بررسی عوامل مؤثر بر میزان انتشار گاز دی‌اکسیدکربن در استان‌های کشور (رهیافت داده‌های تابلویی)

چکیده

هدف از این مطالعه شناسایی عوامل اقتصادی و اجتماعی تأثیرگذار بر آلودگی محیط زیست در استانهای کشور می­باشد. در این مقاله ابتدا شاخص انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به عنوان معیار آلودگی محیط زیست و همچنین شدت انرژی استانهای کشور محاسبه شده و سپس با استفاده از داده‌های تابلویی،  طی سال‌های 86-1382 به بررسی عوامل مؤثر بر انتشار گاز دی‌اکسیدکربن در استان‌های کشور پرداخته است. نتایج تحقیق نشان می­دهد شدت انرژی، درآمد سرانه واقعی، میزان جمعیت و نرخ شهرنشینی به عنوان مهم‌ترین عوامل اقتصادی و اجتماعی تأثیرگذار بر آلودگی محیط زیست می­باشند، بطوری که کشش انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن نسبت به درآمد سرانه واقعی و شدت انرژی به ترتیب معادل 71/0 و 95/0 بدست آمده است. همچنین نتایج حاکی از آنست که با افزایش میزان جمعیت و نرخ شهرنشینی به میزان یک درصد، انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به میزان بیش از یک درصد و به ترتیب معادل 34/1 و 68/1 درصد افزایش می­یابد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Determinants of CO2 Emissions in the Iranian Provinces (Panel Data Approach)

چکیده [English]

In this paper we survey the main determinants of CO2 emission in the Iranian provinces. For this purpose first we provide per capita Co2   emission as a criterion of Environmental pollution and energy intensity in 28 provinces of Iran within 2003-2007, then the impact of population, urbanization, energy intensity and per capita income on the environmental degradation are investigated by panel data model.
The results revealed that population; urbanization, energy intensity, and per capita income have positive and significant effect on co2 emission in the Iranian provinces.  

کلیدواژه‌ها [English]

  • population
  • Urbanization
  • Energy Intensity
  • Pollution
  • Iranian provinces

بررسی عوامل مؤثر بر میزان انتشار گاز دی‌اکسیدکربن در استان‌های کشور (رهیافت داده­های تابلویی)

دکتر فیروز فلاحی* و دکتر صمد حکمتی فرید**

 

تاریخ دریافت: 10 دی 1390                      تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392

 

هدف از این مطالعه شناسایی عوامل اقتصادی و اجتماعی تأثیرگذار بر آلودگی محیط زیست در استانهای کشور می­باشد. در این مقاله ابتدا شاخص انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به عنوان معیار آلودگی محیط زیست و همچنین شدت انرژی استانهای کشور محاسبه شده و سپس با استفاده از داده‌های تابلویی،  طی سال‌های 86-1382 به بررسی عوامل مؤثر بر انتشار گاز دی‌اکسیدکربن در استان‌های کشور پرداخته است. نتایج تحقیق نشان می­دهد شدت انرژی، درآمد سرانه واقعی، میزان جمعیت و نرخ شهرنشینی به عنوان مهم‌ترین عوامل اقتصادی و اجتماعی تأثیرگذار بر آلودگی محیط زیست می­باشند، بطوری که کشش انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن نسبت به درآمد سرانه واقعی و شدت انرژی به ترتیب معادل 71/0 و 95/0 بدست آمده است. همچنین نتایج حاکی از آنست که با افزایش میزان جمعیت و نرخ شهرنشینی به میزان یک درصد، انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به میزان بیش از یک درصد و به ترتیب معادل 34/1 و 68/1 درصد افزایش می­یابد.

 

واژه‌های کلیدی: شدت انرژی، استانهای کشور، آلودگی محیط زیست، داده‌های تابلویی، جمعیت، شهرنشینی.

طبقه‌بندی JEL: C23، Q53، Q56، O13.

 

 

 
   

 

 

1. مقدمه

در نظریات رشد اقتصادی، منابع زیست‌محیطی علاوه بر اینکه به عنوان نهاده در تولید و مصرف کاربرد دارند، خود نیز از فعالیت­های اقتصادی در قالب تولید و مصرف متأثر می­شوند بطوری که گاهی افزایش فعالیت‌های اقتصادی باعث استفاده هرچه بیشتر از منابع انرژی، منابع آبی، زمین‌های کشاورزی و ... شده و از این رو آلودگی آب و هوا، تخریب مراتع و کاهش حاصلخیزی زمین‌های کشاورزی را در پی دارد. لذا رشد اقتصادی از یک طرف با افزایش تولید و مصرف باعث افزایش رفاه و از طرف دیگر با ایجاد آلودگی محیط زیست سبب کاهش رفاه اقتصادی می‌شود. با توجه به پایان‌پذیر بودن بیشتر منابع زیست‌محیطی، بررسی چگونگی تأثیر فعالیت‌های اقتصادی بر محیط زیست می­تواند در حفظ منابع زیست‌محیطی و همچنین تأمین اهداف رشد پایدار نقش مؤثری داشته باشد.

در ادبیات اقتصادی عوامل مختلفی همچون مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی، جمعیت و نرخ شهرنشینی بر میزان انتشار آلاینده‌ها تأثیرگذار می­باشند که در این مقاله تأثیر این عوامل بر انتشار گاز دی‌اکسیدکربن به عنوان معیار آلودگی محیط زیست در سطح استانهای کشور سنجیده می­شود. البته لازم به ذکر است که به دلیل عدم وجود داده­های شدت انرژی و انتشار سرانه گاز 2CO در سطح استانهای کشور، در این مطالعه ابتدا این شاخص‌ها برای تک‌تک استان‌ها محاسبه شده و سپس به بررسی عوامل اقتصادی و اجتماعی تأثیرگذار بر انتشار آلاینده دی‌اکسید‌کربن در 28 استان کشور پرداخته شده است.[1]

در این مقاله پس از بیان مبانی نظری عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر آلودگی، پیشینه مطالعات صورت گرفته در این خصوص بیان گردیده است. در ادامه پس از ذکر روش‌شناسی تحقیق و معرفی مدل، یافته‌های تجربی در دو سناریوی تولید ناخالص داخلی با نفت و بدون نفت استان‌ها ارائه شده و در انتها نیز جمع‌بندی و نتیجه‌گیری به عمل آمده است.

 

2. مبانی نظری

براساس مبانی تئوریک، عوامل تأثیرگذار بر انتشار آلودگی بسیار گسترده است. در این مقاله به بررسی مبانی نظری مهمترین عوامل تأثیرگذار شامل مصرف انرژی (یا شدت انرژی)، درآمد سرانه، میزان جمعیت و شهرنشینی بر انتشار سرانه گاز دی‌اکسیدکربن به عنوان معیار کیفیت محیط زیست می‌پردازیم.

سرمایه و نیروی کار اعم از متخصص و غیرمتخصص از مهمترین عوامل مؤثر بر رشد اقتصادی هستند. در نظریه‌های جدید رشد، عامل انرژی نیز وارد شده است ولی اهمیت آن در مدل‌های مختلف یکسان نیست. استرن[2] (1993) به نقل از آیرس و نایر (1984) بیان می‌کند که در مدل بیوفیزیکی رشد، انرژی تنها عامل رشد است. نیروی کار و سرمایه، عوامل واسطه‌ای هستند که برای بکارگیری به انرژی نیاز دارند. این در حالی است که اقتصاددانان نئوکلاسیک مانند برنت[3] (1978) و دنیسون[4] (1979، 1985) بیان می­کنند که انرژی از طریق تأثیری که بر نیروی کار و سرمایه می‌گذارد، بطور غیرمستقیم بر رشد اقتصادی مؤثر است و مستقیماً اثری بر رشد ندارد. ولی امروز بطور کلی تولید تابعی از نهاده‌های کار، سرمایه و انرژی در نظر گرفته می‌شود.[5]

مطالعات متعددی، رابطه مستقیم مصرف انرژی و رشد اقتصادی را نشان می­دهند. ولی علیرغم این رابطه مستقیم، مصرف سوخت‌های فسیلی و استفاده بی‌رویه از انرژی باعث افزایش آلاینده‌ها خصوصاً گاز دی‌اکسیدکربن می‌شود که سهم عمده‌ای از گازهای گلخانه‌ای جهان را دارا می‌باشد. بنابراین به نظر می‌رسد که دو هدف اثر اقتصادی و حفظ محیط زیست در تعارض با یکدیگر قرار دارند. برای حل این تعارض، فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس (EKC)  در سال 1991 مطرح گردید.

منحنی زیست‌محیطی کوزنتس (EKC) فرضیه‌ای است که رابطه بین شاخص‌های محیط زیست و درآمد سرانه را بیان می‌نماید. مفهوم EKC در اوایل دهه 1990 توسط گروسمن و کروگر[6] (1991) مطرح گردید و توسط گزارش توسعه جهانی بانک جهانی سال 1992 معروف گردید. این فرضیه بیان می‌کند که شکل این منحنی به شکل U معکوس می‌باشد و در ابتدا بر اثر افزایش درآمد سرانه، میزان آلودگی افزایش می‌یابد ولی پس از رسیدن به سطح خاصی از درآمد سرانه، آلودگی کاهش می‌یابد.

درخصوص علل کاهش آلودگی پس از رسیدن به سطح درآمد سرانه خاص، علل مختلفی را می­توان بیان نمود. اگر هیچ تغییری در ساختار یا تکنولوژی موجود در اقتصاد ایجاد نشود گسترش تولید و رشد اقتصادی موجب رشد آلودگی و تأثیرات مخرب زیست‌محیطی می‌شود که به این نظریه اثر مقیاس گفته می‌شود. دیدگاه سنتی تعارض اهداف توسعه اقتصادی و کیفیت محیط زیست براساس اثر مقیاس شکل گرفته است (استرن[7]، 2004).

طرفداران منحنی زیست‌محیطی کوزنتس استدلال می‌کنند که در سطوح بالاتر توسعه، تغییرات ساختاری به سمت صنایع و خدمات اطلاعات‌بر[8] متمایل می‌گردد. همچنین با افزایش توسعه‌یافتگی، آگاهی درخصوص مسائل محیط زیست بالا رفته و موجب وضع قوانین بهبود محیط زیست می‌شود که آن هم باعث استفاده از تکنولوژی‌های بهتر و روزآمد و صرف مخارج بیشتر برای حفظ محیط زیست شده و کیفیت محیط زیست را بالا می‌برد (پانایوتو[9]، 1993). همچنین پیشرفت تکنولوژی و تغییر در ترکیب کالاهای تولیدی و ترکیب نهاده‌ها، شامل جانشینی نهاده­های کمتر آلوده‌کننده بجای نهاده­های مخرب محیط زیست، باعث کاهش آلودگی می‌شود. از طرف دیگر با افزایش درآمد سرانه، تقاضا برای کیفیت و بهبود محیط زیست افزایش می‌یابد زیرا که محیط زیست یک کالای لوکس به شمار می­رود.

نظریه پورتر استدلال دیگری است که به توجیه کاهش آلودگی در ازای درآمد سرانه می‌پردازد. براین اساس، بنگاهها در جدال برای موفقیت و افزایش کارایی در مقابل همدیگر قرار گرفته و مجبور می‌شوند تا از تجهیزات و تکنولوژی‌های بالاتر استفاده نمایند. این رقابت خلاق، منجر به نوآوری به عنوان عامل برتری در بین سایر بنگاهها شده و موجب پیشگامی یک صنعت از نظر سود و بازدهی می‌شود. بدین ترتیب با افزایش کارایی از طریق رقابت قوی، مسائل و مشکلاتی نظیر آلودگی می‌تواند حذف شده یا کاهش یابد.

در زمینه نحوه تأثیر جمعیت بر کیفیت محیط زیست دو دیدگاه مالتوسی[10] (1798) و بوسراپی[11] (1981 و 1965) وجود دارد. از نظر مالتوس رشد جمعیت، ظرفیت‌های منابع زمین را کاهش داده و موجب کاهش بهره­وری نیروی کار و به تبع آن کاهش عرضه مواد غذایی گردیده و عرضه متناسب با افزایش جمعیت افزایش نمی­یابد.

در مقابل بوسرآپ اعتقاد دارد که تراکم بالای جمعیت پیش‌شرط نوآوری‌های تکنولوژیکی در کشاورزی است که این نوآوری­ها موجب افزایش کارایی تولید و توزیع محصولات کشاورزی شده و طبیعت را قادر می‌سازد که نسبت بیشتری از جمعیت را تحت پوشش قرار دهد.

اگرچه مالتوس و بوسرآپ درخصوص مسائل محیط زیست بر روی تولیدات کشاورزی متمرکز شده­اند ولی در مباحث اخیر زیست‌محیطی دو دیدگاه شکل گرفته است. در دیدگاه مالتوسین‌ها[12] نسبت افزایش انتشار گازهای گلخانه­ای بیشتر از نسبت افزایش جمعیت خواهد بود در حالی که در دیدگاه بوسرآپین‌ها[13] ارتباطی بین تغییرات جمعیت و انتشار گازهای گلخانه ای وجود ندارد یا حتی ممکن است جهت این ارتباط منفی باشد. نتیجه بررسی‌ها نشان می‌دهد که هر دو دیدگاه توسط مطالعات تجربی تأیید شده­اند (شی[14]، 2003).

بیردسال[15] (1992) دو مکانیزم را برای تأثیرگذاری جمعیت بر انتشار گازهای گلخانه‌ای درنظر گرفته است. نخست افزایش جمعیت، تقاضای انرژی بخش برق و صنعت حمل و نقل را افزایش داده و موجب افزایش انتشار گازهای مخرب می‌شوند. دوم آنکه رشد تراکم جمعیت می‌تواند منجر به تخریب جنگل، تغییر کاربری‌ها و استفاده از چوب به عنوان سوخت شود. مورتی و همکاران[16] (1997) اعتقاد دارند که رشد جمعیت بر انتشار 2CO سرانه تأثیرگذار می­باشد زیرا با افزایش تراکم جمعیت، تقاضای انرژی به علت تغییر روش زندگی از روش سنتی به مدرن و استفاده از زیرساخت‌ها، سیستم حمل و نقل و مواد گرمازا افزایش می‌یابد.

درخصوص اثر رشد شهرنشینی[17] بر آلودگی نیز دو دیدگاه وجود دارد. دیدگاه اول بر این باور است که با افزایش شهرنشینی ساختار اقتصاد از کشاورزی به صنعت تغییر کرده و آلودگی افزایش می‌یابد. دیدگاه دوم بر این باور است که شهرنشینی موجب استفاده کاراتر از زیرساخت‌ها، سیستم حمل و نقل و انرژی شده و مصرف انرژی در شهرها نسبت به روستاها بهینه‌تر شده و آلودگی کاهش می‌یابد. پس در مجموع رابطه بین شهرنشینی و آلودگی محیط زیست می­تواند مثبت یا منفی باشد (عالم و همکاران[18]، 2007).

 
   

 

 

3. پیشینه مطالعات

در این بخش مطالعات خارجی و داخلی صورت گرفته در حوزه رابطه بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی کشورها و همچنین عوامل مؤثر بر انتشار گازهای گلخانه­ای مرور می­شود.

شی (2003) در مطالعه 93 کشور توسعه‌یافته و درحال توسعه بین سال‌های 1996-1975 رابطه بین تغییرات جمعیت و انتشار دی‌اکسیدکربن را بررسی نموده است. این مطالعه نشان داده است که علیرغم مطالعات قبلی که کشش واحد را برای انتشار دی‌اکسیدکربن به ازای تغییر جمعیت درنظر می‌گرفتند، در این مطالعه این کشش برای اطلاعات دو دهه بزرگتر از یک بدست آمده است. همچنین اثر جمعیت بر انتشار دی‌اکسیدکربن در کشورهای درحال توسعه در مقایسه با کشورهای توسعه‌یافته بیشتر می‌باشد.

مارتینز و همکاران[19] (2006) در مطالعه‌ای به بررسی اثر رشد جمعیت بر انتشار 2CO در کشورهای عضو اتحادیه اروپا بین سال‌های 1999-1975 پرداخته‌اند. نتایج نشان می­دهد کشش انتشار 2CO نسبت به نرخ رشد جمعیت بزرگتر از یک بوده است که برای کشورهای قدیمی این اتحادیه، اندازه این کشش کمتر از یک می‌باشد.

فن و همکاران[20] (2006) با استفاده از مدل STIRPAT[21] الگویی را تخمین زدند که در آن اثرات متغیرهای اندازه جمعیت (P)، وفور[22] (A) و تکنولوژی (T) بر روی انتشار 2CO کشورهای با سطوح درآمد متفاوت طی سالهای 2000-1975 اندازه‌گیری شده است. نتایج نشان می­دهد رشد اقتصادی بیشترین تأثیر را بر انتشار 2CO دارا می­باشد و سهم جمعیت بین 15 تا 64 سال کمترین تأثیر را بر انتشار این گاز دارا است. تأثیرگذاری جمعیت بر انتشار 2CO در کشورهای با درآمد بالا منفی و در کشورهای با سطح درآمد پائین مثبت بوده است. در نهایت این مطالعه نشان می­دهد که تأثیر جمعیت، وفور و تکنولوژی بر انتشار  2CO در سطوح مختلف درآمد متفاوت می­باشد.

عالم و همکاران[23] (2007) با استفاده از اطلاعات سال‌های 2005-1971 کشور پاکستان به بررسی رابطه رشد اقتصادی با شدت انرژی، انتشار 2CO، رشد جمعیت و شهرنشینی پرداخته‌اند. نتایج نشان می‌دهد که یک درصد افزایش در GDP منجر به 84/0 درصد افزایش در انتشار دی‌اکسیدکربن و یک درصد افزایش در نرخ رشد شدت انرژی موجب افزایش 24/0 درصدی نرخ انتشار 2CO می‌شود. علاوه بر این، افزایش شهرنشینی و رشد جمعیت به طور معنی­داری باعث افزایش انتشار آلودگی می‌شود این در حالی است که این دو عامل در بلندمدت رشد اقتصادی را کاهش می‌دهد.

لین و همکاران[24] (2009) براساس مدل  STIRPATبه تحلیل اثر جمعیت، سطح شهرنشینی، GDP سرانه، سطح صنعتی شدن (سهم ارزش افزوده بخش صنعت از GDP) و شدت انرژی بر اثرات زیست‌محیطی کشور چین بین سال‌های 2006-1978 پرداختند. تحلیل‌ها نشان می­دهد درآمد سرانه و جمعیت بالاترین تأثیر را بر محیط زیست دارد و اثرات سطح شهرنشینی، سطح صنعتی شدن و شهرنشینی بر محیط زیست معنی­دار می­باشد. در این مقاله نتیجه­گیری شده است که محدودسازی رشد جمعیت مؤثرترین روش برای کاهش اثرات تخریب محیط زیست در چین می‌باشد.     

برقی اسکویی (1387)، در مطالعه­ای به بررسی آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه‌ای دی‌اکسیدکربن در منحنی زیست‌محیطی کوزنتس طی سال‌های 2002-1992 برای کشورهای با درآمد سرانه بالا، متوسط بالا، متوسط پایین و پایین پرداخته است. نتایج مطالعه نشان می­دهد افزایش آزادسازی تجاری و درآمد سرانه در کشورهایی با درآمد سرانه بالا و متوسط بالا، به کاهش انتشار گاز دی‌اکسیدکربن و در کشورهای با درآمد سرانه متوسط پایین به افزایش انتشار گاز دی‌اکسیدکربن منجر می­شود.

صالح و همکاران (1387) در مطالعه خود به بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه‌ ای ایران طی سال‌های 1378-1339 پرداخته­اند. جهت بررسی رابطه علیت در این پژوهش از آزمون استاندارد علیت گرنجر و آزمون علیت هیسائو استفاده شده است. نتایج بدست آمده وجود یک رابطه یکطرفه از حجم گاز دی‌اکسیدکربن بر تولید ناخالص داخلی را نشان می­دهد. همچنین نتایج حاکی از آن است که نرخ رشد حجم گاز دی‌اکسیدکربن بیشتر از نرخ رشد تولید ناخالص داخلی بوده و منحنی زیست‌محیطی کوزنتس در ایران رد می­شود. 

پورکاظمی و ابراهیمی  (1387)، در مطالعه­ای با استفاده از داده‌های سری زمانی، به بررسی منحنی کوزنتس زیست‌محیطی در طی سال‌های 2003-1980  کشورهای خاورمیانه پرداخته‌اند. در این پژوهش از دو مدل لگاریتمی و ساده برای بررسی منحنی کوزنتس زیست‌محیطی استفاده شده و انتشار گاز دی‌اکسیدکربن به عنوان متغیر جانشین آلودگی محیط زیست به کار رفته است. نتایج بدست آمده حاکی از آن است که مدل ساده، تأیید فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس برای نمونه تحت بررسی را در پی دارد و ضرایب متغیرها معنی‌دار هستند.

شرزه‌ای و حقانی (1388) رابطه علیت گرنجر بین مصرف انرژی، درآمد ملی و انتشار کربن به همراه عوامل تولید دیگر مثل نیروی کار و سرمایه را در دوره 1350 تا 1384 مورد بررسی قرار داده‌اند. نتایج نشان می‌دهد که یک رابطه علیت یک‌طرفه از درآمد ملی به مصرف انرژی وجود دارد اما رابطه علیت میان درآمد و انتشار کربن مورد تأیید قرار نگرفته است.

بهبودی و همکاران (1389) با استفاده از داده‌های سری زمانی 1383-1346 به بررسی رابطه مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به عنوان معیاری برای آلودگی محیط زیست پرداخته‌اند. در این مطالعه از روش هم‌انباشتگی جوهانسون- جوسیلیوس و مدل تصحیح خطای برداری (VECM) استفاده شده است. نتایج حاصل از مطالعه نشان‌دهنده وجود رابطه مثبت بین مصرف انرژی، رشد اقتصادی، آزادسازی تجاری و جمعیت شهرنشین با متغیر انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن می‌باشد.

 

4. داده‌ها و روش تحقیق

در این مطالعه از داده‌های تابلویی[25] استان‌های کشور طی سالهای 86-1382 استفاده شده است. با توجه به عدم انتشار رسمی آمار شدت انرژی و میزان نشر دی‌اکسیدکربن در سطح استان‌ها، این مقاله براساس اطلاعات ترازنامه انرژی و ترازنامه هیدروکربوری کشور و همچنین آمار تولید استان‌های کشور که توسط مرکز آمار ایران منتشر می­شود، نسبت به استخراج مصارف نهایی انرژی و سرانه انتشار 2CO در استانها اقدام نموده است. در این مطالعه جهت استخراج میزان انتشار دی‌اکسیدکربن ناشی از مصارف مختلف انرژی از ضرایب تبدیل بکار رفته در ترازنامه انرژی کشور استفاده شده است. نمودار 1، میزان سرانه انتشار گاز 2CO را در استانهای کشور در سال 1386 نشان می­دهد. استانهای بوشهر، قزوین، مرکزی و اصفهان بیشترین میزان این شاخص و استان کهگیلویه و بویراحمد کمترین مقدار این شاخص را دارا می­باشد. لازم به توضیح است مقادیر این شاخص به صورت سرانه بوده و میزان  گاز 2CO منتشر شده را به ازای هر نفر در هر استان نشان می­دهد.

 

نمودار 1. سرانه انتشار گاز 2CO در استان‌های کشور در سال 1386

 

 

نمودار 2. شدت استفاده از انرژی در استان‌های کشور در سال 1386

 

بررسی آمار مطلق انتشار این گاز نشان می­دهد که استان‌های تهران و اصفهان به ترتیب با 5/15 و 1/11 درصد کل گاز 2CO منتشر شده کشور، رده‌های اول و دوم و استان کهگیلویه و بویراحمد با 3/0 درصد،  رده آخر بیشترین میزان انتشار  گاز 2CO کشور را به خود اختصاص داده­اند.

شدت انرژی میزان انرژی مصرف شده برای ایجاد یک واحد تولید ناخالص داخلی در استانها را نشان می­دهد که میزان آن برای استانهای کشور در سال 1386 در نمودار 2 نشان داده شده است. استان‌های سیستان بلوچستان، بوشهر و قزوین بیشترین و استان کهگیلویه و بویراحمد کمترین مقدار این شاخص را دارا می­باشد. اطلاعات شدت انرژی و انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به تفکیک استان‌ها طی سالهای 86-1382 در جداول پیوست ذکر گردیده است.

مدل اقتصادسنجی این پژوهش برگرفته از مطالعه عالم و همکاران (2007) و لین و همکاران (2009) می­باشد که به صورت زیر تصریح گردیده است.

(1)                            

که در این مدل‌ها شرح متغیرها به صورت زیر است:

POL: انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن (تن به ازای هر نفر)

NI: درآمد سرانه حقیقی

NIS: مجذور درآمد سرانه حقیقی

EI: شدت انرژی

POP: جمعیت استان

URB: نرخ شهرنشینی

IND: سطح صنعتی شدن (سهم ارزش افزوده بخش صنعت از تولید ناخالص داخلی)

شکل لگاریتمی رابطه یک به صورت زیر می­باشد:

(2)         

لازم به ذکر است قبل از هر گونه تخمین و تجزیه و تحلیل نتایج و قضاوت در مورد مدل مورد بررسی باید ابتدا مشخص شود که آیا استانهای مورد بررسی همگن هستند یا خیر؟ در صورتی که استانها همگن باشند به سادگی می­توان از روش حداقل مربعات تجمیع شده[26] استفاده کرده و در غیر این صورت، استفاده از روش اثرات ثابت یا تصادفی ضروری است.[27] برای آزمون وجود همگنی در مقابل وجود اثرات ثابت از آزمون F لیمر استفاده می­شود که فرضیه صفر آن همگن بودن استانهای مورد بررسی است.[28] برای تعیین روش تخمین (اثرات ثابت و یا اثرات تصادفی) در داده­های تابلویی از آماره آزمون هاسمن[29] استفاده می­شود که رد فرضیه صفر، بیانگر استفاده از روش اثرات ثابت می­باشد.

 

5. یافته‌های تجربی

براساس مدل اقتصادسنجی ارائه شده، تأثیر متغیرهای درآمد سرانه حقیقی، مجذور درآمد سرانه حقیقی، شدت انرژی، میزان جمعیت، نرخ شهرنشینی و سطح صنعتی بودن بر میزان انتشار سرانه آلودگی در استان‌های کشور مورد بررسی قرار گرفته است. لازم به توضیح است در محاسبه GDP استانها بخش نفت و گاز نیز جزئی از تولید ناخالص داخلی استانها در نظر گرفته شده است ولی این بخش کمترین تأثیر­گذاری اقتصادی را در استانهای نفت‌خیز دارا می­باشد چرا که درآمدهای نفتی در بودجه عمومی کشور وارد شده و مستقیماً در استانهای مزبور هزینه نمی­گردد. به همین دلیل و همچنین به علت پایین بودن ارتباطات پسین و پیشین بخش نفت با سایر بخش‌ها، در این مطالعه شاخص‌های درآمد سرانه حقیقی و شدت انرژی در دو سناریوی GDP با نفت و GDP بدون نفت برای استانها محاسبه گردیده­اند.

نمودار 3 نحوه پراکندگی متوسط انتشار سرانه آلودگی به ازای درآمد سرانه واقعی استانها را در سناریوی GDP با نفت نشان می­دهد. در نمودار 3، دو استان خوزستان (KHZ) و کهگیلویه و بویراحمد (KOH) در قسمت نزولی U معکوس قرار دارند.[30] این دو استان به علت وجود ارزش افزوده بالای بخش نفت و گاز،  درآمد سرانه بالایی دارند ولی در عین حال میزان انتشار 2CO سرانه در استان کهگیلویه و بویراحمد بسیار پایین می­باشد که باعث گردیده­ است رابطه بین درآمد سرانه واقعی استانها و انتشار آلودگی به شکل U معکوس به نظر برسد. در نمودار 4 با حذف ارزش افزوده نفت از ارزش افزوده استان‌ها، درآمد سرانه  این دو استان کاهش یافته و تمامی استانها در بخش صعودی منحنی قرار گرفته­اند. با توجه به نمودارهای 3 و 4، فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس نمی­تواند از نظر نموداری در استانهای کشور مورد تأیید قرار گیرد.

 

 

 

نمودار 3. نمودار پراکنش متوسط انتشار سرانه آلودگی (pol) و متوسط درآمد سرانه حقیقی استانها (NI) در سناریوی تولید با نفت

 

 

نمودار 4. نمودار پراکنش متوسط انتشار سرانه آلودگی (pol) و متوسط درآمد سرانه حقیقی استانها (NI) در سناریوی تولید بدون نفت

 

     

جدول 1. نتایج برآورد اثرات متغیرهای توضیحی بر انتشار سرانه گاز دی‌اکسیدکربن- سناریوی GDP با نفت

الگوی سوم

الگوی دوم

الگوی اول

شرح

*43/16-

(000/0)

*95/15-

(002/0)

*26/15-

(002/0)

مقدار ثابت (C )

*8068/0

(0000/0)

*8092/0

(0000/0)

3879/0

(3414/0)

درآمد سرانه حقیقی (NI)

-

-

0628/0

(1547/0)

مجذور درآمد سرانه حقیقی (NIS)

*9321/0

(000/0)

*9407/0

(000/0)

*9644/0

(000/0)

شدت انرژی (EI)

*1569/1

(001/0)

*1183/1

(005/0)

*1126/1

(007/0)

جمعیت (POP)

4695/1

(1446/0)

1904/1

(2345/0)

4400/1

(1997/0)

نرخ شهرنشینی (URB)

-

0157/0

(7017/0)

0757/0

(3233/0)

سهم ارزش افزوده صنعت (IND)

01/26

(000/0)

1/25

(000/0)

99/24

(000/0)

مقدار آماره Fleamer

19/63

(000/0)

45/46

(000/0)

53/18

(000/0)

مقدار آماره هاسمن

140

140

140

تعداد مشاهدات

9914/0

9915/0

9917/0

2R

* معنی‌دار در سطح  کمتر از پنج درصد

** معنی‌دار در سطح  کمتر از ده درصد

 

نتایج برآورد رابطه (2) در سه سناریو ارائه شده است. جدول 1 نتایج برآورد این رابطه را در قالب «سناریوی GDP با نفت» نشان می­دهد. در جدول 2 با توجه به شکل نمودار 3، استانهای بوشهر (BOO)، کهگیلویه و بویراحمد (KOH) و خوزستان (KHZ) به عنوان داده­های پرت[31] از مشاهدات حذف شده­اند و در قالب «سناریوی GDP با نفت با حذف مشاهدات پرت» ارائه شده است. جدول سه نیز ارائه‌کننده نتایج برآورد رابطه (2) در قالب «سناریوی GDP بدون نفت» است. در تمامی این سناریوها، با استفاده از آماره F لیمر برآورد شده استفاده از عرض از مبدأ مشترک رد شده و با توجه به آزمون هاسمن مدل اثرات ثابت کاراتر از روش اثرات تصادفی تشخیص داده شده است.

نتایج برآورد رابطه (2) در الگوی اول (هر سه سناریو) حاکی از  عدم تأیید فرضیه EKC  است، زیرا  برای تأیید این فرضیه لازم است که ضریب  مقداری مثبت و ضریب  مقداری منفی باشد. این در حالی است که در هیچ کدام از این سناریوها این شرط برآورده نشده است. لذا در مرحله بعدی لازم است مدل مورد بررسی بدون متغیر مجذور درآمد سرانه حقیقی تخمین زده شود که نتایج آن در قالب الگوی دوم جداول 1 تا 3 قابل مشاهده است.

ضرایب برآورد شده الگوی دوم نشان می­دهد در سناریوی با نفت، ضرایب متغیرهای نرخ شهرنشینی و سطح صنعتی شدن و در دو سناریوی دیگر  متغیر سطح صنعتی شدن در سطح 10 درصد معنی‌دار نیست. لذا در ادامه آزمون متغیرهای اضافی با استفاده از آماره F برای متغیرهای نرخ شهرنشینی و سطح صنعتی شدن انجام پذیرفت که نتایج نشان داد نمی­توان این دو متغیر را به صورت همزمان از مدل حذف نمود. در ادامه، حذف هر کدام از این متغیرها به صورت مجزا مورد آزمون قرار گرفت که نتایج آن نشان داد متغیر سطح صنعتی شدن می­تواند از الگوی دوم سناریوها حذف شود (جدول 4).

نتایج برآورد این مدل  برای 28 استان کشور در سال‌های 1386-1382 پس از حذف متغیر سطح صنعتی شدن در سه سناریو در الگوی سوم جداول 1 تا 3 منعکس گردیده است. در مدل‌های برآورد شده استفاده از عرض از مبدأ مشترک با استفاده از آماره F لیمر رد شده و  با استفاده از نتایج آزمون هاسمن، اثرات ثابت کاراتر از روش اثرات تصادفی تشخیص داده شده است.

نتایج آزمون الگوی سوم در هر سه سناریو نشان می­دهد قدرت توضیح‌دهندگی مدل در حد بالای 99 درصد است. همچنین کلیه متغیرهای توضیحی (به غیر از متغیر نرخ شهرنشینی در سناریوی تولید با نفت) در سطح 10 درصد معنی­دار می­باشند. نتایج حاکی از آن است که کلیه متغیرهای توضیحی این الگو در هر سه سناریو رابطه مستقیمی بر انتشار آلودگی دارند و با افزایش درآمد سرانه حقیقی، شدت انرژی، تعداد جمعیت و نرخ شهرنشینی بر میزان سرانه انتشار آلودگی اضافه شده است. نتایج این الگو در سناریوی تولید با نفت نشان می­دهد کشش انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن نسبت به درآمد سرانه واقعی و شدت انرژی به ترتیب معادل 81/0 و 93/0 می­­باشد. همچنین یافته­ها حاکی از آن است که با افزایش یک درصدی جمعیت استانها، میزان انتشار آلودگی سرانه به طور متوسط معادل 16/1 درصد افزایش یافته است. نرخ شهرنشینی نیز در این سناریو تأثیر مثبتی بر افزایش انتشار آلودگی داشته و به ازای یک درصد افزایش نرخ شهرنشینی، به طور متوسط 47/1 درصد بر انتشار آلودگی سرانه استانها افزوده شده است .

 

جدول 2. نتایج برآورد اثرات متغیرهای توضیحی بر انتشار سرانه گاز دی اکسید کربن- سناریوی GDP با نفت با حذف مشاهدات پرت

الگوی سوم

الگوی دوم

الگوی اول

شرح

*96/16-

(000/0)

*43/16-

(000/0)

*92/14-

(000/0)

مقدار ثابت (C )

*6402/0

(000/0)

*6301/0

(0008/0)

5114/0-

(3089/0)

درآمد سرانه حقیقی (NI)

-

-

*1809/0

(0123/0)

مجذور درآمد سرانه حقیقی (NIS)

*6623/0

(000/0)

*6687/0

(000/0)

*7271/0

(000/0)

شدت انرژی (EI)

*234/1

(000/0)

*1916/1

(000/0)

*2000/1

(000/0)

جمعیت (POP)

*7815/1

(0252/0)

**7574/1

(0586/0)

**2885/2

(0641/0)

نرخ شهرنشینی (URB)

-

0308/0

(4145/0)

*1528/0

(0231/0)

سهم ارزش افزوده صنعت (IND)

13/30

(000/0)

94/28

(000/0)

71/30

(000/0)

مقدار آماره Fleamer

25/1253

(000/0)

56/1993

(000/0)

86/1104

(000/0)

مقدار آماره هاسمن

125

125

125

تعداد مشاهدات

9920/0

9920/0

9927/0

2R

* معنی‌دار در سطح  کمتر از پنج درصد، ** معنی‌دار در سطح  کمتر از ده درصد

مأخذ: یافته­های تحقیق

جدول 3. نتایج برآورد اثرات متغیرهای توضیحی بر انتشار سرانه گاز دی‌اکسیدکربن- سناریوی GDP بدون نفت

الگوی سوم

(الگوی منتخب)

الگوی دوم

الگوی اول

شرح

*65/18-

(000/0)

*53/18-

(000/0)

*52/17-

(000/0)

مقدار ثابت (C )

*7109/0

(0000/0)

*7112/0

(0000/0)

3111/0

(5208/0)

درآمد سرانه حقیقی (NI)

-

-

0653/0

(1547/0)

مجذور درآمد سرانه حقیقی (NIS)

*9507/0

(000/0)

*9525/0

(000/0)

*9569/0

(000/0)

شدت انرژی (EI)

*3429/1

(001/0)

*3335/1

(001/0)

*3014/1

(000/0)

جمعیت (POP)

**6768/1

(0539/0)

**6696/1

(0591/0)

**8327/1

(0641/0)

نرخ شهرنشینی (URB)

-

0046/0

(8171/0)

0410/0

(4514/0)

سهم ارزش افزوده صنعت (IND)

31/27

(000/0)

88/26

(000/0)

89/24

(000/0)

مقدار آماره Fleamer

49/294

(000/0)

38/125

(000/0)

94/551

(000/0)

مقدار آماره هاسمن

140

140

140

تعداد مشاهدات

9914/0

9915/0

9917/0

2R

* معنی‌دار در سطح  کمتر از پنج درصد

** معنی‌دار در سطح  کمتر از ده درصد

 مأخذ: یافته­های تحقیق

 

 

 

 

جدول 4. نتایج آزمون متغیرهای اضافی[32] در الگوی دوم مدل

سناریوی GDP بدون نفت

سناریوی GDP با نفت

با حذف مشاهدات پرت

سناریوی GDP با  نفت

شرح

prob

F

prob

F

prob

F

0063/0

32/5

0095/0

89/4

0505/0

07/3

حذف همزمان متغیرهای نرخ شهرنشینی (URB) و سهم ارزش افزوده صنعت (IND)

0016/0

49/10

0024/0

76/9

0158/0

01/6

حذف متغیر نرخ شهرنشینی (URB)

9344/0

0067/0

6443/0

21/0

8152/0

05/0

حذف متغیر سهم ارزش افزوده صنعت (IND)

مأخذ: یافته­های تحقیق

 

مقایسه نتایج الگوی سوم «سناریوی GDP بدون نفت» با «سناریوی GDP با نفت با حذف مشاهدات پرت» نشان می­دهد این دو الگو تا حد زیادی مشابه هم بوده و در هر دو، تمام ضرایب معنی‌دار و ارقام مشابه و نزدیک به هم می­باشند ولی با توجه به وجود اطلاعات تمام استان‌های کشور در سناریوی تولید بدون نفت، الگوی سوم سناریوی تولید بدون نفت به عنوان الگوی منتخب این مطالعه در نظر گرفته شده است. در الگوی سوم مدل، کشش انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن نسبت به درآمد سرانه واقعی  «سناریوی GDP بدون نفت» و «سناریوی GDP با نفت با حذف مشاهدات پرت» به ترتیب معادل 71/0 و 64/0 بدست آمده است. همچنین شدت انرژی در این دو سناریو  به ترتیب معادل  95/0 و 66/0 برآورد گردیده است. کشش انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن نسبت به درآمد سرانه واقعی و شدت انرژی بدست آمده علاوه بر همسویی با مبانی تئوریک، با مطالعاتی نظیر عالم و همکاران (2007) و بهبودی و همکاران (1389) سازگار است. همچنین نتایج حاصله درخصوص مقادیر کشش انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن نسبت به میزان جمعیت (به ترتیب با مقادیر 34/1 و 23/1) و نرخ شهرنشینی (به ترتیب با مقادیر 68/1 و 78/1)  با مطالعه عالم و همکاران (2007) همخوانی دارد. کشش بالاتر از واحد انتشار سرانه آلودگی نسبت به جمعیت این مطالعه، با مطالعات شی (2003) و زارزوسو و همکاران (2006) سازگار است. بنابراین براساس الگوی سوم دو سناریوی مذکور، درآمد سرانه واقعی، شدت انرژی، جمعیت و نرخ شهرنشینی از مهم‌ترین عوامل تأثیرگذار بر انتشار گاز دی‌اکسیدکربن در سطح استان‌های کشور هستند.

 

6. نتیجه‌گیری

رشد اقتصادی فرآیندی است که مستلزم استفاده از منابع انسانی، فیزیکی و منابع طبیعی می‌باشد. با افزایش نرخ رشد اقتصادی فشار فزاینده‌ای بر منابع وارد می‌شود و تقاضا برای نیروی انسانی متخصص، سرمایه و مصرف انرژی افزایش می­یابد. چنانچه امکان بهره­برداری بیشتر از هر یک از منابع یادشده به موازات رشد تولید مهیا نباشد، تولید با تنگنا روبرو شده و موجبات تخریب محیط زیست فراهم می­آید. به عبارت دیگر چنانچه تکنولوژی، سلایق و سرمایه‌گذاری در بهره‌برداری از منابع طبیعی و محیط زیست ثابت درنظر گرفته شود، افزایش فعالیت‌های اقتصادی منجر به تخریب محیط زیست خواهد گردید.

در کشور ایران به دلیل برخورداری از حدود 10 درصد ذخایر قابل استحصال انرژی و حداقل 15 درصد ذخایر گاز جهان، عدم استفاده از تکنولوژی‌های نوین و ارزان بودن انرژی، همواره شاهد افزایش انتشار آلاینده‌ها در سطح استانهای کشور هستیم. بطوری که براساس محاسبات تحقیق، انتشار سرانه گاز 2CO طی سالهای مورد بررسی با روندی افزایشی از 84/4 تن برای هر نفر در سال 1382 به 71/6 تن برای هر نفر در سال 1386 افزایش یافته است. برای برنامه­ریزی بهتر در جهت کاهش انتشار گازهای گلخانه­ای لازم است عوامل تعیین‌کننده آنها تعیین گردد تا با شناختی بهتر از میزان تأثیرگذاری هر یک از عوامل بتوان در راستای کنترل و کاهش انتشار آلاینده­های زیست‌محیطی اقدام نمود. در این راستا، در این مقاله با توجه به نبود داده­ها و مطالعات استانی در این زمینه، ابتدا شاخص انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن به عنوان معیار آلودگی محیط زیست و شاخص شدت انرژی  برای تک‌تک استان‌های کشور محاسبه شده است.

در ادامه پژوهش با استفاده از داده­های تابلویی سالهای 1386-1382 تأثیر عوامل درآمد سرانه، شدت انرژی، میزان جمعیت و نرخ رشد شهرنشینی استانهای کشور بر انتشار سرانه گاز دی‌اکسیدکربن بررسی و مورد تأیید قرار گرفته است. در این خصوص ضروری است در جهت کاهش انتشار سرانه گاز دی‌اکسیدکربن، سیاست‌های افزایش کارایی تولید و مصرف انرژی که متأثر از 4 عامل مذکور است، مد نظر قرار گیرد. با توجه به اینکه با افزایش درآمد سرانه حقیقی و شدت انرژی میزان انتشار آلاینده دی‌اکسیدکربن افزایش می­یابد، در این خصوص لازم است با ارتقای تکنولوژی‌های تولید و توزیع انرژی در کشور، واقعی‌سازی قیمت‌های انرژی، ارتقای استانداردهای فنی و زیست‌محیطی تولیدات صنایع، استفاده از انرژی‌های پاک، و بهره­گیری از فناوری‌های نوین با آلایندگی کمتر به همراه درونی‌سازی هزینه‌های اجتماعی آلاینده‌های محیط زیست شرایطی فراهم شود تا افزایش رفاه ناشی از رشد درآمد ملی با کمترین هزینه زیست‌محیطی همراه باشد. از طرف دیگر با توجه به کشش بیشتر از یک انتشار گاز دی‌اکسیدکربن نسبت به جمعیت و نرخ شهرنشینی، لازم است با تدابیری همچون بهینه‌سازی مصرف سوخت، گسترش آموزش‌های فرهنگی حفظ محیط زیست و افزایش راندمان مصرف انرژی تخریب محیط زیست توسط مصرف­کنندگان به کمترین مقدار کاهش یابد.

 

منابع

الف- فارسی

آرمن، س. و ر. زارع (1384)، «بررسی رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران طی سال‌های 1381-1346»، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، سال هفتم، شماره 24.

برقی اسکویی، م. (1387)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسیدکربن) در منحنی زیست‌محیطی کوزنتس»، تحقیقات اقتصادی، شماره 82.

بهبودی، د.، فلاحی، ف. و ا. برقی گلعذانی (1389)، «عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن در ایران»، تحقیقات اقتصادی، شماره 90.

پورکاظمی، م. و ا. ابراهیمی (1387)، «بررسی منحنی کوزنتس زیست‌محیطی در خاورمیانه (2003-1980)»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، سال دهم، شماره 44.

شرزه‌ای، غ. و م. حقانی (1388)، «بررسی رابطه علی میان انتشار کربن و درآمد ملی با تأکید بر نقش مصرف انرژی»، تحقیقات اقتصادی، شماره 87.

صالح، ا.، شعبانی، ز.، سادات باریکانی، س. و س.  یزدانی (1388)، «بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه­ای در ایران (مطالعه موردی گاز دی‌اکسیدکربن)»، اقتصاد کشاورزی و توسعه، سال هفدهم، شماره 66 .

ب- انگلیسی

Alam, S., Fatima, A. and M. Butt (2007), “Sustainable Development Degradation”, Journal of Asian Economics, No. 18.

Egger, P. (2000), “A Note on the Proper Econometric Specification of the Gravity Equation”, Economic Letter, No. 66.

Greene, W. H. (2004), Econometric Analysis, Macmillan Publishing Company, New York University.

Lin, S., Zhao, D. and D. Marinova (2009), “Analysis of the Environmental Impact of China Based on STIRPAT Model”, Vol. 29, Issue 6.

Martinez, Z. I. and M. A. Bengochea (2004), “Testing for Environmental Kuznets Curves for CO2: Evidence from Pooled Mean Group Estimates”, Economic Letters, No. 82(1).

Shi, A. (2003), “The Impact of Population Pressure on Global Carbon Dioxide Emissions, 1975-1996: Evidence from Pooled Cross-country Data”, Ecological Economics, No. 44.

Stern, D. (2004), “The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve”, World Development, Vol. 32, No. 8.

.

 


پیوست 1. سرانه انتشار 2CO (تن



* استادیار اقتصاد دانشگاه تبریز                                                                                                                         ffallahi@Tabrizu.ac.ir

** استادیار اقتصاد دانشگاه ارومیه                                                                                                               hekmat188@yahoo.com

[1] . به علت نبود اطلاعات، داده‌های استانهای خراسان شمالی، جنوبی و رضوی، آمار این استانها در استان خراسان درنظر گرفته شده است.

[2]. Stern

[3]. Brendt

[4]. Denison

[5]. آرمن و زارع (1384)

[6]. Grossman and Krueger

[7]. Stern (2004)

[8]. Information- Intensive

[9]. Panayotou (1993)

[10]. Malthos (1798)

[11]. Boserup (1981,1965)

[12]. Malthusian

[13]. Boserupian

[14]. Shi (2003)

[15]. Birdsall (1992)

[16]. Maurthy, et al (1997)

[17]. Urbanization

[18]. Alam, et al (2007)

[19]. Martinez Zarzoso, et al (2006)

[20]. Fan, et al (2006)

[21]. Stochastic Impacts by Regression Population Affluence and Technology

[22]. affluence

[23]. Alam, et al (2007)

[24]. Lin.  et al (2009)

[25]. Panel Data

[26]. Pooled Least Square

[27]. برای مطالعه بیشتر مراجعه کنید به Greene (2004), p. 289

[28].  Egger (2000)

[29]. Hausman Test

[30]. علائم اختصاری استانها در جداول پیوست ذکر گردیده است.

[31]. Outliers

[32].  Redundant Variables

 

 

الف- فارسی

آرمن، س. و ر. زارع (1384)، «بررسی رابطه علیت گرنجری بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران طی سال‌های 1381-1346»، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، سال هفتم، شماره 24.

برقی اسکویی، م. (1387)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسیدکربن) در منحنی زیست‌محیطی کوزنتس»، تحقیقات اقتصادی، شماره 82.

بهبودی، د.، فلاحی، ف. و ا. برقی گلعذانی (1389)، «عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر انتشار سرانه دی‌اکسیدکربن در ایران»، تحقیقات اقتصادی، شماره 90.

پورکاظمی، م. و ا. ابراهیمی (1387)، «بررسی منحنی کوزنتس زیست‌محیطی در خاورمیانه (2003-1980)»، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، سال دهم، شماره 44.

شرزه‌ای، غ. و م. حقانی (1388)، «بررسی رابطه علی میان انتشار کربن و درآمد ملی با تأکید بر نقش مصرف انرژی»، تحقیقات اقتصادی، شماره 87.

صالح، ا.، شعبانی، ز.، سادات باریکانی، س. و س.  یزدانی (1388)، «بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه­ای در ایران (مطالعه موردی گاز دی‌اکسیدکربن)»، اقتصاد کشاورزی و توسعه، سال هفدهم، شماره 66 .

ب- انگلیسی

Alam, S., Fatima, A. and M. Butt (2007), “Sustainable Development Degradation”, Journal of Asian Economics, No. 18.

Egger, P. (2000), “A Note on the Proper Econometric Specification of the Gravity Equation”, Economic Letter, No. 66.

Greene, W. H. (2004), Econometric Analysis, Macmillan Publishing Company, New York University.

Lin, S., Zhao, D. and D. Marinova (2009), “Analysis of the Environmental Impact of China Based on STIRPAT Model”, Vol. 29, Issue 6.

Martinez, Z. I. and M. A. Bengochea (2004), “Testing for Environmental Kuznets Curves for CO2: Evidence from Pooled Mean Group Estimates”, Economic Letters, No. 82(1).

Shi, A. (2003), “The Impact of Population Pressure on Global Carbon Dioxide Emissions, 1975-1996: Evidence from Pooled Cross-country Data”, Ecological Economics, No. 44.

Stern, D. (2004), “The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve”, World Development, Vol. 32, No. 8.

.