را بهبود ببخشد اما می­تواند منجر به افزایش آلودگی­های صنایع و افزایش تخریب­های زیست­محیطی شود.[7]

کشورهای عضو اوپک می­توانند از درآمدهای نفتی به عنوان یک منبع اضافی برای توسعه بخش مالی استفاده نمایند. اگر این درآمدها به صورت هدفمند و در راستای بالا بردن سطح تکنولوژی بنگاه­ها مورد استفاده قرار گیرند، می­تواند به طور قابل توجهی انتشار آلاینده­ها را در این کشورها کاهش دهد. در مقابل، سوق دادن این منابع به سمت صنایع آلاینده بدون توجه به مسائل زیست­محیطی می­تواند خسارات جبران­ناپذیری بر محیط زیست این کشورها وارد کند.بنابراین بخش مالی کشورها هم از جمله عوامل مهمی هست که بر کیفیت محیط زیست تأثیر می‌گذارد و باید در تحلیل­ها مورد توجه قرار گیرد. در این راستا چگونگی تأثیر توسعه مالی و اقتصادی بر آلودگی­های زیست­محیطی در کشورهای منتخب عضو اوپک سوال مهم و مطرح تحقیق حاضر می­باشد.

در این تحقیق سعی شده است تأثیر بلندمدت توسعه اقتصادی، توسعه مالی و مصرف انرژی بر آلودگی­های زیست­محیطی در کشورهای منتخب عضو اوپک طی دوره زمانی ۲۰۰۷-۱۹۷۳ مورد بررسی قرار گیرد. با توجه به بحث­های کنونی در رابطه با گرم شدن کره زمین، کیفیت هوا و سایر مسائل جدی زیست­محیطی، درک بهتری از رابطه بین رشد اقتصادی، توسعه مالی و محیط زیست می­تواند برنامه­ریزان و سیاست­گذاران کشورها را در تعیین و تصویب سیاست­های زیست­محیطی یاری دهد.

در ادامه مقاله به شکل زیر سازماندهی شده است: در بخش دوم به تحلیل پایه‌های نظری مرتبط با موضوع پرداخته می­شود. سپس به مطالعات صورت گرفته در زمینه موضوع در داخل و خارج از کشور اشاره می­شود. در بخش سوم الگوی نظری (مدل) معرفی شده و در بخش چهارم نتایج حاصل از برآورد مدل مورد تحلیل قرار خواهد گرفت. در بخش پنجم نیز به جمع‌بندی و نتیجه‌گیری پرداخته می­شود.

 

٢. مروری بر ادبیات موضوع

در این قسمت به تفکیک، اثرات توسعه مالی و توسعه اقتصادی بر کیفیت محیط زیست مورد بررسی قرار می­گیرند.

- تأثیر توسعه اقتصادی بر کیفیت محیط زیست

رابطه بین رشد اقتصادی و کیفیت محیط زیست به طور وسیعی در ادبیات اقتصادی مورد مطالعه قرار گرفته است. تعدادی از این مطالعات بیان می­کنند که رابطه بین رشد اقتصادی و تخریب­های زیست­محیطی از یک شکل U معکوس پیروی می­کند. در ادبیات اقتصادی، این رابطه U معکوس به منحنی زیست­محیطی کوزنتس معروف است. براساس این نظریه در مراحل اولیه توسعه اقتصادی به دلیل عوامل مختلفی مانند: اولویت بالای تولید و اشتغال نسبت به محیط زیست پاک، پایین بودن تکنولوژی تولید، پایین بودن سطح آگاهی­های زیست­محیطی و ... رشد اقتصادی با افزایش تخریب­های زیست­محیطی همراه خواهد بود. اما بعد از رسیدن به یک سطح مشخصی از درآمد سرانه، این رابطه معکوس شده و افزایش رشد اقتصادی منجر به بهبود کیفیت محیط زیست خواهد شد که دلیل آن می­تواند بالا رفتن سطح تکنولوژی تولید، افزایش آگاهی­های زیست­محیطی، تصویب و اجرای قوانین سختگیرانه زیست­محیطی و ... باشد. همچنین در سطوح درآمدی بالاتر، ساختار اقتصادی کشورها به سمت صنایع و فناوری­های پاک و توسعه بخش خدمات تغییر می­کند که این خود می­تواند یکی از دلایل کاهش آلودگی در سطوح درآمدی بالاتر باشد.

 

 

نمودار ١. منحنی زیست­محیطی کوزنتس

 

ادبیات EKC در دهه ١٩٩٠ با کار اصلی گروسمن و کروگر[8] (١٩٩1) آغاز شد آنها رابطه بین کیفیت هوا و رشد اقتصادی را در ٤٢ کشور بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که رابطه بین رشد اقتصادی و غلظت ذرات معلق در هوا و دی­اکسیدگوگرد به شکل U معکوس می­باشد. در این ادبیات EKC نوعی برای همه کشورها، بدون توجه به ویژگی­های خاص اجتماعی، سیاسی و اقتصادی هر کشور، یکسان در نظر گرفته می­شود. علاوه براین سطح درآمد سرانه در نقطه برگشت منحنی EKC برای همه کشورها یکسان در نظر گرفته شده است (لیتائو[9]،2010). اما مطالعات رو به رشد و فزاینده درباره ادبیات منحنی زیست­محیطی کوزنتس، وجود رابطه منحصر به فرد بین درآمد سرانه و آلودگی را ضعیف اعلام کرده و تفسیر دقیق­تری در این زمینه ارائه داده‌اند. اگر چه رابطه بین درآمد و کیفیت محیط زیست در اکثر کشورها شبیه منحنی EKC می‌باشد ولی عواملی مانند: اختلاف در شرایط جغرافیایی، منابع طبیعی و نهادها (براک و تیلور[10]، 2003)، میزان اهمیت کیفیت محیط زیست در تابع مطلوبیت افراد و هزینه­های کاهش آلودگی (لیب[11]، 2004)، کیفیت نهادهای دولتی (لیتائو، 2010 و لوپز و میترا[12]، 2000) و ... باعث شده است، سطح درآمد سرانه در نقطه برگشت منحنی و نیز سطح اوج آلودگی برای هر کشور متفاوت باشد.

با پیروی از گروسمن و کروگر (1991)، محققان دیگری مانند شفیک[13] (1994)، سلدن و سانگ[14] (1994)، استرن[15]  (2003)، زارزوسو و مورانچو[16]  (2004 )، براک و تیلور ( 2003)، لیب (2004)، لیتائو (2010 )، لوپز و میترا (2000) و ... فرضیه EKC را مورد آزمون قرار دادند و به نتایج متفاوتی در این زمینه دست یافتند. با اینکه در اکثر این مطالعات، فرضیه EKC تأیید شده است، نتایج بعضی از این مطالعات مانند زارزوسو و مورانچو (2004) فرضیه مذکور را تأیید نمی‌کند. آن­ها فرضیه EKC را برای ۲۲ کشور عضو OECD مورد بررسی قرار دادند و به این نتیجه رسیدند که برای اکثر کشورهای مورد بررسی، رابطه بین رشد اقتصادی و تخریب­های زیست­محیطی از یک فرم درجه سه تبعیت می­کند. نتایج برخی دیگر از مطالعات هم بیانگر وجود یک رابطه یکنواخت بین رشد اقتصادی و انتشار آلاینده­ها می­باشد.

استرن (۲۰۰۴) بیان می­کند، اگرچه ممکن است رابطه بین غلظت برخی آلاینده­ها در محیط شهری و رشد اقتصادی از یک رابطه U معکوس پیروی کند ولی بعید به نظر می­رسد که EKC یک مدل کاملی از انتشار و یا غلظت آلاینده­ها باشد. وی بیان می­کند، شکل صحیح رابطه درآمد- آلودگی احتمالاً به صورت یکنواخت است ولی این منحنی در طول زمان به سمت پایین منتقل می­شود.

- تأثیر توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست

در حالی که اکثر مطالعات بر روی رابطه بین توسعه اقتصادی و محیط زیست متمرکز شده­اند، در سال­های اخیر تعدادی از محققان مانند تامازین و همکاران (2009)، تامازین و رآئو[17] (2010)، ژنگ[18] (2011)، جلیل و فریدان[19] (2011)، پائو و سای[20] (2011) و شهباز و همکاران[21] (2011) توسعه مالی را به عنوان یک عامل مهم تأثیرگذار بر ترجیحات زیست­محیطی مورد توجه قرار داده­اند. توسعه بیشتر بخش مالی می­تواند سرمایه­گذاری بیشتر با هزینه­های پایین را تسهیل کند که شامل سرمایه­گذاری در پروژه­های زیست­محیطی هم می­شود. از آنجا که بسیاری از کارهای مربوط به حفاظت محیط زیست کار بخش عمومی است، توانایی افزایش چنین سرمایه­گذاری­هایی می­تواند مخصوصاً برای دولت­ها در سطوح محلی، منطقه­ای و ملی مهم باشد.[22] همچنین بخش مالی توسعه یافته می­تواند نوآوری­های تکنولوژیکی را در بخش انرژی افزایش دهد و بنابراین به طور قابل توجهی سبب کاهش انتشار آلاینده­ها شود.[23]

تامازین و همکاران (٢٠٠٩)، در مطالعه خود نشان دادند، درجه بالایی از توسعه مالی و اقتصادی تخریب­های زیست­محیطی را کاهش می­دهد. تحلیل­های آن­ها نشان می­دهد که آزادسازی و لیبرال­سازی مالی از عوامل اساسی در کاهش انتشار 2CO هستند. بنابراین اتخاذ سیاست­هایی که به آزادسازی و لیبرال کردن مالی منتهی می­شود به منظور جذب سطوح بالایی از سرمایه­گذاری مستقیم خارجی مربوط به R&D می­تواند تخریب­های زیست­محیطی را کاهش دهد.

همانطور که داسگوپتا و همکاران[24] (١٩٩٧) بیان کردند، معمولاً گفته می­شود که در کشورهای در حال توسعه، به دلیل نظارت و اجرای ضعیف قوانین زیست­محیطی، بنگاه­ها انگیزه­ای برای سرمایه­گذاری در فعالیت­های کنترل آلودگی ندارند. این استدلال فرض می­کند که تنظیم­کنندگان قوانین زیست­محیطی تنها عاملانی هستند که می­توانند بنگاه­ها را در صورت نبود تلاش­هایی برای کنترل آلودگی مجازات کنند و یا برای ترجیحات زیست­محیطی خوب و یا نوآوری در تکنولوژی­های زیست­محیطی پاداش دهند. این نظریه واکنش بازارهای سرمایه را به اخبار مربوط به ترجیحات زیست­محیطی بنگاه­ها نادیده می­گیرد. بازارهای مالی می­تواند یک ابزار مهم در کاهش انتشار آلاینده­ها باشد؛ به دلیل این­که می­توانند تأمین مالی پروژه­های سرمایه­گذاری دوستدار محیط زیست را تسهیل کنند (ریچارد[25]، 2010). بخش مالی توسعه­یافته، یک نقش اساسی در کاهش آلاینده­های انرژی یا انتشارات 2CO بازی می­کند. به این دلیل که این انگیزه را برای بنگاه‌ها فراهم می­کند تا از تکنیک­های دوستدار محیط زیست در فرآیند تولید استفاده کنند. بنابراین بخش مالی توسعه­یافته، از طریق تشویق بنگاه­ها به استفاده از تکنولوژی­های جدید، کیفیت محیط زیست را بهبود می­بخشد.[26]

نتایج مطالعات داسگوپتا و همکاران (1997) لانوئی و همکاران (1998)، ریچارد (2010) و شهباز (2011) نشان می­دهد که بازارهای سرمایه به عنوان یک بخش جدایی­ناپذیر سیستم مالی، نسبت به انتشار اطلاعات مربوط به ترجیحات زیست­محیطی بنگاه­ها واکنش نشان می­دهند. بازارهای مالی این انگیزه را برای بنگاه­ها ایجاد می­کنند که در مقابل محیط زیست احساس مسئولیت کنند. آن­ها این توانایی را دارند که بنگاه­ها را بعد از سوانح زیست­محیطی مانند سرازیر شدن نفت و یا انفجار مواد شیمیایی مجازات کنند و به بنگاه­هایی که دارای ترجیحات زیست‌محیطی بهتری هستند، پاداش دهند. البته میزان این تنبیه­ها و تشویق­ها به کیفیت بازارهای مالی و اهمیتی که سرمایه­گذاران به مسائل زیست­محیطی می­دهند، بستگی دارد.[27] این مطالعات نشان می­دهند که ارتباط مستقیمی بین عملکرد زیست­محیطی بنگاه­ها و ارزش بازاری سهام آن­ها وجود دارد. در یک بازار مالی کارا، ترجیحات زیست­محیطی بد (خوب) به کاهش (افزایش) ارزش بازاری سهام منجر می­شود. همچنین، بخش مالی توسعه­یافته، پروژه­های سرمایه­گذاری را بررسی می­کند و در شرایط اطلاعات متقارن منابع مالی را به پروژه­های دوستدار محیط زیست ارائه می­کند که به کاهش انتشار 2CO منجر می­شود.[28]

داسگوپتا و همکاران (۱۹۹۷) در مطالعه خود نشان دادند که بازارهای سرمایه نسبت به اعلان پاداش­ها و به رسمیت شناختن صریح ترجیحات زیست­محیطی برتر به طور مثبت (افزایش در ارزش بازاری بنگاه) و نسبت به شکایات شهروندان و حوادث زیست­محیطی مضر به طور منفی (کاهش در ارزش بازاری بنگاه) واکنش نشان می­دهند. وی بیان می­کند که اثر اخبار زیست‌محیطی دقیق بنگاه­ها روی ارزش بازاری آن­ها ممکن است از طریق کانال­های مختلف صورت بگیرد: سطح بالایی از شدت آلودگی ممکن است بی­کفایتی (کم­بازدهی) فرآیند تولید را به سرمایه­گذاران اخطار دهد؛ همچنین ممکن است منجر به از دست دادن شهرت، اعتبار و ... بنگاه مقصر شود. از طرف دیگر، اعلان ترجیحات زیست­محیطی خوب یا سرمایه­گذاری در تکنولوژی‌های پاک می­تواند تأثیر معکوس داشته باشد. بنابراین بازارهای سرمایه چنانچه درست اطلاع­رسانی کنند، می­توانند انگیزه­های مالی و اعتباری مناسب را برای کنترل آلودگی فراهم کنند. از این ­رو، ناتوانی نهادها در کشورهای در حال توسعه برای فراهم کردن انگیزه به منظور تلاش برای کنترل آلودگی، از طریق کانال­های سنتی جریمه­ها و مجازات­ها ممکن است یک مانع جدی برای کنترل آلودگی آن­طور که عموماً بحث می­شود، نباشد.[29]

به دلیل اینکه مجازات­های تحمیل شده توسط ناظران محیط زیست بر بنگاه­ها به طور قابل توجهی کمتر از هزینه­های سرمایه­گذاری برای کنترل آلودگی می­باشد، از این رو در سال­های اخیر ناظران محیط زیست اجرای استراتژی انتشار اطلاعات مربوط به ترجیحات زیست­محیطی بنگاه­ها به جامعه و بازارها (سرمایه­گذاران و مصرف­کنندگان) را شروع کردند تا انگیزه­های کنترل آلودگی را بیشتر کنند.[30] اما رابطه بین توسعه مالی و انتشار 2CO با افزایش در اطلاعات نامتقارن در طول دوره بی­ثباتی مالی ضعیف می­شود. در طول دوره بی­ثباتی مالی، بنگاه­ها به دلیل دسترسی کمتر به وجوه سرمایه از نظر مالی ضعیف­تر هستند و مراقبت کمتری از محیط زیست انجام می‌دهند تا تولید و سودشان را افزایش دهند.[31] عدم تقارن اطلاعات باعث می­شود، طول دوره بحران مالی افزایش پیدا کند. همچنین شناسایی بنگاه­هایی که ترجیحات زیست­محیطی خوبی دارند و نیز مکانیسم تنبیه و تشویق را با مشکل مواجه می­کند. بنابراین می­توان انتظار داشت، فشارهای زیست­محیطی روی بنگاه­ها وقتی که بازارهای مالی باثبات­تر (بی­ثبات­تر) هستند، قوی­تر (ضعیف­تر) شود.[32]

- تأثیر توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست در کشورهای اوپک

همانطور که در بخش قبل ذکر شد، توسعه مالی می­تواند از کانال­های مختلفی، کیفیت محیط زیست را تحت تأثیر قرار دهد؛ ممکن است چنین به نظر برسد که به دلیل نبود قوانین مناسب کنترل آلودگی در کشورهای اوپک، بنگاه­ها انگیزه­ای برای کنترل آلودگی نداشته باشند. اما باید توجه کرد همانطور که امبک و لانوئی[33] (2011) بیان کردند، عملکرد زیست­محیطی بهتر می­تواند عملکرد مالی بنگاه­ها را هم از طریق درآمد (به عنوان مثال: دسترسی بهتر به بازارهای خاص، تمایز محصولات، فروش تکنولوژی کنترل آلودگی و ...) و هم از طریق هزینه (برای مثال: مدیریت ریسک و رابطه با سهامداران خارجی، هزینه­های مواد، انرژی و خدمات، هزینه سرمایه و نیروی کار) بهبود بخشد. بنابراین، حتی در صورت نبود قوانین زیست­محیطی، بنگاه­ها انگیزه دارند سطح آلودگی خود را کنترل کنند. همچنین در سال­های اخیر، با افزایش رقابت بین بنگاه­ها و نیز افزایش سطح آگاهی­های زیست­محیطی مردم، تمایل بنگاه­ها به استفاده از تکنولوژی­های دوستدار محیط زیست در فرایند تولید بیشتر شده است. بنابراین درست است که در این کشورها قوانین بازدارنده زیست­محیطی قوی و مناسبی وجود ندارد و جذب منابع مالی از سیستم مالی منوط به رعایت استانداردهای زیست­محیطی نیست، ولی چنانچه منابع مالی مورد نیاز بنگاه­ها تأمین شود، آن­ها در جهت بالا بردن سطح تکنولوژی تولید و کاهش سطح آلودگی تولیدات حرکت خواهند کرد. برای این منظور، توسعه مالی می­تواند زمینه را برای استفاده از تجهیزات و تکنولوژی نوین با آلایندگی پائین فراهم نماید. علاوه بر این، توسعه مالی در بخش مصرف انرژی و حمل و نقل نیز می­تواند مصرف کالاهای انرژی­بر و خودروهای با کیفیت و با آلودگی کمتر را افزایش داده و سبب کاهش انتشار آلاینده­ها شود. بدین ترتیب که توسعه مالی می­تواند انگیزه خانوارها را برای استفاده از دستگاه­ها و لوازم خانگی با استاندارد بالا و با قدرت انتشار آلایندگی کمتر افزایش داده و از این طریق با افزایش تقاضا و در نتیجه تولید و مصرف این لوازم انتشار آلودگی را در کشور کاهش دهد. همچنین توسعه مالی می­تواند زمینه را برای گسترش سیستم حمل و نقل با آلایندگی کمتر فراهم کرده و از این کانال نیز موجبات کاهش آلودگی را فراهم نماید. بنابراین، توسعه بیشتر بخش مالی می­تواند انتشار آلاینده­ها را هم در بخش تولید و هم در بخش مصرف به طور قابل توجهی کاهش دهد. برای این منظور، کشورهای اوپک می­توانند از درآمدهای نفتی به عنوان یک منبع اضافی برای بهبود بخش مالی خود استفاده کنند. به عبارتی، در کشورهای عضو اوپک چنانچه درآمدهای حاصل از صدور نفت خوب مدیریت شود، این درآمدها می­تواند در توسعه و تقویت بخش مالی کشور نقش مؤثری ایفا نماید و از این طریق موجبات کاهش آلودگی را فراهم نماید. البته باید خاطرنشان کرد که در کشورهای صادرکننده نفت، درآمدهای نفتی می­تواند عاملی برای گسترش آلودگی باشد؛ چرا که در صورت مدیریت نامناسب درآمدهای نفتی، درآمدهای حاصل از نفت ممکن است در مسیر گسترش مصرف مورد استفاده قرار گیرد و فشار مصرف می­تواند با وجود تکنولوژی موجود و فرسودگی آن، آلودگی بیشتر را به دنبال داشته باشد.

 

 

1-٢. پیشینه­ تحقیق

1-1-2. مطالعات خارجی

به دلیل کثرت مطالعات انجام شده، خلاصه برخی مطالعات خارجی انجام شده در زمینه موضوع در جدول 1 ارائه شده است.

 

جدول ۱. خلاصه برخی مطالعات خارجی

محقق

حوزه مطالعاتی

دوره زمانی

روش

نتیجه

Dasgupta et al (1997)

واکنش بازارهای سرمایه به ترجیحات زیست­محیطی در کشورهای در حال توسعه

۱۹۹۴-۱۹۹۰

(CAPM)

single-index model

بازارهای سرمایه نسبت به ترجیحات زیست­محیطی بنگاه‌ها واکنش نشان می­دهند. همچنین اهمیت بازارهای سرمایه در ایجاد انگیزه برای کنترل آلاینده­ها بیش از قوانین و مقررات زیست­محیطی است.

Morancho &

Zarzoso (2004)

بررسی منحنی EKC برای ٢٢ کشور OECD

۱۹۹۰-۱۹۷۶

پانل

برای اکثر کشورهای تحت بررسی منحنی EKC به شکل N می­باشد.

Tamazian et al (2009)

تأثیر توسعه مالی و اقتصادی بر تخریب­های زیست­محیطی در کشورهای BRIC (برزیل، روسیه، هند و چین)

 

۲۰۰۴-۱۹۹۲

پانل

توسعه مالی و توسعه اقتصادی، هر دو تعیین­کننده کیفیت محیط زیست در کشورهای BRIC هستند و توسعه مالی و اقتصادی بیشتر، منجر به کاهش تخریب‌های زیست­محیطی می­شود.

Richard(2010)

بی­ثباتی بازارهای مالی و انتشار 2CO (برای 36 کشور)

۲۰۰۵-۱۹۸۱

 

پانل پویا

ثبات مالی بیشتر برای محیط زیست مفید است. چون وقتی که بازارهای مالی باثبات­تر هستند، فشارهای زیست­محیطی روی بنگاه­ها بیشتر است.

Tamazian & Rao (2010)

تأثیر توسعه مالی، اقتصادی و نهادی بر تخریب­های زیست‌محیطی در اقتصادهای در حال گذار

۲۰۰۴-۱۹۹۳

پانل پویا

۱. تأیید فرضیه EKC

۲. تأیید اهمیت کیفیت نهادی و توسعه مالی در ترجیحات زیست­محیطی

۳. ﺁزادسازی مالی اگر در چهارچوب نهادی قوی انجام نگیرد، ممکن است برای محیط زیست مضر باشد.

Leitao (2010)

 

فساد اداری و منحنی زیست­محیطی کوزنتس، برای ترکیبی از ٩٤ کشور با درجه توسعه‌یافتگی متفاوت

۱۹۹۰-۱۹۷۶

پانل

هرچه درجه فساد اداری بالاتر باشد، مقدار درآمد سرانه در نقطه برگشت منحنی EKC بیشتر است.

 

Zhang (2011)

تأثیر توسعه مالی بر انتشار دی­اکسیدکربن در کشور چین

شامل سه نمونه:

۲۰۰۹-۱۹۸۰

۲۰۰۹-۱۹۹۲

۲۰۰۹-۱۹۹۴

آزمون هم­انباشتگی جوهانسن و علیت گرنجر

۱. توسعه مالی چین به عنوان یک محرک مهم در افزایش انتشار کربن عمل می­کند.

۲. اندازه بازار سهام چین تأثیر نسبتاً بزرگی بر انتشار کربن دارد ولی تأثیر بازدهی آن خیلی محدود می­باشد.

۳. از بین شاخص­های مختلف توسعه مالی، FDI کمترین تأثیر را بر تغییرات انتشار کربن داشته است.

Jalil& Feridun (2011)

تأثیر رشد، انرﮋی و توسعه مالی بر محیط زیست در کشور چین

۲۰۰۶-۱۹۵۳

ARDL

 

۱. توسعه مالی منجر به کاهش تخریب­های زیست­محیطی می‌شود.

۲. در بلندمدت انتشار 2CO بوسیله درآمد، مصرف انرﮋی و تجارت آزاد تعیین می­شود.

۳. تأیید فرضیه زیست­محیطی کوزنتس.

Tien Pao & Ming Tsai (2011)

بررسی رابطه علی بین انتشار 2CO، مصرف انرژی، FDI وGDP  در کشورهای BRIC (برزیل، روسیه، هند و چین)

٢٠٠٧-١٩٨٠

برای روسیه:

٢٠٠٧-١٩٩٢

هم­انباشتگی پانلی و علیت گرنجر

1. وجود یک رابطه علی دوطرفه بین انتشار 2CO و FDI و وجود رابطه علی یک طرفه از GDP به FDI

2. تأیید فرضیه­های پناهگاه آلایندگی و منحنی زیست‌محیطی کوزنتس.

Muhammad Shahbaz(2011)

اثر بی­ثباتی مالی بر افزایش آلودگی در پاکستان

۲۰۰۹-۱۹۷۲

ARDL

۱. بی­ثباتی مالی، انتشار 2CO را در پاکستان افزایش داده است.

۲. تأیید فرضیه EKC

 

٢-1-٢. مطالعات داخلی

در زمینه تحقیقات انجام شده در داخل کشور کار مشابهی صورت نگرفته است، بنابراین در جدول ۲ به بیان مطالعات مشابه موضوع پرداخته می­شود. بررسی مطالعات و تحقیقات صورت گرفته نشان می­دهد که علاوه بر توسعه اقتصادی، توسعه مالی نیز در تعیین کیفیت محیط زیست مؤثر بوده است. در مطالعاتی که اثر توسعه مالی را بر کیفیت محیط زیست بررسی کرده­اند، به نتیجه واحدی نمی­توان دست یافت. در بعضی از مطالعات، نتیجه بدست آمده، دال بر تأثیر مثبت توسعه مالی بر کاهش تخریب­های زیست­محیطی می­باشد، در حالی که نتایج برخی دیگر از مطالعات حاکی از آن است که توسعه مالی منجر به افزایش تخریب­های زیست­محیطی شده است.

هدف مطالعه حاضر این است که آثار رشد اقتصادی و توسعه مالی را بر تخریب­های زیست‌محیطی در کشورهای منتخب عضو اوپک طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳ بررسی کند. تفاوت مطالعه حاضر با سایر مطالعات انجام شده در این زمینه، علاوه بر نمونه مورد بررسی، در استفاده از داده­های میانگین پنج سالانه به منظور بررسی اثرات ­بلندمدت متغیرهای مستقل بر تخریب­های زیست­محیطی است.

 

جدول ۲. خلاصه مطالعات انجام شده در داخل کشور

محقق

حوزه مطالعاتی

دوره زمانی

روش

نتیجه

صادقی و سعادت

(١٣٨٣)

بررسی رابطه علی بین رشد جمعیت، آلودگی زیست­محیطی و رشد اقتصادی در ایران

١٣٨٠-١٣٤٦

علیت هیسائو

وجود رابطه علی یک­طرفه از رشد جمعیت به تخریب زیست­محیطی و رابطه دوطرفه بین تخریب زیست­محیطی و رشد اقتصادی

پژویان و مرادحاصل (١٣٨٦)

بررسی فرضیه EKC برای کشورهای گروه‌های درآمدی متفاوت

٢٠٠٢-١٩٩١

پانل

تأیید فرضیه EKC

پورکاظمی و ابراهیمی (١٣٨٧)

منحنی زیست­محیطی کوزنتس برای کشورهای خاورمیانه

٢٠٠٣-١٩٨٠

پانل

تأیید فرضیه EKC

بهبودی، فلاحی و برقی گلعذانی

(١٣٨٧)

بررسی رابطه بین مصرف انرژی، رشد اقتصادی و محیط زیست در ایران

١٣٨٣-١٣٤٦

سری زمانی

وجود یک رابطه بلندمدت بین لگاریتم رشد اقتصادی، شدت انرژی، جمعیت شهرنشین، درجه بازبودن تجاری و انتشار سرانه دی­اکسیدکربن. نتایج بدست آمده بیانگر اثرگذاری مثبت هر چهار متغیر مستقل ذکر شده بر انتشار 2CO می­باشد.

سلیمی­فر و دهنوی

( ١٣٨٨)

 

مقایسه منحنی EKC در کشورهای در حال توسعه و کشورهای عضو OECD

٢٠٠٥-١٩٨٠

هم­انباشتگی و ریشه واحد پانلی

۱. تأیید منحنی زیست­محیطی کوزنتس

۲. پیش­بینی می­شود در کشورهای در حال توسعه رشد اقتصادی منجر به تخریب محیط زیست و در کشورهای OECD منجر به بهبود محیط زیست شود.

 

۳. معرفی مدل و داده­ها

هدف این مطالعه بررسی آثار توسعه مالی و اقتصادی بر آلودگی­های زیست­محیطی در کشورهای منتخب عضو اوپک می­باشد. مدل پایه تحقیق حاضر از مطالعه جلیل و فریدان (2011) اتخاذ شده است. پس از تعدیل مدل فوق و لحاظ متغیر توان سوم درآمد سرانه، مدل نهایی تحقیق حاضر به شرح زیر معرفی می­شود:

(1)

در معادله (1)،  جز اخلال تصادفی و اندیس­های i وt به ترتیب معرف کشور و سال می­باشند. همچنین متغیرهای 2LCO، LGDP، LENG و LBANK به ترتیب نشان­دهنده لگاریتم طبیعی انتشار دی­اکسیدکربن (برحسب متریک تن سرانه)، تولید ناخالص داخلی سرانه (بر حسب دلار آمریکا به قیمت ثابت سال ٢٠٠٠)، مصرف سرانه انرژی (معادل میلیون بشکه نفت خام) و نسبت اعتبارات اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی می­باشد. در این مطالعه برای بررسی اثر توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست علاوه بر نسبت اعتبارات اعطایی توسط بانک­ها به تولید ناخالص داخلی (BANK)، از دو شاخص دیگر توسعه مالی، نسبت اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی (PRVT) و نسبت نقدینگی به تولید ناخالص داخلی (2M) نیز استفاده می­شود. انتظار می­رود علامت ضریب مصرف سرانه انرژی مثبت و علامت ضریب شاخص توسعه مالی منفی باشد. چون سطح بالایی از مصرف انرژی، در نتیجه فعالیت­های اقتصادی بیشتر است که منجر به انتشار آلاینده­ها می­شود.[34] از طرف دیگر توسعه بیشتر بخش مالی می­تواند سرمایه­گذاری بیشتر با هزینه­های پایین را تسهیل کند که شامل سرمایه­گذاری در پروﮊه­های زیست­محیطی هم می­شود.[35] بنابراین انتظار می­رود با افزایش نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی، انتشار آلاینده­ها کاهش پیدا کند. معادله (1) اجازه می­دهد تا شکل­های مختلف رابطه رشد اقتصادی- محیط زیست مورد آزمون قرار گیرد. شکل­های مختلف این رابطه در زیر نشان داده شده است:

؛ بیانگر وجود یک رابطه یکنواخت مثبت بین درآمد سرانه و انتشار 2CO

؛ بیانگر وجود یک رابطه یکنواخت منفی بین درآمد سرانه و انتشار 2CO

؛ بیانگر وجود یک رابطه درجه دو  بین درآمد سرانه و انتشار 2CO (U معکوس)

؛ بیانگر وجود یک رابطه درجه سه بین درآمد سرانه و انتشار 2CO (N شکل)

؛ بیانگر وجود یک رابطه درجه سه بین درآمد سرانه و انتشار 2CO (S شکل)

منابع آماری مورد استفاده در این مطالعه برای تمامی متغیرها، شاخص­های توسعه­یافتگی جهانی منتشره توسط بانک جهانی (WDI) می­باشد. به دلیل غیر قابل دسترس بودن داده­ها برای برخی کشورها، نمونه مورد بررسی شامل داده­های تابلویی٣٥ ساله (٢٠٠٧-١٩٧٣) برای ٧ کشور عضو اوپک[36] می­باشد. در هنگام استفاده از داده­های سالانه، اثرات کوتاه­مدت مورد توجه قرار می­گیرد، اما با داده­های متوسط­گیری شده ٥ ساله، اثرات ناشی از چرخه­های تجاری حذف شده و اثرات بلندمدت اندازه­گیری می­شوند.[37] از آنجا که  هدف این مطالعه بررسی رابطه بلندمدت بین انتشار کربن و عوامل موثر بر آن می­باشد، لذا داده­های سالانه به دلیل نوسانات ناشی از چرخه­های تجاری، فقط بیانگر رابطه کوتاه­مدت بین متغیرها بوده و نمی­تواند رابطه بلندمدت بین آن­ها را در وضعیت تعادلی یکنواخت نشان دهد. بنابراین، در این مطالعه سعی شده است با استفاده از مشاهدات میانگین پنج ساله متغیرها به جای داده­های سالانه، نوسانات کوتاه­مدت متغیرها حذف شود و رابطه بلندمدت بین آن­ها مورد بررسی قرار گیرد.

 

٤. تخمین مدل و تجزیه و تحلیل نتایج

پیش از ارائه نتایج بدست آمده از برآورد مدل، به نظر می­رسد ارائه آماری توصیفی از متغیرهای به کار رفته در مدل (انتشار سرانه دی­اکسیدکربن، درآمد سرانه، مصرف سرانه انرﮊی و نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانکها به تولید ناخالص داخلی) مفید باشد. جدول ٣ خلاصه­ای از شاخص­های آمار توصیفی متغیرهای بکار رفته در مدل را برای تمامی کشورها ارائه می­دهد. همانطور که در جدول 3 مشاهده می­شود، بیشترین میانگین انتشار سرانه آلودگی (٠٦/٣٦)، درآمد سرانه (٢٩٢٨٩) و نیز مصرف سرانه انرژی (٥٦/٩٠٧١) مربوط به کشور امارات است. از سوی دیگر الجزایر بیشترین میانگین نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی را (٧٠/٥٣) را به خود اختصاص داده است. کمترین میانگین انتشار آلودگی (٦٧/٠) و درآمد سرانه (٥٦/٣٧٧) هر دو مربوط به نیجریه است. در حالی که کمترین میانگین مصرف انرژی (١٠/٥٦٧) و نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی (١١/١٣)، به ترتیب مربوط به کشورهای اندونزی و عربستان می­باشند. علاوه بر این، بیشترین انحراف معیار انتشار سرانه آلودگی (٠٩/١٤)، درآمد سرانه (٩٢/٩٥١٣) و مصرف سرانه انرژی (٧٧/٢٦٤٦) مربوط به کشور امارات، و بیشترین انحراف معیار نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی (١٠/٣٥) مربوط به عربستان است. همچنین، نیجریه کمترین انحراف معیار را برای هر چهار متغیر دارا است. از بین کشورهای مورد بررسی، امارات بیشترین میانگین و انحراف معیار انتشار سرانه آلودگی، درآمد سرانه و نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی را به خود اختصاص داده است. نیجریه کمترین میانگین و انحراف معیار انتشار سرانه آلودگی و درآمد سرانه را دارا است و برغم اینکه عربستان کمترین میانگین نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی را دارد، بیشترین انحراف معیار این متغیر نیز مربوط به همین کشور می­باشد. جدول ٤ میانگین نرخ­های رشد ٥ ساله (٢٠٠٧-٢٠٠٣)،١٠ ساله (٢٠٠٧-١٩٩٨) و ٣٥ ساله (٢٠٠٧-١٩٧٣) را برای هر متغیر برای تمامی کشورها ارائه می­دهد.

 

جدول ٣. برخی آماره­های توصیفی متغیرهای مدل (قبل از گرفتن لگاریتم) برای دوره ٢٠٠٧-١٩٧٣

BANK

ENG(معادل میلیون بشکه نفت خام)

GDP (برحسب دلار آمریکا به قیمت ثابت سال ٢٠٠٠)

2CO (متریک تن سرانه)

کشور

انحراف معیار

میانگین

انحراف معیار

میانگین

انحراف معیار

میانگین

انحراف معیار

میانگین

 

۶۰/۲۵

۷۰/۵۳

۴۳/۲۰۸

۳۹/۷۷۴

۰۸/۱۵۵

۳۰/۱۸۴۰

۶۲/۰

۲۱/۳

الجزایر

 

۰۷/۱۸

۹۴/۳۴

۸۶/۱۸۴

۱۰/۵۶۷

۸۳/۲۳۲

۶۰/۶۲۶

۳۹/۰

۹۷/۰

اندونزی

 

۳۶/۲۰

۹۱/۴۲

۹۷/۵۳۸

۱۹/۱۴۳۳

۹۶/۲۹۵

۸۲/۱۶۱۸

۰۹/۱

۵۳/۴

ایران

 

۱۱/۱۳

۸۱/۲۲

۳۲/۲۹

۴۹/۷۱۵

۰۹/۴۵

۵۶/۳۷۷

۱۹/۰

۶۷/۰

نیجریه

 

۱۰/۳۵

۹۱/۰

۹۸/۱۴۳۹

۹۵/۴۰۵۴

۸۴/۲۷۹۵

۲۵/۱۱۰۳۱

۸۹/۱

۴۳/۱۴

عربستان

 

۳۵/۱۷

۱۶/۳۸

۷۷/۲۶۴۶

۵۶/۹۰۷۱

۹۲/۹۵۱۳

۲۹۲۸۹

۰۹/۱۴

۰۶/۳۶

امارات

 

۰۵/۱۵

۵۸/۳۳

۵۵/۱۶۷

۳۶/۲۲۴۲

۰۵/۶۲۴

۵۳/۵۲۸۹

۷۴/۰

۹۵/۵

ونزوئلا

                   

 

جدول ٤. میانگین نرخ­های رشد متغیرها (قبل از گرفتن لگاریتم) طی دوره ٢٠٠٧-١٩٧٣

جهان

میانگین کل

ونزوئلا

امارات

عربستان

نیجریه

ایران

اندونزی

الجزایر

 

۵۴/۲

۰۸/۱

۱۱/۰

۶۲/۱

۷۱/۱

۰۴/۲

۶۰/۴-

۵۰/۰

۵۶/۰

۲۲/۶

۷۳/۰-

۵۳/۱

۰۸/۲

۰۷/۱

۴۸/۱

۵۹/۲-

۳۰/۱

۳۲/۱

۲۸/۴

۰۱/۲

۱۳/۳

۳۶/۴

۱۱/۵

۶۰/۴

۶۱/۱

۶۶/۲

۶۶/۱

2CO (متریک تن سرانه)

۵ سال اخیر (۲۰۰۷-۲۰۰۳)

۱۰ سال اخیر (۲۰۰۷-۱۹۹۸)

طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳

۴۳/۲

۹۱/۱

۵۱/۱

۲۷/۴

۹۴/۱

۶۱/۰

۹۴/۵

۳۱/۱

۰۷/۰-

۷۵/۴

۳۶/۱

۵۶/۱-

۳۲/۲

۷۶/۰

۴۹/۰-

۲۴/۵

۶۹/۲

۶۰/۰

۵۷/۴

۵۳/۳

۷۱/۰

۱۴/۴

۴۷/۱

۰۲/۴

۸۹۲

۴۸/۲

۰۴/۱

GDP (سرانه به قیمت ثابت سال $۲۰۰۰)

۵ سال اخیر (۲۰۰۷-۲۰۰۳)

۱۰ سال اخیر (۲۰۰۷-۱۹۹۸)

طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳

۰۲/۲

۱۰/۱

-

۲۱/۲

۸۴/۱

۱۹/۳

۴۵/۰

۲۵/۰-

۹۱/۰

۳۲/۲

۷۶/۰

۲۲/۴

۲۱/۲

۴۴/۲

۵۲/۵

۷۴/۰-

۱۸/۰-

۳۳/۰

۳۵/۶

۸۴/۵

۴۵/۴

۳۷/۱

۴۱/۱

۰۵/۳

۵۰/۳

۸۴/۲

۸۸/۳

ENG (kg معادل نفت خام)

۵ سال اخیر (۲۰۰۷-۲۰۰۳)

۱۰ سال اخیر (۲۰۰۷-۱۹۹۸)

طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳

۱۶/۰

۰۵/۱

۷۳/۱

۲۳/۳-

۰۱/۰-

۲۷/۱

۷۷/۱۱

۶۸/۴

۶۶/۰

۸۳/۱۰

۱۷/۵

۵۶/۷-

۷۳/۱۴-

۷۶/۳-

۵۷/۲۴

۰۰/۴۱

۶۵/۲۹

۰۴/۱

۳۰/۲

۱۱/۰

۲۳/۶-

۹۱/۴-

۶۶/۳-

۷۶/۴

۰۴/۶۹-

۳۵/۳۳-

۰۹/۱۰-

BANK

۵ سال اخیر (۲۰۰۷-۲۰۰۳)

۱۰ سال اخیر (۲۰۰۷-۱۹۹۸)

طی دوره ۲۰۰۷-۱۹۷۳

 

در ٥ سال اخیر، بیشترین میانگین رشد انتشار سرانه آلودگی، درآمد سرانه، مصرف سرانه انرژی و نسبت اعتبارات داخلی اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی به ترتیب مربوط به کشورهای امارات (٢٢/٦%)، ونزوئلا (٩٤/٥%)، ایران (٣٥/٦%) و ونزوئلا (٧٧/١١%) می­باشد. همچنین در ٥ سال اخیر برای اکثر کشورهای مورد بررسی، میانگین رشد انتشار سرانه آلودگی و شاخص توسعه مالی کمتر از میانگین جهانی و میانگین رشد درآمد سرانه برای تمامی کشورها به جز عربستان، بیشتر از مقدار جهانی آن می­باشد.

روش برآورد مدل (1) در مطالعه حاضر، براساس داده­های تابلویی (پانل) می­باشد. در روش داده­های تابلویی لازم است. در ابتدا همگن یا ناهمگن بودن مقاطع (واحدها) مورد آزمون قرار بگیرد. در صورتی که مقاطع همگن باشند، به سادگی می­توان از روش حداقل مربعات معمولی تجمیع شده استفاده کرد، در غیر این صورت استفاده از روش اثرات ثابت[38] ضرورت دارد. به عبارت دیگر لازم است معنی­داری اثرات ثابت با استفاده از آزمون F انجام شود. رد فرضیه صفر بیانگر معنی­داری اثرات ثابت و استفاده از روش اثرات ثابت می­باشد. نتایج این آزمون که در جدول ٥ ارائه شده است، بیانگر رد فرضیه صفر و لزوم استفاده از روش­های موجود برای داده­های تابلویی می­باشد. در مرحله بعد، برای تصمیم­گیری در مورد بکار بردن روش اثرات ثابت یا اثرات تصادفی[39] از آزمون هاسمن[40] استفاده می­شود. در این تحقیق پس از انجام این آزمون، روش اثرات ثابت برای مدل­های اول و دوم و روش اثرات تصادفی برای مدل سوم انتخاب شده است. نتایج این آزمون در جدول ٦ ارائه شده است.

 

 

 

 
   

 

 

جدول ٥. آزمون معنی­دار بودن اثرات ثابت گروه (همگن بودن واحدها)

مدل سوم

مدل دوم

مدل اول

 

٢٣/٧

٦٥/٦

۰۲/۶

آماره آزمون F

۰۰۰/۰

۰۰۰/۰

۰۰۰/۰

prob

 

 

 

 

جدول ٦. نتایج آزمون هاسمن

مدل سوم

مدل دوم

مدل اول

 

٦٢/٤

10/16

۷۳/۱۲

آماره آزمون هاسمن (2c)

٣٢٨/٠

002/0

۰۲۶/۰

prob

 

 

 

 

 

همچنین پس از بررسی فروض کلاسیک از آنجا که مدل مشکل ناهمسانی واریانس بین گروهی دارد، لذا نتایج بدست آمده از الگوهای اثرات ثابت و اثرات تصادفی خالی از اشکال نبوده و برای رفع این مشکل بایستی در برآورد مدل، وجود ناهمسانی واریانس در نظر گرفته شود. از این رو، سرانجام مدل نهایی به روش حداقل مربعات تعمیم­یافته و با در نظر گرفتن ناهمسانی واریانس برآورد شده است.[41] نتایج برآورد در جدول ٧ ارائه شده است.

 

جدول ٧. برآورد مدل از طریق روش حداقل مربعات تعمیم­یافته

مدل سوم

مدل دوم

مدل اول

متغیر

*٤٥/١٦

*٢٤/١١

*۷۲/۲۸

LGDP

*٨٧/١-

*٢٥/١-

*۴۸/۳-

2LGDP

*٠٧/٠

*٠٥/٠

*۱۴/۰

3LGDP

*٤٧/٠

*٣٤/٠

*۵۴/۰

LENG

-

-

*۱۰/۰-

LBANK

-

*٠٦/٠-

-

LPRVT

*٢٠/٠-

-

-

2LM

*٦٧/٤٩-

*٣٤/٣٥-

*۹۴/۸۰-

CONS

*٧٥/٣١٦٨

*٦١/٤٣٦٠

*۶۵/۱۶۳۶

Wald chi2(5)

٤٩

٤٨

۴۶

تعداد مشاهدات

* بیانگر رد فرضیه عدم در سطح معنی­داری 1% می­باشد.

 

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ٧ ملاحظه می­شود که ضرایب بدست آمده برای تمامی متغیرها در هر سه مدل، از نظر آماری در سطح ١% معنی­دار و با انتظارات تئوریکی سازگار می‌باشند. همچنین از آنجا که برای برآورد مدل از داده­های میانگین ٥ ساله استفاده شده است، ضرایب مدل لگاریتمی، کشش­های بلندمدت انتشار سرانه دی­اکسیدکربن نسبت به متغیرهای توضیحی را بدست می­دهد. با توجه به نتایج بدست آمده برای کشورهای منتخب عضو اوپک در ستون دوم جدول ٧، در نگاه اول می­توان گفت که توسعه اقتصادی که با لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه نشان داده شده است، تأثیر مثبت و معنی­داری بر انتشار سرانه دی­اکسیدکربن دارد. مثبت بودن ضریب بدست آمده برای لگاریتم درآمد سرانه (٧٢/٢٨) نشان از افزایش سطح آلودگی منتشر شده به ازای هر واحد افزایش در تولید ناخالص داخلی سرانه دارد. لیکن باید توجه کرد که اثر درآمد سرانه بر شاخص کیفیت محیط زیست، نباید صرفاً براساس ضریب لگاریتم درآمد سرانه تفسیر شود و باید اثر کل درآمد سرانه بر انتشار سرانه دی­اکسیدکربن، از طریق محاسبه کشش درآمد- آلودگی بدست آورده شود. کشش درآمد- آلودگی را می­توان با استفاده از فرمول زیر محاسبه نمود:

 

که در عبارت فوق η کشش درآمد- آلودگی، 1β ضریب LGDP، 2β ضریب 2LGDP و 3β ضریب 3LGDP می­باشد. در سال­های ٢٠٠٧-١٩٧٣ کشش بلندمدت تغییرات لگاریتم شاخص آلودگی نسبت به تغییرات لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه ٨٢/٠ بدست آمده است؛ یعنی اگر با فرض ثابت بودن سایر شرایط، تولید ناخالص داخلی سرانه یک درصد افزایش یابد، شاخص آلودگی به طور متوسط در طول دوره مورد بررسی به میزان 82/0 درصد افزایش خواهد یافت که به نوبه خود قابل توجه می­باشد. همانطور که در نمودار ١ مشاهده می­شود، در ابتدا با افزایش درآمد سرانه، اثر نهایی درآمد بر روی انتشار آلاینده­ها (کشش درآمد- آلودگی) کاهش می­یابد ولی تا رسیدن به نقطه برگشت اولیه مقدار آن هنوز مثبت است. وقتی که درآمد سرانه به ٥٠/٢٣٤٩ دلار می­رسد، اثر نهایی درآمد بر انتشار آلاینده­ها صفر است. بعد از این نقطه تا رسیدن به سطح درآمد سرانه ٩٦/٦٦٩٧ دلار، اثر نهایی درآمد سرانه بر انتشار آلاینده­ها منفی است و نشان می­دهد که در این بازه از درآمد سرانه، افزایش درآمد سرانه منجر به کاهش انتشار آلاینده­ها و بهبود کیفیت محیط زیست شده است. نقطه بهینه جایی است که درآمد سرانه برابر با ١٥/٣٩٦٨ دلار و کشش بلندمدت درآمد- آلودگی برابر با ١١/٠- می­باشد. در این سطح از درآمد سرانه، با یک درصد افزایش در درآمد سرانه، با فرض ثابت بودن سایر شرایط، انتشار آلاینده­ها ١١ درصد کاهش می­یابد. بعد از این نقطه، اثر نهایی درآمد بر انتشار آلاینده­ها تا رسیدن به سطح درآمد سرانه ٩٦/٦٦٩٧ دلار کاهش می­یابد ولی مقدار آن هنوز منفی است. در نهایت بعد از این سطح از درآمد سرانه، دوباره اثر نهایی درآمد بر انتشار آلاینده­ها مثبت است و میزان افزایش در دی‌اکسیدکربن منتشره به ازای هر واحد افزایش در درآمد سرانه، روند صعودی دارد که به نظر می­رسد ناشی از تغییر در ترکیب کالاهای تولیدی اقتصاد کشورهای مربوطه باشد.[42]

 

 

نمودار ١. اثر نهایی درآمد بر انتشار آلودگی

نتایج حاصل از تخمین مدل بیانگر این است که EKC تخمین زده شده به شکل N می­باشد. در واقع انتشار سرانه 2CO تا رسیدن به نقطه برگشت اولیه ٥٠/٢٣٤٩ (دلار آمریکا) افزایش پیدا می­کند و بعد از این نقطه با افزایش درآمد سرانه، کاهش پیدا می­کند. وقتی که نقطه برگشت ٩٦/٦٦٩٧ دلار آمریکا است، انتشار 2CO دوباره با افزایش درآمد سرانه افزایش پیدا می­کند و این بیانگر این است که رشد اقتصادی در نهایت با افزایش تخریب­های زیست­محیطی همراه خواهد بود. از آنجا که در نمونه مورد بررسی، کمترین درآمد سرانه ٧٣٣/٣١٠ دلار و بیشترین درآمد سرانه ٣/٤٤٩٢٠ دلار است، پس هر دو نقطه برگشت در درون نمونه قرار دارد. همانطور که در جدول ٨ مشاهده می­شود، وقتی که درآمد سرانه بین ٥٠/٢٣٤٩ و ٩٦/٦٦٩٧ دلار قرار دارد، کشش بلند­مدت درآمد- آلودگی منفی است و با افزایش درآمد سرانه، انتشار سرانه دی­اکسیدکربن کاهش می­یابد. در این مطالعه، فقط درآمد سرانه کشور ونزوئلا در این محدوده قرار دارد. در این مطالعه، ٥٧ درصد کشورها هنوز به نقطه برگشت اول نرسیده­اند، ١٤ درصد کشورها بین نقطه برگشت اول و نقطه برگشت دوم منحنی (قسمت نزولی منحنی) قرار دارند و ٢٩ درصد کشورها هم نقطه برگشت دوم را سپری کرده و در قسمت صعودی منحنی قرار دارند.

 

جدول ٨.

 

GDP<50/2349

GDP=50/2349

50/2349<GDP<96/6697

GDP=96/6697

GDP>96/6697

علامت کشش بلندمدت درآمد آلودگی (ƞ)

 

+

 

0

-

0

+

کشورهای مورد بررسی

الجزایر- اندونزی- ایران- نیجریه

-

ونزوئلا

-

عربستان - امارات

 

نتایج نشان می­دهد که سطح بالایی از مصرف انرژی، انتشار سرانه 2CO را افزایش می­دهد. ضریب بدست آمده برای لگاریتم مصرف سرانه انرژی، ٥٤/٠ است و بیان می­کند با فرض ثابت بودن سایر عوامل، اگر مصرف سرانه انرژی یک درصد افزایش یابد، انتشار سرانه دی­اکسیدکربن ٥٤/٠درصد افزایش می­یابد. در نهایت نتایج نشان می­دهد که در کشورهای مورد بررسی، توسعه مالی که با لگاریتم نسبت اعتبارات اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی نشان داده شده است، اثر منفی و معنی­داری بر انتشار سرانه دی­اکسیدکربن این کشورها دارد و بیانگر این است که علاوه بر توسعه اقتصادی، توسعه مالی نیز در تعیین کیفیت محیط زیست این کشورها مؤثر بوده است. این نتایج با یافته­های تامازین و همکاران (2009)، تامازین و رائو (2010) و جلیل و فریدان (2011) سازگار می­باشد. ضریب بدست آمده برای شاخص توسعه مالی ١٠/٠- است و بیان می­کند که به ازای هر 1 درصد افزایش در نسبت اعتبارات اعطایی بانک­ها به تولید ناخالص داخلی، با فرض ثابت بودن سایر عوامل، انتشار دی­اکسیدکربن ١٠/٠ درصد کاهش می­یابد. برای بررسی استحکام نتایج بدست آمده، در این مطالعه از شاخص­های دیگر توسعه مالی از جمله نسبت اعتبارات اعطایی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی و شاخص عمق مالی (نسبت حجم پول به تولید ناخالص داخلی) برای بررسی اثر توسعه مالی بر کیفیت محیط زیست استفاده شده است. نتایج حاصل از تخمین این مدل­ها به ترتیب در ستون­های سوم و چهارم جدول ٧ ارائه شده است. همانطور که ملاحظه می­شود، در هر سه مدل برآورد شده، اثر توسعه مالی بر افزایش تخریب­های زیست­محیطی منفی و معنی­دار می­باشد. با توجه به نتایج بدست آمده، به نظر می­رسد سیاست­هایی که منجر به افزایش اعتبارات تخصیص یافته به بخش خصوصی گردد، در بلند­مدت می­تواند سطح انتشار گازهای گلخانه­ای را کاهش دهد.

 

٥. جمع­بندی و نتیجه­گیری

در این مطالعه با استفاده از اطلاعات تابلویی کشورهای منتخب عضو اوپک طی دوره (٢٠٠٧-١٩٧٣)، اثر توسعه اقتصادی، توسعه مالی و مصرف انرژی بر روی انتشار سرانه دی­اکسیدکربن به عنوان شاخص کیفیت زیست­محیطی مورد بررسی قرار گرفت. ضرایب بدست آمده برای شاخص توسعه مالی در هر سه مدل منفی و در سطح احتمال ١% معنی­دار می­باشد و بیانگر این است که در کشورهای مورد بررسی، علاوه بر توسعه اقتصادی، توسعه مالی نیز در تعیین کیفیت محیط زیست مؤثر بوده و توسعه مالی در این کشورها منجر به کاهش آلودگی­های زیست­محیطی شده است. توسعه مالی می­تواند از طریق فراهم کردن انگیزه­های مالی و اعتباری برای بنگاه­ها، آن­ها را به سرمایه­گذاری در کنترل آلودگی تشویق کند. همچنین توسعه بیشتر بخش مالی می­تواند کارایی‌های فنی در بخش تولید و مصرف انرژی را افزایش دهد که علاوه بر افزایش درآمد سرانه می­تواند منجر به کاهش آلاینده­های انرژی و محیط زیست پاک شود. همچنین نتایج بدست آمده نشان می­دهد که در کشورهای مورد بررسی، با افزایش مصرف انرژی تخریب­های زیست­محیطی افزایش پیدا کرده است. نتایج نشان می­دهد که رابطه بین رشد اقتصادی و انتشار آلودگی از یک فرم درجه سه (به شکل N) تبعیت می­کند و بیانگر این نکته است که رشد اقتصادی در نهایت با درجه بالایی از تخریب­های زیست­محیطی همراه خواهد بود. بنابراین وجود یک رابطه به شکل U معکوس بین متغیرهای مذکور در نمونه مورد بررسی، رد می­شود.

 

منابع

الف- فارسی

برقی اسکویی، محمدمهدی (١٣٨٧)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسید­کربن) در منحنی زیست­محیطی کوزنتس»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٨٢ ،صص ٢١-١.

بهبودی، داود، فلاحی، فیروز و اسماعیل برقی گلعذانی (١٣٨٨)، «عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر انتشار سرانه دی­اکسیدکربن در ایران (١٣٨٣-١٣٤٦)». مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٩٠، بهار ٨٩، صص ١٧-١.

پژویان، جمشید و نیلوفر مرادحاصل (١٣٨٦)، «بررسی اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، سال هفتم، شماره چهارم، زمستان ١٣٨٦، صص ١٦٠-١٤١.

پورکاظمی، محمدحسین و ایلناز ابراهیمی (١٣٨٧)، «بررسی منحنی کوزنتس زیست­محیطی در خاورمیانه»، فصلنامه­ پژوهش­های اقتصادی ایران، سال دهم، شماره ٣٤، صص ٧٥-٧١.

سلیمی­فر، مصطفی و جلال دهنوی (١٣٨٨)، «مقایسه منحنی زیست­محیطی کوزنتس در کشورهای عضو OECD و کشورهای در حال توسعه: تحلیلی مبتنی بر داده­های پانل»، مجله دانش و توسعه(علمی- پژوهشی)، شماره ٢٩، صص ٢٠٠-١٨١.

صادقی، حسین و رحمان سعادت (١٣٨٣)، «رشد جمعیت، رشد اقتصادی و اثرات زیست­محیطی در ایران (یک تحلیل علی)»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٦٤، صص ١٨٠-١٦٣.

لوح فشرده بانک جهانی (WDI,2009).

مهرآرا، محسن و حسین گلاکش نایینی (۱۳۸۸)، «بررسی رابطه توسعه مالی و رشد اقتصادی در کشورهای منتخب با روش داده­های تلفیقی پویا (2003-1979)»، مجله دانش و توسعه (علمی-پژوهشی)، سال شانزدهم، شماره ۲۶، صص 169-143.

 

ب- انگلیسی

Ambec, S. and P. Lanoie (2008), Does it Pay to be Green? A Systematic Overview, Academy of Management Perspectives. pp. 45-62.

Dasgupta, S., Laplante, B. and N. Mamingi (1997), “Capital Market Responses to Environmental Performance in Developing Countries”, The World Bank Development Research Group.

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

 Halicioglu, F. (2009), “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign trade in Turkey”, Energy Policy, No. 37, pp. 1156-1164.

 Jalil, A. and M. Feridun (2011), “The Impact of Growth, Energy and Financial Development on the Environment in China: A Cointegration Analysis”, Energy Economics, No. 33, pp. 284-291.

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

 Lanoie, P., Laplante, B. and M. Roy (1997), “Can Capital Markets Create Incentives for Pollution Control?”, Policy Research Working Paper.

 Leitao, A. (2010), “Corruption and Environmental Kuznets Curve: Empirical Evidence for Sulfur”, Ecological Economics, No. 66, pp. 2 191-2201.

 Lieb, C. M. (2002), “The Environmental Kuznets Curve and Flow versus Stock Pollution the Neglect of Future Damages”, Discussion paper series. No. 390.

Lopez, R. and S. Mitra (2000), “Corruption, Pollution and The Kuznets Environment Curve”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 40, pp. 137-150, (www.idealibrary.com)

Pao, H. T and C. M. Tsai (2011), “Multivariate Granger Causality between CO2 Emissions, Energy Consumption”, FDI ( Foreign Direct Investment) and GDP (Gross Domestic Product): Evidence From a panel of BRIC ( Brazil, Russian Federation, India and China countries), Energy, No. 36, pp. 685-693.

 Richard, P. (2010), “Financial Instability and CO2 Emissions”, GREDI Working Paper, No. 10-20, University of sherbrooke.

Selden, T. M. and D. Song (1994), “Environmental Quality and Development: id there Kuznets Curve for Air Pollution Emssions?”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 27(2), pp. 147-162.

Shafik, N. (1994), “Economic Development and Environmental Quality: An Econometric Analysis”, Oxford Economic Papers, No. 46, pp. 757-773.

 Shahbaz, M. (2011), “Does Financial Instability Increase Environmental Pollution in Pakistan?”, Management Sciences, COMSATS Institute of Information Technology, Lahore, Pakistan.

Stern, D. (2003), “The Environment Kuznets Curve”, Departman of Economics, Rensselaer Polytechnic Institute, Troy, NY 12180, USA

 Tamazian, A. and B. Rao ( 2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter For Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”, Energy Economics, No. 37, pp. 137-145.

 Tamazian, A., Pineiro, C., Juan, C. and K. Vadlamannati (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from BRIC countries”, Energy Policy, No. 37, pp. 246-253.

 Zarzoso, I. M. and A. B. Morancho (2004), “Pooled Mean Group Estimation of An Environmental Kuznets Curve for CO2”, Economics Letters, No. 82, pp. 121-126, (www.sciencedirect.com).

 Zhang, Y. J. (2011), “The Impact of Financial Development on Carbon Emissions: An Empirical Analysis in china”, Energy Policy, No. 39, pp. 2197-2203.

 

 

 



* دانشیار دانشکده اقتصاد، مدیریت و بازرگانی دانشگاه تبریز                                                               asgharpurh@gmail.com

** دانشیار دانشکده اقتصاد، مدیریت و بازرگانی دانشگاه تبریز                                                                 dbehbudi@gmail.com

*** دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه تبریز                                                                            robab.mohammadi@yahoo.com

[1]. Kyoto Protocol

[2]. Halicioglu (2009)

[3]. Kolstad (1993)

[4]. Meadows, et al (1992)

[5]. Tamazian, et al (2009)

[6]. Jensen (1999)

[7]. تامازین (2009)

[8]. Grossman and Krueger (1991)

[9]. Leitao (2010)

[10]. Brock and Taylor (2003)

[11]. Lieb (2004)

[12]. Lopez and Mitra (2000)

[13]. Shafik (1994)

[14]. Selden and Song (1994)

[15]. Stern (2003)

[16]. Zarzoso and Morancho (2004)

[17]. Rao (2010)

[18]. Zhang (2011)

[19]. Jalil and Feridun (2011)

[20]. Pao and Sai (2011)

[21]. Shahbaz, et al (2011)

[22]. تامازین و همکاران (2009) و تامازین و رائو (2010)

[23]. شهباز (2011)

[24]. Dasgupta, et al (1997)

[25]. Richard (2010)

[26]. شهباز (2011)

[27]. ریچارد (2010)

[28]. شهباز (2011) و ریچارد (2010)

[29]. داسگوپتا و همکاران (1997)

[30]. لانوئی (1997)

[31]. شهباز (2011)

[32]. ریچارد (2010)

[33]. Ambec and Lanoie (2011)

[34]. هالیسی اقلو (2009)

[35]. تامازین و همکاران (2009)، تامازین و رائو (2010) و ریچارد (2010)

[36]. شامل کشورهای الجزایر، اندونزی، ایران، نیجریه، عربستان، امارات و ونزوئلا.

[37]. مهرآرا و همکاران (١٣٨٧)

[38]. Fix Effects

[39]. Random Effects

[40]. Hausman Test

[41] . با توجه به اینکه در این مطالعه به منظور در نظر گرفتن رابطه بلندمدت بین متغیرها از مشاهدات میانگین پنج­ساله متغیرها استفاده شده است، لذا برای هر کشور فقط 7 دوره مشاهده داریم. بنابراین، با در نظر این مسئله،  نیازی به انجام تحلیل­های هم­انباشتگی، وقفه­ها و پویایی­ها نیست.

[42] . نمودار اثر نهایی درآمد بر انتشار آلودگی بهتر از نموداری که در فضای درآمد و انتشار آلودگی رسم شده است، می­تواند تأثیر N شکل درآمد بر انتشار آلودگی را نشان دهد. به این دلیل که که نمودار پراکنش بین درآمد سرانه و انتشار 2CO دقیقاً مانند رگرسیون دومتغیره بوده و روابط موجود بین دو متغیر نشان­دهنده رابطه  ناخالص و یا ساده بوده و نمی­تواند تأثیر سایر متغیرهای مؤثر بر انتشار 2CO را کنترل کند. بنابراین، نمودار پراکنش نمی­تواند تصویر درستی از رابطه بین درآمد سرانه و انتشار 2CO ارائه کند. به منظور اجتناب از این مشکل و بدست آوردن رابطه خالص بین این دو متغیر از رگرسیون مرکب استفاده کنیم که قادر است تأثیر سایر متغیرها را در رابطه بین درآمد سرانه و انتشار دی­اکسیدکربن کنترل نماید و  تأثیر خالص درآمد بر 2CO را بدست دهد. 

الف- فارسی

برقی اسکویی، محمدمهدی (١٣٨٧)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسید­کربن) در منحنی زیست­محیطی کوزنتس»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٨٢ ،صص ٢١-١.

بهبودی، داود، فلاحی، فیروز و اسماعیل برقی گلعذانی (١٣٨٨)، «عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر انتشار سرانه دی­اکسیدکربن در ایران (١٣٨٣-١٣٤٦)». مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٩٠، بهار ٨٩، صص ١٧-١.

پژویان، جمشید و نیلوفر مرادحاصل (١٣٨٦)، «بررسی اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، سال هفتم، شماره چهارم، زمستان ١٣٨٦، صص ١٦٠-١٤١.

پورکاظمی، محمدحسین و ایلناز ابراهیمی (١٣٨٧)، «بررسی منحنی کوزنتس زیست­محیطی در خاورمیانه»، فصلنامه­ پژوهش­های اقتصادی ایران، سال دهم، شماره ٣٤، صص ٧٥-٧١.

سلیمی­فر، مصطفی و جلال دهنوی (١٣٨٨)، «مقایسه منحنی زیست­محیطی کوزنتس در کشورهای عضو OECD و کشورهای در حال توسعه: تحلیلی مبتنی بر داده­های پانل»، مجله دانش و توسعه(علمی- پژوهشی)، شماره ٢٩، صص ٢٠٠-١٨١.

صادقی، حسین و رحمان سعادت (١٣٨٣)، «رشد جمعیت، رشد اقتصادی و اثرات زیست­محیطی در ایران (یک تحلیل علی)»، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره ٦٤، صص ١٨٠-١٦٣.

لوح فشرده بانک جهانی (WDI,2009).

مهرآرا، محسن و حسین گلاکش نایینی (۱۳۸۸)، «بررسی رابطه توسعه مالی و رشد اقتصادی در کشورهای منتخب با روش داده­های تلفیقی پویا (2003-1979)»، مجله دانش و توسعه (علمی-پژوهشی)، سال شانزدهم، شماره ۲۶، صص 169-143.

 

ب- انگلیسی

Ambec, S. and P. Lanoie (2008), Does it Pay to be Green? A Systematic Overview, Academy of Management Perspectives. pp. 45-62.

Dasgupta, S., Laplante, B. and N. Mamingi (1997), “Capital Market Responses to Environmental Performance in Developing Countries”, The World Bank Development Research Group.

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

 Halicioglu, F. (2009), “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign trade in Turkey”, Energy Policy, No. 37, pp. 1156-1164.

 Jalil, A. and M. Feridun (2011), “The Impact of Growth, Energy and Financial Development on the Environment in China: A Cointegration Analysis”, Energy Economics, No. 33, pp. 284-291.

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

 Lanoie, P., Laplante, B. and M. Roy (1997), “Can Capital Markets Create Incentives for Pollution Control?”, Policy Research Working Paper.

 Leitao, A. (2010), “Corruption and Environmental Kuznets Curve: Empirical Evidence for Sulfur”, Ecological Economics, No. 66, pp. 2 191-2201.

 Lieb, C. M. (2002), “The Environmental Kuznets Curve and Flow versus Stock Pollution the Neglect of Future Damages”, Discussion paper series. No. 390.

Lopez, R. and S. Mitra (2000), “Corruption, Pollution and The Kuznets Environment Curve”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 40, pp. 137-150, (www.idealibrary.com)

Pao, H. T and C. M. Tsai (2011), “Multivariate Granger Causality between CO2 Emissions, Energy Consumption”, FDI ( Foreign Direct Investment) and GDP (Gross Domestic Product): Evidence From a panel of BRIC ( Brazil, Russian Federation, India and China countries), Energy, No. 36, pp. 685-693.

 Richard, P. (2010), “Financial Instability and CO2 Emissions”, GREDI Working Paper, No. 10-20, University of sherbrooke.

Selden, T. M. and D. Song (1994), “Environmental Quality and Development: id there Kuznets Curve for Air Pollution Emssions?”, Journal of Environmental Economics and Management, No. 27(2), pp. 147-162.

Shafik, N. (1994), “Economic Development and Environmental Quality: An Econometric Analysis”, Oxford Economic Papers, No. 46, pp. 757-773.

 Shahbaz, M. (2011), “Does Financial Instability Increase Environmental Pollution in Pakistan?”, Management Sciences, COMSATS Institute of Information Technology, Lahore, Pakistan.

Stern, D. (2003), “The Environment Kuznets Curve”, Departman of Economics, Rensselaer Polytechnic Institute, Troy, NY 12180, USA

 Tamazian, A. and B. Rao ( 2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter For Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”, Energy Economics, No. 37, pp. 137-145.

 Tamazian, A., Pineiro, C., Juan, C. and K. Vadlamannati (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from BRIC countries”, Energy Policy, No. 37, pp. 246-253.

 Zarzoso, I. M. and A. B. Morancho (2004), “Pooled Mean Group Estimation of An Environmental Kuznets Curve for CO2”, Economics Letters, No. 82, pp. 121-126, (www.sciencedirect.com).

 Zhang, Y. J. (2011), “The Impact of Financial Development on Carbon Emissions: An Empirical Analysis in china”, Energy Policy, No. 39, pp. 2197-2203.