Document Type : Research Paper
Authors
- Seyed Kamal Sadeghi
- Mohammad Ali MotafakkerAzad
- Mohsen Pourebadollahan Covich
- Atabak Shahbazzadeh Khiyavi
Abstract
A large portion of the world energy consumption is provided by fossil fuels, which cause massive emissions of dangerous pollutants into the environment leading to global warming and climate change. What is certain is the world's energy consumption in order to increase economic growth and the resulting greenhouse gas emissions, especially carbon dioxide, the consumption of fossil fuels is a growing trend. Therefore in the present study to examine the causal relationship between CO2 emissions (as an alternative to the destruction of the environment variable) and variables of FDI, per capita energy consumption and GDP in the form of an environmental Kuznets hypothesis in Iran during 1980-2008. To that end, The Toda-Yamamoto method, has been used to examine the causality relationship. The main finding of this study shows that there exists bidirectional causality between CO2 emissions and energy consumption and unidirectional causality running from GDP to CO2 emissions. Given the existence of causal relationships between variables, the hypothesis of environmental Kuznets curve (EKC) in state variables that criterion economic growth CO2 emissions and energy consumption is to be confirmed, but in that case the criterion of economic growth, GDP is confirmed is not.
Keywords
بررسی رابطهعلی بین انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در ایران (رهیافت آزمون علیت تودا- یاماموتو)
دکتر سیدکمال صادقی*، دکتر محمدعلی متفکر آزاد**،
دکتر محسن پورعبادالهان کویچ*** و اتابک شهباززاده خیاوی****
تاریخ دریافت: 20 فروردین 1391 تاریخ پذیرش: 27 آبان 1391
بخش بزرگی از مصرف انرژی در جهان توسط سوختهای فسیلی تأمین میشود، که این امر موجب انتشار وسیع مواد آلاینده و خطرناک به محیط زیست شده و باعث گرم شدن کره زمین و تغییرات آب و هوایی میشود. آنچه مسلم است مصرف انرژی در جهان به منظور رشد اقتصادی رو به افزایش است و در نتیجه انتشار گازهای گلخانهای بویژه دیاکسیدکربن، در اثر مصرف سوختهای فسیلی روندی فزاینده دارد. از این رو در مطالعه حاضر به بررسی رابطه علی بین انتشار دیاکسیدکربن (به عنوان متغیر جایگزین برای تخریب محیط زیست) و متغیرهای سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در قالب فرضیهی زیستمحیطی کوزنتس در ایران در سالهای 1387-1359 پرداخته میشود. برای این منظور از آزمونهای تودا- یاماموتو برای بررسی رابطه علی استفاده شده است. نتایج حاصل از این مطالعه بیانگر وجود رابطه علی دوطرفه بین متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن و سرانه مصرف انرژی و روابط علی یکطرفه از سوی تولید ناخالص داخلی به سمت سرانه مصرف انرژی است. با توجه به وجود رابطه علی بین متغیرها، فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس (EKC) در حالتی که معیار رشد اقتصادی متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن و سرانه مصرف انرژی باشد تأیید میشود ولی در حالتی که معیار رشد اقتصادی، تولید ناخالص داخلی باشد تأیید نمیشود.
واژه‌های کلیدی: انتشار دیاکسیدکربن، مصرف انرژی، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، تودا- یاماموتو، ایران.
طبقه‌بندی JEL: C22، Q43، Q53.
1. مقدمه
با توجه به اینکه مسائل زیستمحیطی از اهمیت بسیار زیادی برای حیات و بقا برخوردار هستند، لذا در سالهای اخیر مسائل آلودگی و تغییرات آب و هوایی کره زمین ناشی از انتشار گازهای گلخانهای[1] (GHG) (با توجه به اینکه دیاکسیدکربن مهمترین گاز گلخانهای در سطح جهان مطرح است و مقدار سایر گازهای گلخانهای نیز با توجه به آن سنجیده میشود) در جهان مورد توجه نهادهای بینالمللی واقع گردیده است.
مطالعه استرن[2] در تفسیر شرایط آب و هوایی، نشان میدهد که مهمترین دغدغه زیستمحیطی قرن حاضر گرم شدن کره زمین است. دیاکسیدکربن به عنوان گاز گلخانهای عامل اصلی گرم شدن کره زمین در نظر گرفته میشود و کنترل انتشار آن به عنوان یک موضوع بینالملی مطرح گردیده است. به طوری که براساس پیمان کیوتو (1997)، کشورهای جهان برای حفظ محیط زیست که به عنوان یک کالای عمومی مشترک محسوب میشود، اقدامات اجرایی مناسب انجام دادهاند و مجازاتهایی برای کشورهای بزرگ آلاینده جهان اتخاذ گردیده است. به هر حال سوختن سوختهای فسیلی بزرگترین منبع اصلی در انتشار دیاکسیدکربن و انتشار گازهای گلخانهای است و از سال 1970 تاکنون در بین فاکتورهای اصلی سریعترین رشد را داشته است.
با توجه به اینکه هدف اصلی بسیاری از سیاستهای اقتصادی، دستیابی به سطح رشد اقتصادی بالاتر است، به دلیل اینکه رشد اقتصادی بالاتر معمولا״ باعث ایجاد زیانهای جدی به محیط زیست میشود، مخاطرات زیستمحیطی ناشی از فعالیتهای اقتصادی به یک موضوع بحثانگیز تبدیل شده است. از این رو نتایج مطالعات انجام گرفته در این زمینه سبب شده است تا فرضیه زیستمحیطی کوزنتس[3] (EKC) به وجود آید. به طوری که براساس این فرضیه، ابتدا افزایش درآمد سرانه منجر به تخریب محیط زیست میشود و در ادامه بعد از یک حد مشخصی از افزایش درآمد (نقطه ماکزیمم) شروع به کاهش مییابد. بنابراین اگر فرضیه مذکور درست باشد میتوان از رشد اقتصادی بالاتر به عنوان یک راه حل برای کاهش اثرات تخریب محیط زیست نام برد. از سوی دیگر مطالعات انجام شده پیرامون ارتباط بین متغیرهای سرمایهگذاری مستقیم خارجی و انتشار دیاکسیدکربن در کشورهای در حال توسعه و توسعهیافته دلالت بر تأثیر مثبت و معنیدار سرمایهگذاری مستقیم خارجی بر میزان انتشار دیاکسید کربن دارند.
اهمیت انجام این پژوهش از آنجا ناشی میشود که تاکنون به بررسی ارتباط علی بین متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، رشد اقتصادی و سرانه مصرف انرژی در ایران با استفاده از رهیافت تودا یاماموتو پرداخته نشده است. از این رو انجام این پژوهش میتواند سیاستگذاران اقتصادی و کارشناسان مسائل زیستمحیطی را در اتخاذ سیاستهای مناسب به منظور کاهش گازهای گلخانهای و همچنین ارتقای توسعه پایدار یاری رساند.
این مقاله در 5 بخش سازماندهی شده است بهطوری که در بخش دوم، مبانی نظری تحقیق مورد بررسی قرار میگیرد. بخش سوم به مرور پیشینه تحقیق در داخل و خارج از کشور اختصاص دارد. در بخش چهارم پس از معرفی دادهها و متدولوژی تحقیق نتایج تجربی ارائه میگردد و در بخش پنجم نتیجهگیری و توصیههای سیاستی ارائه میگردد.
2. مبانی نظری
تدوین فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس (EKC) حاصل کوششهای نظری برای برقراری رابطه انتشار و درآمد است. این فرضیه به بررسی رابطه میان انتشار و درآمد میپردازد. در محور افقی این منحنی، درآمد و در محور عمودی آن انتشار نمایش داده میشود. بهطوری که اگر انتشار تابعی از درآمد باشد میتوان منحنی انگل را برای آلودگی محیط زیست ( که معمولا" از نقطه نظر ترجیحات مصرفکننده به عنوان کالایی بد در نظر گرفته شده است ) تفسیر نمود. تحت این تفسیر، فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس بدین معنی خواهد بود که با افزایش درآمد، کشش درآمدی آلودگی زیستمحیطی به صفر کاهش مییابد و بعد از سطح درآمد آستانهای منفی میشود. به عبارت دیگر، وضعیت انتشار آلودگی با افزایش درآمد به عنوان موردی از مصرف به تدریج از یک کالای ضروری به یک کالای پست تغییر میکند. فرضیه EKC یکی از پرکاربردترین مفاهیم برای تحلیل رابطه آلودگی- درآمد است که به شکل U معکوس است و برای اولین بار در دهه 90 میلادی در تحقیق گروسمن و کروگر[4] در مورد آثار زیستمحیطی تجارت و مطالعه شافیک و باندیویای[5] که در گزارش توسعه جهانی سال 1992 منتشر شد ظهور یافت. براساس یافتههای این گزارش در صورتی که تکنولوژی، سلایق و سرمایهگذاری در محیط زیست ثابت در نظر گرفته شود، افزایش گستره فعالیتهای اقتصادی بدون تردید منجر به تخریب محیط زیست میگردد. همچنین با افزایش درآمد سرانه، تقاضا برای افزایش سطح کیفی محیط زیست و سرمایهگذاری در آن افزایش مییابد. بنابراین به طور حتم نمیتوان گفت که رشد اقتصادی به نابودی محیط زیست منجر میشود (IRBD)[6].
با توجه به مفهوم منحنی زیستمحیطی کوزنتس (EKC)، که برگرفته از ایده کوزنتس (1955) در زمینه وجود رابطهای به شکل U وارون بین درآمد سرانه و نابرابری توزیع درآمد است، در مطالعه رابطه کیفیت محیط زیست و رشد اقتصادی، اگر رابطهای به شکل U معکوس بدست آید، بدان معناست که باید یک نقطه بازگشت در الگو وجود داشته باشد. رسیدن به نقطه بازگشت برای یک کشور حاکی از آن است که آن کشور پس از این در مسیر نزولی تخریب محیط زیست قرار خواهد گرفت. براین اساس، الگوی عمومی که برای بررسی این رابطه مورد استفاده اکثر محققان قرار گرفته است، الگوی ساده تابع درجه دو است که فرم ریاضی آن به شکل زیر است:
(1)
در معادله (1)، Yt درآمد سرانه، مجذورآن و Et میزان انتشار آلاینده است که به عنوان متغیر درونزا در الگوی اقتصادسنجی مورد استفاده قرار میگیرد. در مدل بالا اگر باشد، یک رابطه U شکل معکوس بین درآمد سرانه و میزان انتشار آلایندگی به اثبات میرسد. طبق این الگو نقطه بازگشت انتشار آلایندگی براساس مقدار درآمد معادل خواهد بود.
2. پیشینه پژوهش
در بررسی پیشینه تحقیق، در ارتباط با رابطه علی بین متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و سرانه مصرف انرژی در ایران، با مطالعاتی در این زمینه مواجه میشویم که این مطالعات از نظر مفاهیم تئوریک، تعریف دادهها و دوره زمانی متفاوت هستند. نکته قابل توجه این است که بیشتر مطالعات از مقادیر حقیقی به جای مقادیر اسمی استفاده کردهاند. بنابراین، میتوان در این زمینه به مطالعات زیر اشاره نمود:
تول و همکارانش[7] در مطالعه خود به بررسی رابطه بلندمدت بین مصرف انرژی و انتشار گاز دیاکسیدکربن در آمریکا در سالهای 2002-1850 پرداختند. نتایج اصلی این مطالعه نشان میدهد که در دوره مورد مطالعه، شدت انتشار گاز دیاکسیدکربن با افزایش سوختهای فسیلی افزایش یافته و رشد جمعیت، رشد اقتصادی و رشد مصرف برق نیز عاملهای تأثیرگذار بر انتشار گاز دیاکسیدکربن هستند.
آنگ[8] در مطالعهای درخصوص تجزیه و تحلیل رابطه علی پویا بین انتشار گاز دیاکسیدکربن، مصرف انرژی و تولید در کشور فرانسه در سالهای 2000-1960 نشان میدهد که رشد اقتصادی علت بلندمدت مصرف انرژی و آلودگی محیط زیست بوده و یک رابطه علی یک طرفه از سوی مصرف انرژی به سوی رشد تولید در کوتاهمدت برقرار است. همچنین یافتههای این مطالعه حاکی از آن است که با افزایش استفاده از انرژی، انتشار دیاکسیدکربن نیز افزایش مییابد.
هالچوغلو[9] در مطالعهای دیگر، به بررسی روابط علی بین انتشار دیاکسیدکربن، مصرف انرژی، درآمد و تجارت خارجی در ترکیه، در سالهای 2005-1960 پرداخته است. نتایج مطالعه نشان میدهد که علیت گرنجری دوسویه بین درآمد و انتشار دیاکسیدکربن در کوتاهمدت و بلندمدت وجود دارد.
ایوتا و همکارانش[10] با انجام یک مطالعه تجربی، وجود منحنی زیستمحیطی کوزنتس در فرانسه را یک بار با در نظر گرفتن متغیر انرژی هستهای و بار دیگر با لحاظ کردن متغیر تجارت خارجی آزمون کردند. در این مطالعه از مدل بسط داده شده فرضیه EKC استفاده شده و روش اقتصادسنجی خودرگرسیونی با وقفههای توزیعی (ARDL) برای برآورد آن به کار رفته است. نتایج این مقاله نشان میدهد که رابطه زیستمحیطی کوزنتس در فرانسه وجود دارد. ضمن آنکه رابطهای یک طرفه از سایر متغیرهای مورد استفاده به انتشار دیاکسیدکربن یافت شده است. همچنین براساس یک رابطه یک طرفه از انرژی هستهای به انتشار دیاکسیدکربن بیان شده است که استفاده از انرژی هستهای در فرانسه میتواند به کاهش بیشتر انتشار کربن آن کمک کند.
هیساو- تاین و چانگ- مینق[11] در مطالعه خود به بررسی رابطه بلندمدت و علیت پویا بین انتشار دیاکسیدکربن، مصرف انرژی، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و تولید ناخالص داخلی با استفاده از آزمون همانباشتگی پانلی و آزمون علیت گرنجری برای کشورهای برزیل، روسیه، هند و چین، در دوره 2007-1980 مورد بررسی قرار دادند. نتایج بیانگر این مطلب است که در تعادل بلندمدت انتشار دیاکسیدکربن نسبت به مصرف انرژی با کشش و نسبت به سرمایهگذاری مستقیم خارجی بیکشش است. در ضمن نتایج رابطه علیت گرنجری نشانگر آن است که علیت دوسویه بلندمدت بین سرمایهگذاری مستقیم خارجی و مصرف انرژی، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و انتشار دیاکسیدکربن و علیت دوسویه کوتاهمدت بین تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی و انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و مصرف انرژی، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و انتشار دیاکسیدکربن وجود دارد و همچنین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی علت بلندمدت انتشار دیاکسیدکربن و تولید ناخالص داخلی علت بلندمدت سرمایهگذاری مستقیم خارجی است. به علاوه تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی به ترتیب علت کوتاهمدت سرمایهگذاری مستقیم خارجی و انتشار دیاکسیدکربن است. بهطوری که نتایج بدست آمده فرضیه EKC را در کشورهای مورد تحقیق تأیید مینماید.
شرزهای و حقانی (1388)، رابطه علیت گرنجری میان مصرف انرژی، درآمد ملی و انتشار کربن همراه با عوامل نیروی کار و سرمایه را در دوره 1384-1353 مورد بررسی قراردادهاند. نتایج بدست آمده در این مقاله حاکی از وجود یک رابطه علی یک طرفه از درآمد ملی به مصرف انرژی است. ولی رابطه علی میان درآمد و انتشار کربن مورد تأیید قرار نگرفته است.
صادقی و فشاری (1389)، در مقالهای تحت عنوان «برآورد رابطه بلندمدت بین صادرات و شاخصهای کیفیت زیستمحیطی در ایران» با استفاده از آزمونهای همانباشتگی جوهانسون- جوسلیوس در دوره 1386-1350، با در نظرگرفتن شاخصهای انتشار دیاکسیدکربن و زمینهای قابل کشت برای کیفیت محیط زیست به این نتیجه رسیدند که علاوه بر وجود تعادل بلندمدت بین صادرات و شاخصهای کیفیت محیط زیست، متغیرهای صادرات و سرمایهگذاری مستقیم خارجی تأثیر منفی و معناداری بر شاخصهای کیفیت محیط زیست دارند.
فطرس و نسریندوست (1388)، نیز ضمن بررسی رابطه علی بین متغیرهای مورد مطالعه، وجود فرضیه زیستمحیطی کوزنتس را آزمون کردهاند. نتایج مطالعه آنها بیانگر رابطه علی یکطرفه از انتشار دیاکسیدکربن به درآمد سرانه و مصرف انرژی و رابطه یکطرفه از مصرف انرژی به آلودگی آب بوده است. همچنین در این مقاله، فرضیه زیستمحیطی کوزنتس برای درآمد سرانه، مصرف انرژی و آلودگی آب تأیید نشده، ولی در ارتباط با انتشار دیاکسیدکربن و مصرف انرژی مورد تأیید قرار گرفته است.
4. دادهها و روش تحقیق
4-1. معرفی دادهها
دادههای مطالعه حاضر سالانه و دوره زمانی 1387-1359 شامل میشود. اطلاعات مربوط به دادههای متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن (برحسب متریک تن)[12] و سرانه مصرف انرژی (برحسب معادل نفت خام)[13] از سازمان مدیریت اطلاعات انرژی ایالات متحده (EIA)[14] جمعآوری شده است. همچنین تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت سال 2000 (میلیارد دلار) و سرمایهگذاری مستقیم خارجی (میلیارد دلار) از شاخصهای توسعه بانک جهانی (WDI)[15] بدست آمده است.
4-2. بررسی جهت علیت
با توجه به اینکه هدف اصلی مطالعه حاضر، بررسی ارتباط علی بین متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در ایران است. این موضوع در قالب فرضیه زیستمحیطی کوزنتس (EKC) مورد آزمون قرار خواهیم داد. از سوی دیگر میدانیم که لزوماً شکل چنین رابطهای برای تمام کشورهای جهان یکسان نیست. به علاوه تخمین شکل چنین رابطهای به طور مطلق صحیح نیست. از این رو نخست باید دید که آیا اصولاً ارتباطی بین متغیرهای فرضیه وجود دارد یا نه[16]، بنابراین در ابتدا موضوع وجود یا عدم وجود رابطه علی بین متغیرها بررسی خواهد شد.
الگوی خود رگرسیونی برداری [17]VAR ، به ارتباط متقابل بین متغیرهای سری زمانی در حین بررسی رفتار آنها توجه میکند. این الگو، به دلیل توجه به ارتباط متقابل بین متغیرها، دارای کاربردهایی است که آزمون علیت گرنجری (1988) یکی از از اصلیترین آنهاست. آزمون مذکور مشخص میکند که آیا ارتباط بین متغیرها یکطرفه است یا دوطرفه؟ همچنین، در صورت یکطرفه بودن ارتباط، جهت علیت را نیز مشخص میکند. ماهیت مدلVAR سبب میشود تا تعداد زیادی پارامتر برآورد شود. به عنوان مثال در الگویی با n متغیر و طول وقفه بهینه k، حداقل به تعداد n×k ضریب تخمین زده خواهد شد. این موضوع سبب دشوار شدن تفسیر ضرایب و همچنین مشکل کم شدن درجه آزادی و نیاز به حجم نمونه زیاد را هم به همراه خواهد داشت و با توجه به اینکه علیت گرنجری هم بر پایه الگوی رگرسیونی (VAR) قرار دارد بنابراین در انجام این آزمون با مشکل مذکور مواجه خواهیم بود.
تودا -یاماموتو[18]، برای بررسی رابطه علیت، از یک مدل خودرگرسیون برداری تعدیلیافته استفاده کردند. در این روش باید وقفه بهینه مدل خودرگرسیون برداری (k) و درجه مانایی ماکزیمم (dmax) را مشخص کرد. سپس، مدل خودرگرسیون برداری را با تعداد وقفههای (k+dmax) تشکیل داد به شرطی که k≥dmax باشد. با فرض اینکه مجموع k و dmax برابر 2 باشد معادله خودرگرسیون برداری به صورت زیر خواهد بود:
(2)
در این مدل اگر ضرایب باشند میتوان این فرضیه را که علت گرنجر نیست، آزمون کرد. آماره آزمون برای آزمودن فرض صفر، آماره والد با توزیع و درجه آزادی برابر با تعداد محدودیتهای صفر است. از طریق این فرایند، نوع و جهت رابطه علیت بین متغیرها برآورد میشود.
4-3. شکل روابط
چارچوب اصلی مدل مورد استفاده در این مطالعه به منظور تجزیه و تحلیل علیت بین انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی برگرفته از فرضیه زیستمحیطی کوزنتس (EKC) است:
(3)
به طوری که
همانطور که بیان شد، هر الگو زمانی برآورد خواهد شد که از پیش علیت روابط بین دو متغیر تأیید شده باشد.
4-4. نتایج آزمون تودا- یاماموتو
در اولین مرحله از روش تودا- یاماموتو، مانایی متغیرها بررسی میشود. برای این منظور از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیمیافته (ADF)[19] هم در حالت وجود عرض از مبدأ (C) و هم در حالت وجود عرض از مبدأ و روند (C+T) استفاده میشود. جدول 1، خلاصه نتایج این آزمون را نشان میدهد. طول وقفه بهینه در آزمون ریشه واحد دیکی- فولر براساس معیار اطلاعاتی شوارتز- بیزاین (SBC)[20] انتخاب شده است.
نتایج بدست آمده در جدول 1 نشان میدهد که متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی هم در حالت وجود عرض از مبدأ و روند در سطح معنیداری 99% مانا نیستند.
جدول 1. نتایج آزمون ریشه واحد دیکی- فولر
|
با عرض از مبدأ (C) |
با عرض از مبدأ و روند (C+T ) |
|||||||||||||
|
طول وقفه |
نتیجه |
مقادیر بحرانی در سطح معنیداری |
آماره آزمون |
طول وقفه |
نتیجه |
مقادیر بحرانی در سطح معنیداری |
آماره آزمون |
متغیر |
||||||
|
10% |
5% |
1% |
10% |
5% |
1% |
|||||||||
|
0 |
نامانا |
129/1- |
246/2- |
263/2- |
865/1- |
1 |
نامانا |
787/2- |
254/3- |
323/3- |
186/2- |
2CO |
||
|
2 |
(1)I |
859/1- |
259/2- |
351/2- |
489/2- |
0 |
(1)I |
787/2- |
259/3- |
333/3- |
421/4- |
2CO∆ |
||
|
3 |
نامانا |
714/2- |
841/2- |
895/2- |
147/1- |
3 |
نامانا |
353/3- |
682/3- |
751/3- |
362/1- |
ENG |
||
|
0 |
(1)I |
714/2- |
841/2- |
895/2- |
289/4- |
0 |
(1)I |
353/3- |
682/3- |
751/3- |
596/5- |
ENG∆ |
||
|
2 |
نامانا |
517/2- |
614/2- |
665/2- |
982/0- |
3 |
نامانا |
259/3- |
311/3- |
341/3- |
360/1- |
FDI |
||
|
0 |
(1)I |
517/2- |
614/2- |
661/2- |
213/3- |
0 |
(1)I |
3/3- |
311/3- |
345/3- |
621/4- |
FDI∆ |
||
|
1 |
نامانا |
741/2- |
887/2- |
985/2- |
48/0- |
3 |
نامانا |
630/2- |
982/2- |
142/3 |
54/0- |
GDP |
||
|
3 |
(1)I |
993/2- |
119/3- |
333/3- |
299/5- |
0 |
(1)I |
112/3- |
236/3- |
498/3- |
659/6- |
∆GDP |
||
مأخذ: محاسبات تحقیق
در بررسی مانایی و ارائه نتایج آن اگر آزمون ریشه واحد بر روی سطح دادهها انجام گیرد، سطح معنیداری 99% را ملاک عمل قرار خواهیم داد. همچنین اگر آزمون ریشه واحد بر روی تفاضل مرتبه اول دادهها انجام شود، سطح معنیداری 90% مورد قبول است.
(1)I، سطح معنیداری 99% مانا و مرتبه مانایی آن یک است.
در حالی که همگی متغیرهای تحقیق بعد از یک تفاضل با وجود عرض از مبدأ و عرض از مبدأ و روند در سطح معنیداری 99% مانا هستند. یعنی همه سری زمانی تحقیق (1)I هستند. بنابراین نتایج بدست آمده مانایی متغیرها را در تفاضل مرتبه اول آنها در آزمونهای به کار رفته تأیید میکند. بنابراین تعداد وقفههای اضافی در مدل VAR برابر یک خواهد بود. در ادامه تعداد وقفههای بهینه (K) الگوهای VAR به صورت زیر تعیین میشود:
(4)
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
براساس جدول 2، تعیین وقفه بهینه در هر یک از تصریحات بالا براساس معیارهای شوارتز- بیزین (SBC) انجام شد، به طوری که تعداد وقفه بهینه در الگوهای (4) تا (9) به ترتیب برابر 1،3 ، 2، 2، 3 و 1 تعیین شده است.
برای بررسی رابطه علیت بین متغیرهای مطالعه حاضر از معادلات (4) تا (9) با تعداد وقفه یک () استفاده میکنیم. بنابراین الگوهای 4، 5، 6، 7، 8 و 9 را به ترتیب با 2، 4، 3، 3، 4 و 2 وقفه برآورد میکنیم و در ادامه آزمون والد[21] بر روی ضرایب الگوهای VAR تصریح شده با وقفههای فوق انجام میشود. فرضیه ، آزمون صفر بودن ضرایب با وقفه بهینه است.
جدول 2. نتایج آماره شواتز- بیزین برای تعیین وقفه بهینه
|
تعداد وقفهها |
آماره شواتز– بیزین (SBIC) |
|||||
|
GDP، FDI |
GDP، ENG |
FDI، ENG |
GDP، 2CO |
FDI، 2CO |
ENG، 2CO |
|
|
0 |
26892/2- |
55755/2- |
80243/2 |
54476/2- |
10288/3 |
22206/2- |
|
1 |
*87919/3- |
49275/6- |
221423/0- |
36972/7- |
393067/0- |
*57734/7- |
|
2 |
95241/1- |
84569/6- |
*853761/1- |
*55262/7- |
62224/1- |
31766/7- |
|
3 |
28503/2- |
*99157/6- |
011391/0- |
05753/7- |
*06484/3- |
41061/7- |
|
4 |
09619/3- |
50915/6- |
8307025/0- |
09227/7- |
49746/2- |
28004/7- |
|
5 |
02145/3- |
49664/6- |
251784/1- |
0153/7- |
84657/2- |
04869/7- |
|
6 |
97160/2- |
33516/6- |
01535/1- |
43542/7- |
02140/2- |
82473/6- |
* نشانگر وقفه بهینه است.
مأخذ: محاسبات تحقیق
نتایج آزمون والد برای هر الگو (و با در نظر گرفتن این که کدام متغیر، وابسته در نظر گرفته شود یعنی 2×6 حالت) در جدول 3 خلاصه شده است.
جدول 3. نتایج آزمون والد
|
نتیجهگیری |
P-Value |
آماره والد |
فرض |
متغیر تأثیرگذار |
متغیر وابسته |
|
|
سطح معنیداری %95 |
سطح معنیداری %90 |
|||||
|
001/0 |
2861/14 |
ENG |
2CO |
|||
|
00561/0 |
0425/13 |
2CO |
ENG |
|||
|
31607/0 |
4512/1 |
FDI |
2CO |
|||
|
18671/0 |
0671/3 |
2CO |
FDI |
|||
|
09301/0 |
8862/3 |
GDP |
2CO |
|||
|
10961/0 |
6249/3 |
2CO |
GDP |
|||
|
21685/0 |
0615/2 |
FDI |
ENG |
|||
|
37761/0 |
6195/1 |
ENG |
FDI |
|||
|
0601/0 |
6425/4 |
GDP |
ENG |
|||
|
40606/0 |
3994/1 |
ENG |
GDP |
|||
|
381071/0 |
9226/1 |
GDP |
FDI |
|||
|
42406/0 |
7551/1 |
FDI |
GDP |
|||
مأخذ: محاسبات تحقیق
نتایج آزمون والد در جدول 3 نشان میدهد که بین انتشار دیاکسیدکربن و سرانه مصرف انرژی، علیت دوسویه وجود دارد. به عبارت بهتر علیت یک سویه از انتشار دیاکسیدکربن به سمت سرانه مصرف انرژی با مطالعات داخلی نظیر فطرس و همکارانش (1388) سازگار است. از سوی دیگر وجود علیت یک سویه از سرانه مصرف انرژی به سمت انتشار دیاکسیدکربن با مطالعات خارجی نظیر آنگ (2007) نیز تا حدودی سازگار است. همچنین علیت یک سویه از تولید ناخالص داخلی به سمت سرانه مصرف انرژی در سطح احتمال 90% قابل قبول است. به عبارت بهتر وجود علیت یک سویه از تولید ناخالص داخلی به سمت سرانه مصرف انرژی با مطالعات داخلی نظیر شرزهای و همکارانش (1387) نیز تا حدودی سازگار است. اما برخلاف مطالعات هیساو- تاین و چانگ- مینق (2010)، هیچ علیتی بین نشر دیاکسیدکربن و سرمایهگذاری مستقیم خارجی، تولید ناخالص داخلی و سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرمایهگذاری مستقیم خارجی و سرانه مصرف انرژی وجود ندارد. بنابراین اگر سطح معنیداری 90% را ملاک قرار دهیم و با توجه به نتایج بدست آمده از رابطه علی بین متغیرها، فرضیه EKC را فقط در سه حالت میتوان بررسی کرد که عبارتند از:
بنابراین جدول 3، 4 و 5 نتایج برآورد فرضیه EKC را نشان میدهند.
جدول 4. برآورد نتایج فرضیه کوزنتس با متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن و سرانه مصرف انرژی
|
2R |
P-value |
t-statistic |
Coef |
متغیر |
|
9804/0 |
000/0 |
2456/22- |
410651/10- |
2CO |
|
002/0 |
39/3 |
380126/3 |
ENG |
|
|
009/0 |
7651/2- |
1830575/0- |
2ENG |
مأخذ: محاسبات تحقیق
جدول 5. خلاصه برآورد فرضیه با متغیرهای سرانه مصرف انرژی و انتشار دیاکسیدکربن
|
2R |
P-value |
t-statistic |
Coef |
متغیر |
|
604/0 |
0439/0 |
4123/2- |
5203/26- |
ENG |
|
011/0 |
5346/2 |
2064/1 |
2CO |
|
|
0041/0 |
452/3- |
2564/0- |
22CO |
|
مأخذ: محاسبات تحقیق
جدول 6. خلاصه برآورد فرضیه با متغیرهای سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی
|
2R |
P-value |
t-statistic |
Coef |
متغیر |
|
46/0 |
3439/0 |
4123/1 |
5203/16 |
ENG |
|
191/0 |
8346/1- |
2064/1- |
GDP |
|
|
2041/0 |
652/1 |
2564/0 |
2GDP |
|
مأخذ: محاسبات تحقیق
طبق جدول 4 و 5، فرضیه EKC به شکل قدرتمندی رابطه U شکل معکوس بین انتشار دیاکسید و سرانه مصرف انرژی را تأیید میکند اما این فرضیه در مورد رابطه سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی براساس جدول 6 تأیید نمیشود.
5. نتیجهگیری و توصیههای سیاستی
هدف اصلی این مطالعه، بررسی رابطه علی بین متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، سرانه مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی با استفاده از آزمون تودا- یاماموتو و همچنین آزمون فرضیه زیستمحیطی کوزنتس (EKC) با استفاده از متغیرهای مذکور در ایران، در دوره 1387-1359 است. نتایج حاصل از این مطالعه نشاندهنده وجود علیت دو سویه بین متغیرهای انتشار دیاکسیدکربن و سرانه مصرف انرژی در سطح معنیداری 5% و همچنین علیت یک سویه از تولید ناخالص داخلی به سرانه مصرف انرژی در سطح معنیداری 10% است. از سوی دیگر، از مشهورترین مطالعات در بررسی رابطه آلودگی و رشد اقتصادی، فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس است، اما آزمون این فرضیه، بدون در نظر گرفتن وجود داشتن یا نداشتن علیت بین متغیرها، صحیح نیست. از این رو با توجه به نتایج حاصل از علیت بین متغیرها در مطالعه حاضر فرضیه مذکور در سه حالت بررسی شده است:
- معیار رشد اقتصادی انتشار دیاکسیدکربن
- معیار رشد اقتصادی سرانه مصرف انرژی
- معیار رشد اقتصادی تولید ناخالص
در ادامه معادله درجه دومی که فرضیه EKC را بیان میکند یک بار برای انتشار دیاکسیدکربن- سرانه مصرف انرژی، سرانه مصرف انرژی- انتشار دیاکسیدکربن و تولید ناخالص داخلی- سرانه مصرف انرژی به روش حداقل مربعات معمولی OLS برآورد شد. فرضیه EKC مبنی بر وجود رابطه U معکوس برای حالت انتشار دیاکسیدکربن- سرانه مصرف انرژی، سرانه مصرف انرژی- انتشار دیاکسیدکربن تأیید شد و در حالت تولید ناخالص داخلی- سرانه مصرف انرژی رد شد. به عبارت دیگر کشور ما در مرحلهای است که افزایش سرانه مصرف انرژی با افزایش انتشار دیاکسیدکربن و بالعکس همراه است. بنابراین توصیههای سیاستی این مقاله را باید در افزایش کارایی مصرف انرژی، کاهش شدت انرژی و همچنین کاهش انتشار دیاکسیدکربن با درنظر گرفتن ملاحظات زیستمحیطی جستجو کرد که در ذیل به برخی محورهای آن اشاره میشود:
- اتخاذ سیاستهای مناسب اقتصادی، اجتماعی برای کاهش انتشار دیاکسیدکربن با رویکرد ملاحظات زیستمحیطی
- لزوم افزایش سرمایهگذاری در زیرساختهای انرژی با رویکرد جلوگیری از اتلاف انرژی
- اتخاذ سیاستهای مناسب به منظور توسعه تولید انرژی نو و تجدیدپذیر با اعطای انگیزههای اقتصادی
- ایجاد الزامات فنی با هدف ارتقای تکنولوژی در جذب سرمایهگذاری مستقیم خارجی برای کاستن از میزان آلایندگی
- اصلاح الگوی تولید و مصرف انرژیهای آلاینده به انرژیهای پاک و کمتر آلاینده
- اجرای سیاست مالیات بر کربن و انرژی با رویکرد ملاحظات زیستمحیطی
- اصلاح و ارتقای تکنولوژی نیروگاههای تولید برق به منظور افزایش کارایی فنی و اقتصادی آنها و نیز کاهش میزان انتشار گازهای آلاینده توسط آنها.
منابع
الف- فارسی
شرزهای، غلامعلی و مجید حقانی (1388)، «بررسی رابطه علی میان انتشار کربن و درآمد داخلی با تأکید بر نقش مصرف انرژی»، تحقیقاتاقتصادی، شماره 68.
صادقی، سیدکمال و مجید فشاری (1389)، «برآورد رابطه بلندمدت بین صادرات و شاخصهای کیفیت محیط زیست؛ مطالعه موردی ایران»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره 44.
فطرس، محمدحسن و میثم نسریندوست (1388)، «بررسی رابطه آلودگی هوا، آلودگی آب، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران، 83-1359»، فصلنامه اقتصاد انرژی، شماره 21.
نوفرستی، محمد (1378)، ریشه واحد و همجمعی اقتصادسنجی، مؤسسه خدمات فرهنگی رسا، چاپ سوم، تهران.
ب- انگلیسی
Ang, J. B. (2007), “CO2 Emissions, Energy Consumption, and Output in France”, Energy Policy, Vol. 35, pp. 4772-8.
Change (2007), Synthesis Report, 4th assessment report, Geneva Switzerland.
Dickey, D. A. and W. A. Fuller (1988), “Distribution of the Estimation for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, J. Am. Stat. Assoc., Vol. 74, pp. 427–31.
Engle, R. F. and C. W. J. Granger (1987), “Co-integration and Error Correction, Representation, Estimation, and Testing”, Econometricall, Vol. 55, pp. 251-76.
Granger, C. W. J. (1988), “Some Recent Developments in a Concept of Causality”, Journal of Econometrics, Vol. 39, pp. 199-211.
Grossman, G. and A. Krueger (1991), “Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement”, National Bureau of Economics Research Working Paper, No. 3194, NBER Cambridge.
Halicioglu, F. (2009), “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey”, Energy Policy, Vol. 37, pp. 1156-64.
Hill, R. J. and E. Magnani (2002), “An Exploration of the Conceptual and Empirical Basis of the Environmental Kuznets Curve”, Australian Economic papers, Vol. 41, pp. 239-254.
Hsiao-Tien, Pao and Tsai Chung-Ming (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 Policy, Vol. 36, pp. 685-693.
Iwata, H., et al (2009), “Empirical Study on the Environmental Kuznets Curve for CO2 in Farance”, The Role of Nuclear Energy.
Shafik, N. and S. Bandyopadhyay (1992), “Economic Growth and Environmental Quality: Time Series and Cross-country Evidence”, The World Bank, Working Paper Series WP-904.
Stern, D. I. (2004), “The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve”, World Development, Vol. 32, pp. 1419-39.
Tamazian, A., Chousa, J. P. and K. C. Vadlamannati (2009), “Does Higher Economic and Financial Development Lead to Environmental Degradation: Evidence from BRIC Countries”, Energy Policy, Vol. 37, pp. 246-53.
Toda, H. Y. and T. Yamamoto (1995), “Statistical Inference in Vector Autoregressions with Possibly Integrated Process”, J Econometric, Vol. 66, pp. 225-50.
Tol, S. J. and W. Richard (2006), pacala, Stephen, socolow, Robert, Understanding Long-term energy use and carbon dioxide emissions in the USA, Humborg University.
Zapata, H. and A. N. Rambaldi (1997), “Monte Carlo Evidence on Cointegration and Causation”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 59, pp. 285-98.
* استادیارگروه اقتصاد دانشگاه تبریز sadeghiseyedkamal@gmail.com
** استادگروه اقتصاد دانشگاه تبریز M.motafakker @gmail.com
*** استادیارگروه اقتصاد دانشگاه تبریز mohsen_p51@hotmail.com
**** دانشجوی کارشناسی ارشد اقتصاد دانشگاه تبریز atabak_shahbazzadeh@yahoo.com
[1]. Green House Gases
[2]. Stern (2004)
[3]. Environmental Kuznets Curve
[4]. Grossman and Krueger (1991)
[5]. Shafik and Bandyo Padhyay (1992)
[6]. International Review of Bipolar Disoreders (1992), pp. 38-39
[7]. Tol (2006)
[8]. Ang (2007)
[9]. Halicioglu (2009)
[10]. Iwata, et al (2009)
[11]. Hsiao-Tien andChang-Ming (2010)
[12]. Metric Tons of Carbon Dioxide
[13]. British Terminal Unit (BTU)
[14]. Energy Information Administration (EIA)
[15]..World Bank Development Indicators )WDI)
[16]. رائو (1385)
[17]. Vector Autoregressive Model
[18]. Toda Yamamoto (1995)
[19]. Adjusted Dickey- Fuller test (ADF)
[20].Schwartz Bayesian Criterion (SBC)
)