رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران

دکتر محمدحسن فطرس* و رضا معبودی**

تاریخ دریافت: 20 آبان 1388                    تاریخ پذیرش: 30 آذر 1390

این پژوهش به بررسی وجود و جهت علیت گرانجری بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی و انتشار دی­اکسیدکربن در دوره زمانی 1384-1350 ایران می­پردازد. برای این منظور، الگوی چند متغیره­ای شامل رشد اقتصادی، مصرف انرژی، انتشار دی‌اکسیدکربن، موجودی سرمایه، نیروی کار و جمعیت شهرنشین را به‌کار می‌گیرد. سپس، با استفاده از رویکرد اقتصادسنجی تودا-یاماموتو به تعیین علیت بین متغیرها می­پردازد. نتایج نشان می­دهند رابطه علیت دوطرفه­ای بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد. همچنین، رابطه­ای علی از مصرف انرژی به نشر دی­اکسیدکربن یافت می­شود. وجود رابطه کوهانی شکل بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن نشان می­دهد که فرضیه زیست‌محیطی (کوزنتس) در کشور ایران صادق است.

واژه‌های کلیدی:منحنی زیست­محیطی کوزنتس، رشد اقتصادی، آلودگی هوا، مصرف انرژی، ایران.

طبقه‌بندی JEL:Q53، Q43، O53.

1. مقدمه

رشد اقتصادی تولید آلودگی می­کند که آسیب و خسارت­های زیست­محیطی را به ­همراه دارد. افزایش گازهای گلخانه­ای و ارتباط آن با افزایش دمای زمین که نتیجه آلودگی هوا است، از مسائل مهم زیست­محیطی به شمار می­روند.[1] مطالعات متعددی درباره رابطه نشر گازهای گلخانه­ای و رشد اقتصادی صورت گرفته­اند که به‌ویژه از اوایل دهه 1990 به­ طرح فرضیه­ای منتهی شده استکه با استعاره گرفتن  از فرضیه حاصل از  مطالعه سیمون کوزنتس^[2] (که رابطه بین رشد اقتصادی و نابرابری درآمد را کوهانی شکل معرفی کرده ­است) به منحنی زیست­محیطی کوزنتس معروف شده ­است. فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس، به‌دست آمده از برخی بررسی­هایی است که بیشتر از دهه 1990 میلادی آغاز شدند و  به چگونگی ارتباط بین سطح درآمد یک کشور و میزان آسیب زیست­محیطی احتمالی آن کشور می­پردازد. مفهوم منحنی زیست­محیطی کورنتس، اولین بار در دهه 1990 و همزمان با مطالعه اثرات بالقوه انعقاد موافقت­نامه تجارت آزاد آمریکای شمالی^[3] بر محیط­زیست توسط گروسمن و کروگر^[4] و همچنین مطالعه شفیک و باندیوپادهیای^[5]، (که در گزارش توسعه جهانی سال 1992 منتشر شد) پدیدار شد. در گزارش توسعه جهانی سال 1992 اشاره شده است:

«در صورتی که تکنولوژی، سلایق و سرمایه­گذاری در محیط­زیست ثابت در نظر گرفته شود، افزایش گسترده فعالیت­های اقتصادی، بدون تردید منجر به تخریب محیط­ زیست خواهد شد. همچنین با افزایش درآمد سرانه، تقاضا برای افزایش سطح کیفی محیط ­زیست و سرمایه­گذاری در محیط ­زیست افزایش می­یابد. بنابراین، نمی­توان گفت که رشد اقتصادی به‌طور حتم منجر به نابودی محیط ­زیست می­شود».^[6]

کوزنتس (1955) در مطالعه­ای با بررسی داده­های سری زمانی رشد اقتصادی و توزیع درآمد کشورهای صنعتی  به این نتیجه رسید که در مسیر رشد اقتصادی، رابطه بین درآمد سرانه و نابرابری درآمد در این گروه از کشورها، به شکل Uی وارون است. در دهه 1990، با مشاهده شواهدی مبنی بر وجود رابطه بین شاخص‌های تخریب محیط­ زیست و درآمد سرانه، از نام منحنی کوزنتس در مطالعات مربوط به آلایندگی و مبحث کیفیت محیط ­زیست استفاده شد و به منحنی زیست‌محیطی کوزنتس (EKC) معروف شد.[7]

فرضیه­ یادشده این ارتباط را کوهانی شکل بیان می­کند. به ­این معنی که در مراحل اولیه­ رشد اقتصادی، تخریب محیط ­زیست افزایش می‌یابد و با بهبود شرایط اقتصادی و اجتماعی در تداوم رشد درآمد، آسیب زیست­­محیطی کاهش می­یابد. مطالعات تجربی برای بررسی فرضیه کوهانی شکل منحنی زیست­محیطی کوزنتس را می­توان به وسیله سه رویکرد مختلف از هم بازشناخت. رویکرد اول، ارتباط­های احتمالی آلودگی­های زیست­محیطی و تولید اقتصادی را در قالب فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس اولیه تبیین می­کند. بیشتر مطالعات دهه 1990 یعنی آغاز رواج اصطلاح «منحنی زیست­محیطی کوزنتس» در قالب این رویکرد بوده است.  رویکرد دوم که در مطالعات اقتصاد انرژی رواج داشته و دارد، از جمله معطوف به بررسی رابطه علی بین رشد درآمد و رشد مصرف انرژی بوده که سپس در فرضیه زیست­محیطی کوزنتس، با در نظر گرفتن مصرف انرژی، مورد استفاده گسترده­ای پیدا کرده ­است. ادبیات اقتصادی، حاکی از وجود ارتباط قوی بین سطح فعالیت­های اقتصادی (رشد اقتصادی) و مصرف انرژی است. زیرا انرژی به عنوان نیروی محرکه اکثر فعالیت­های تولیدی و خدماتی، جایگاه ویژه­ای در رشد و توسعه اقتصادی دارد. استرن^[8]، به نقل از اقتصاددانان اکولوژیک مانند نیر و آیرس^[9] بیان می­کنند که در مدل بیوفیزیکی رشد، انرژی تنها و مهم­ترین عامل رشد است. به‌طوری ­که از نظر آنها، نیروی کار و سرمایه عوامل واسطه­ای هستند که برای استفاده به انرژی نیاز دارند.[10] پیندیک^[11]  معتقد است اثر قیمت انرژی بر رشد اقتصادی، به نقش انرژی در ساختار تولید بستگی دارد. به نظر آنها، در صنایعی که انرژی به عنوان نهاده واسطه­ای در تولید به‌کار می­رود، افزایش قیمت آن (با کاهش مصرف انرژی) بر امکانات و میزان تولید اثر خواهد گذاشت و تولید ملی را کاهش می­دهد. این رویکرد اشاره دارد که رشد اقتصادی خیلی شدید با مصرف انرژی در ارتباط است و رشد اقتصادی بالاتر نیازمند مصرف انرژی بیشتر است. همچنین، کارایی بیشتر در مصرف انرژی، نیازمند سطح بالایی از رشد اقتصادی است.

پس ممکن است که ابتدا نتوان جهت علیت را در این حلقه ارتباطی مشخص کرد.^[12] مایر و کنت^[13]، ارتباط بین مصرف انرژی و تخریب محیط­ زیست را به این صورت شرح می‌دهند: «پس از انقلاب صنعتی با استفاده بیشتر از انرژی، متوسط بهره­وری نیروی کار افزایش یافت. انرژی هم‌چنین از طریق تأثیرهای آلوده­کننده سوخت­های فسیلی، باعث تخریب محیط­ زیست شده و در نتیجه سیاست انرژی و سیاست محیط ­زیست ارتباط نزدیکی با هم دارند؛ زیرا بیشتر انتشار گازهای گلخانه­ای جهان به صورت گاز دی­اکسیدکربن است که نتیجه استفاده از سوخت­های فسیلی است. پس بخش انرژی، بیشترین سهم را در مسائل تغییر شرایط محیط ­زیست دارد».[14]

 رویکرد سوم، تلفیقی از رویکردهای اول و دوم  است که روابط بین دوره­ای درآمد، مصرف انرژی و محیط ­زیست را موضوع مطالعه خود قرار می­دهد. این رویکرد بررسی ارتباطات بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی‌های زیست­محیطی را آسان می­کند. در این راستا، محققانی مانند آنگ (2007)، سویتاس و همکاران^[15]، از این رویکرد استفاده کردند. مطالعات انجام شده نشان می­دهد که مصرف انرژی اثر مستقیمی روی سطح آلودگی زیست­محیطی دارد. روابط بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی که در ابتدا نا­معلوم است، باید  بررسی و تعیین و تبیین ­شوند. بحث­های بالا به روشنی اهمیت ارتباط بین دو رویکرد اول و دوم را نشان می­دهد. بنابراین، برای تخمین­های دقیق­تر لازم است که این دو رشته ارتباطی، با هم بررسی و تلفیق شوند.  جدول 1 این سه رویکرد را خلاصه می­کند:

جدول 1. رویکردهای گوناگون برای بررسی روابط درآمد ملی، محیط ­زیست و مصرف انرژی

مأخذ: یافته­های تحقیق

ایران به دلیل داشتن منابع فراوان انرژی، رشد فزاینده مصرف انرژی (به­ویژه سوخت­های فسیلی) و همچنین به لحاظ پایین بودن سطح تکنولوژی دوست­دار محیط­زیست، با مسائل زیست‌محیطی روبرو است. بنابراین، بررسی وضعیت آلودگی هوا، مصرف انرژی و ارتباط آن­ها در طی رشد اقتصادی دارای اهمیت است. بر این اساس، پژوهش حاضر با استفاده از رویکرد سوم گفته شده در جدول 1، به مطالعه چگونگی و جهت رابطه بین نشر دی­اکسیدکربن، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران می­پردازد. برای بررسی ارتباط علی بین متغیرها، به­پیروی از کار ژانگ و چنگ (2009)، از رویکرد تودا-یاماموتو، استفاده می­شود. سپس، فرضیه زیست­محیطی کوزنتس بین انتشار دی­اکسیدکربن و رشد اقتصادی بررسی می­شود. داده­های پژوهش سالیانه است. برای احتراز از تورش در تصریح الگو و تبیین شکل تبعی آن علاوه بر داده­های نشر دی­اکسید کربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی از داده­های سرمایه، نیروی کار و جمعیت شهرنشین در طی دوره 1384-1350 استفاده شده است.

ساماندهی مقاله چنین است که پس از مقدمه­ای که گفته شد، در بخش دوم پیشینه تحقیق  مرور می­شود. بخش سوم، مبانی نظری الگو، بخش چهارم برآورد الگو و بحث و استنتاج را دربر دارند. در پایان نتیجه­گیری انجام می­گیرد و پیشنهادی برای پژوهش­های آتی ارائه می­کند.

2. پیشینه پژوهش                   

امکان درمان مشکل تخریب محیط زیست (یا دست‌کم ثابت نگه­داشتن کیفیت موجود آن) به وسیله رشد اقتصادی، قسمتی از بحث توسعه پایدار بود که در سال 1987 و توسط کنفرانس جهانی محیط زیست و توسعه[16] طرح شد.[17] بعد از آن، بانک جهانی در گزارش توسعه جهانی سال 1992 این ایده را شناخته‌شده­تر کرد. در این گزارش آمده است: «در حین افزایش درآمد کشورها، منابع موجود برای سرمایه­گذاری در بهبود کیفیت محیط ­زیست و در نتیجه تقاضا برای آن افزایش می‌یابد».[18] بعد از انجام فعالیت­های گفته شده، فرضیه­ منحنی زیست­محیطی کوزنتس در اوایل دهه 1990 مطرح شد و از اولین مطالعات، در مورد بررسی آن می­توان به گروسمن و کروئگر[19] اشاره کرد. شفیق و باندویوپادیای[20] در مطالعه 153 کشور برای دوره 1961تا 1986 نتوانستند شواهدی از تأیید منحنی زیست­محیطی کوزنتس بیابند. این دو مطالعه از نخستین مطالعات در زمینه منحنی زیست­محیطی کوزنتس محسوب می­شوند. مقالات هولتز- ایکن و سلدن[21] برای 108 کشور در دوره 1951تا 1986 و سنگوپتا[22] برای 16 کشور توسعه‌یافته و  تعدادی از کشورهای در حال توسعه فرضیه زیست­محیطی کوزنتس را تأیید کردند. کول و همکاران[23] تکنولوژی، جمعیت و تجارت را وارد الگوی زیست­محیطی کوزنتس کردند و برای 7 ناحیه از جهان در طی دوره 1960 تا 1992 به منحنی کوهانی شکل دست یافتند. آگراس و چپمن[24] با اطلاعات درآمد، نشر دی‌اکسیدکربن، قیمت و حجم تجارت برای دوره 1971 تا 1989 در 34 کشور به شکل Uی واژگون نرسیدند. فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس در کار  پانایوتو[25] با داده‌های درآمد، نشر دی‌اکسیدکربن، حجم تجارت، ذخیره سرمایه و جمعیت در طول 1870 تا 1994 برای 17 کشور توسعه‌یافته تأیید شد. هیرینک و همکاران[26] با داده‌های 153 کشور و متغیر نابرابری به ­شکل کوهانی رسیدند.

بررسی فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس بدون بررسی جهت علیت بین متغیرها، نتایج قابل اعتمادی را دربر نخواهد داشت.[27] ژانگ و چنگ[28] با استفاده از رویکرد تودا و یاماموتو به بررسی رابطه بین مصرف انرژی، نشر دی­اکسیدکربن و رشد اقتصادی در چین پرداختند. نتایج آنها نشان می­دهد که مصرف انرژی و انتشار دی­اکسیدکربن علت گرنجری رشد اقتصادی آن کشور نبوده است.

از مطالعاتی که در ایران انجام شده است می‌توان به موارد زیر اشاره کرد: برقی اسکویی (1387)، در مطالعه‌ای با عنوان «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسیدکربن) در منحنی زیست­محیطی کوزنتس» به بررسی رابطه بین درآمد سرانه و شاخص‌های آزادسازی تجاری با میزان انتشار دی­اکسیدکربن، در چهار گروه از کشورهای با درآمد سرانه پایین، با درآمد سرانه متوسط پایین، با درآمد سرانه متوسط بالا و با درآمد سرانه بالا پرداخته است. نتایج این مقاله حاکی است که هم در کشورهای با درآمد سرانه بالا و هم در کشورهای با درآمد سرانه متوسط به بالا، رابطه بین نشر دی­اکسیدکربن و درآمد سرانه  منفی است. اما، در کشورهای دیگر این رابطه مثبت است. همچنین، آلایندگی بالای الگوی تجاری کشورهای با درآمد سرانه پایین نسبت به کشورهای با درآمد سرانه بالا تأییدکننده فرضیه­­ پناهگاه آلایندگی و مکان‌یابی مجدد صنایع آلاینده در کشورهای در حال توسعه ­است. پژویان و مرادحاصل (1386)، درمطالعه‌ای اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا را در قالب فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس برای 67 کشور با گروه­های درآمدی متفاوت (شامل ایران) آزمون کرده‌اند. بدین منظور، اثر رشد اقتصادی، جمعیت شهری، قوانین زیست­محیطی، تعداد خودرو و درجه باز بودن اقتصاد را بر میزان آلودگی هوا در بررسی خود لحاظ کرده­اند. نتایج ایشان، فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس را تأیید کرده­ است. پورکاظمی و ابراهیمی (1387)، در مطالعه­ای درستی فرضیه زیست­محیطی کوزنتس، برای خاور میانه شامل سیزده کشور از جمله ایران را آزمون کردند. الگوی ساده، فرضیه زیست­محیطی کوزنتس برای نمونه تحت بررسی را تأیید کرده است.

3. مبانی نظری الگو

جهت بررسی ارتباط بین نشر آلودگی و رشد اقتصادی ایران در قالب فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس، باید دید که آیا ارتباطی بین متغیرهای فرضیه وجود دارد یا خیر.[29] بنابراین، نخست باید موضوع وجود یا وجود نداشتن رابطه بین متغیرها بررسی شود. در بیشتر مطالعات برای تعیین علیت، از آزمون عّیت گرنجر به عنوان راه حل کلیدی استفاده شده است. اما برای آزمون عّیت، از روش‌های دیگری نیز استفاده می­شود.

روش‌شناسی مطالعات انجام شده را می‌توان به چهار گروه اصلی دسته‌بندی کرد: گروه نخست، روش‌شناسی است که توسط گرنجر (1969) و سیمز (1972) به‌کار گرفته شده است. گروه دوم، تکنیک هشیائو (1981) است که آزمون عّیت گرنجر را با ترکیب کردن معیار آکائیک  و معیار خطای پیش‌بینی نهایی گسترش داد. گروه سوم، مطالعات روش­شناسی هم‌انباشتگی و الگوی تصحیح خطا  است. گروه چهارم، مربوط به آزمون علیت تودا- یاماموتو[30] است.

روش تودا- یاماموتو مشکلاتی نظیر قدرت پایین آزمون‌های ریشه واحد و عدم قابلیت اطمینان آزمون‌های هم‌انباشتگی در نمونه‌های کوچک برطرف می‌کند.[31] تودا و یاماموتو برای بررسی رابطه علیت، از الگوی خودبازگشت برداری تعدیل­شده استفاده می­­کنند. این روش چهار مرحله دارد: در مرحله اول، با استفاده از آزمون­های ریشه واحد، مرتبه ایستایی و درجه­ انباشتگی (d)  هر متغیر مشخص می­شود. در مرحله دوم، تعداد وقفه­های بهینه الگوی خودرگرسیون برداری () تعیین می‌­شود. در مرحله سوم، الگوی خودرگرسیونی برداری با وقفه انباشته () به­صورت زیر برآورد می­شود:

(1)                                      

که در آن  بردار متغیرهای الگو است. سپس، آزمون­های تبیین برای هر معادله صورت می‌گیرد. در مرحله چهارم، آزمون والد[32] روی ضرایب وقفه بهینه اجرا می­شود. به وسیله این فرآیند، نوع و جهت علیت بین روابط تعیین می­شود. آزمون گفته شده مشخص می­کند که آیا ارتباط بین متغیرها یک‌طرفه است یا دوطرفه. همچنین، در صورت یک‌طرفه بودن ارتباط، جهت علیت را نیز مشخص می­کند. آزمون والد، برخلاف آزمون علیت گرنجری مشکل عمده کم شدن درجه آزادی و نیاز به حجم نمونه زیاد را ندارد. با فرض اینکه مقدار  و  برابر با 2 باشد، معادله خودرگرسیونی برداری به صورت زیر خواهد بود:

(2)      

در این مدل اگر ضرایب  باشند می‌توان این فرضیه را که  علت گرنجر نیست را آزمون کرد. آماره آزمون برای آزمودن فرض صفر، آماره والد با توزیع و درجه آزادی برابر با تعداد محدودیت‌های صفر است. چنانچه نتایج آزمون والد در رویکرد تودا- یاماموتو به­ وجود علیت از تولید ناخالص داخلی به نشر دی­اکسیدکربن دلالت داشته باشد، در این صورت فرضیه منحنی زیست­محیطی کوزنتس مورد بررسی قرار خواهد گرفت. 

4. برآورد الگو، بحث و استنتاج

داده­های این پژوهش سالانه است و دوره زمانی 1384-1350 را دربر می­گیرد. برای آلودگی هوا از داده­های نشر دی‌اکسیدکربن (دی‌اکسید‌کربن) که توسط اداره اطلاعات انرژی[33] ایالات متحده منتشر می‌شود، استفاده شده­ است. برای  متغیر مصرف انرژی (EC) از داده­های مصرف انرژی برحسب واحد حرارتی بریتانیایی[34] که EIA منتشر می­کند، استفاده شده ­است. داده­های تولید ناخالص داخلی[35] و موجودی سرمایه (K) به قیمت ثابت سال  1376 و جمعیت شهرنشین (UPOP) و نیروی کار (LF) از  بانک مرکزی جمهوری اسلامی گرفته شده­اند. آمار مربوط به موجودی سرمایه از سال 1353 به صورت سالانه در این مأخذ موجود است. نیروی کار برای دوره زمانی مورد نظر براساس جمعیت فعال[36] تعریف شده ­است. در اولین مرحله از روش تودا- یاماموتو، مانایی متغیرها بررسی می‌شود. داده­های سری زمانی در تجزیه و تحلیل روابط، به­ویژه روابط علی، از  اهمیت به­سزایی برخوردارند. از خصوصیات مهم داده­های سری زمانی، مانایی است. برای این منظور، از آزمون ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم‌یافته[37] (ADF )، پرون- فیلیپس[38] و کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین[39] در حالت وجود عرض از مبدأ (C) و هم در حالت وجود عرض از مبدأ و روند (C+T)  استفاده می­شود.  جدول 2 خلاصه نتایج این آزمون را نشان می­دهد. طول وقفه بهینه در آزمون ریشه واحد دیکی- فولر براساس معیار اطلاعاتی آکاییک[40] (AIC)  انتخاب شده است.

جدول 2. نتایج آزمون­های ریشه واحد دیکی- فولر تعمیم­یافته، پرون-فیلیپس و کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین

* سطح معنی­داری در 5%

مأخذ: محاسبات تحقیق

رد فرضیه صفر در آزمون­های دیکی- فولر تعمیم­یافته و فیلیپس- پرون، دلالت بر مانا بودن متغیر مورد نظر در سطح معنی­داری انتخابی دارد که معمولاً بسته به هدف پژوهش می­تواند 5% یا 1% باشد. اما، درآزمون کیاکوفسکی، فیلیپس، اشمیت و شین عدم رد فرضیه صفر، دلالت بر مانایی متغیر دارد. جهت آزمون ریشه واحد، متغیرها در دو حالت «با عرض از مبدأ» و «عرض از مبدأ و روند» بررسی شده­اند. در جدول 2، برخی متغیرها در تفاضل­ مرتبه اول و برخی دیگر، در تفاضل مرتبه دوم مانا شده­اند. جهت مشخص شدن مانایی متغیرها در هر یک از حالات تفاضل مرتبه اول یا دوم از علامت * استفاده شده­ است. برای نمونه، متغیر دی­اکسیدکربن در حالت «روند و عرض از مبدأ» دارای درجه انباشتگی یک، و در حالت «عرض از مبدأ» انباشته از درجه دو است. در حالی­که متغیرهای موجودی سرمایه و نیروی کار در هر دو حالت دارای درجه انباشتگی دو هستند.

 4-1. تعیین درجه انباشتگی

با توجه به جدول 2، مشاهده می­شود که برخی از متغیرها دارای درجه انباشتگی (1) و برخی دیگر دارای درجه انباشتگی (2) هستند. بنابراین، برای تعیین درجه انباشتگی الگو از روش زیووت و آندریوز[41] استفاده می­شود. این دو، جهت رفع این مشکل برای هر متغیر، بر پایه تابع روند و نقطه شکست ساختاری، متغیر روشی را  معرفی کردند که با استفاده از آن می­توان درجه انباشتگی را آزمون کرد. ایشان برای آزمون ریشه واحد سه معادله به ­صورت زیر معرفی کردند:

(3)                       

(4)                         

(5)                      

در معادلات (3)، (4) و (5)، ، c، t و e بترتیب تفاضل مرتبه اول متغیر، مقدار ثابت معادله، متغیر زمان و جمله خطا را نشان می­دهد.  تغییرات زمان و مانایی را برای متغیر مورد نظر در سطح و  تغییرات زمان و مانایی را برای متغیر در شیب تابع روند آزمون می­کند.  معادله (3) که به الگوی A معروف است، تغییرات زمان و مانایی را برای متغیر مورد نظر در سطح بررسی می­کند. معادله (4) که الگوی B را تشکیل می­دهد، تغییرات زمان و مانایی را در شیب تابع روند آزمون می­کند. معادله (5) نیز که­ از آن به­ عنوان الگوی C یاد می­شود، تغییرات زمان و مانایی را برای متغیر مورد نظر هم در سطح و هم در شیب تابع روند بررسی می­کند. براساس معادلات فوق، می­توان مشخص کرد که هر متغیر در کدام­یک از حالات فوق مانا خواهد شد. برای آن­که تعیین شود در آزمون شکست ساختاری زیووت و آندریوز، چگونه هر متغیر در حالات سطح، تفاضل مرتبه اول و تفاضل مرتبه دوم به معادلات (A)، (B) و (C) مربوط می­شود، هر متغیر به صورت تابعی از عرض از مبدأ و زمان در نظر گرفته شده، سپس با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی برآورد می­شود. در صورتی که در نتایج برآورد، تنها ضریب عرض از مبدأ معنی‌دار باشد، از معادله (A)  استفاده می­شود. همچنین، اگر ضریب زمان در معادله در نظر گرفته شده معنی­دار باشد تنها از معادله (B) و در صورتی­که هر دو ضریب عرض از مبدأ و زمان معنی‌دار باشند از معادله (C) برای آزمون شکست ساختاری زیووت و آندریوز استفاده می­شود. جدول (3) نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد به­ روش زیووت و آندریوز را برای متغیرهای مورد نظر خلاصه می­کند. همان­گونه که مشاهده می­شود، متغیرها در سطح مانا نیستند و قدرمطلق آماره آن­ها در سطح 5% از مقدار بحرانی کوچکتر است. اما، با یک­بار تفاضل­گیری بیشتر متغیرها مانا شدند. تنها دو متغیر سرمایه و جمعیت شهرنشین برای مانایی نیاز به تفاضل­گیری مرتبه دوم دارند. بنابراین، به ­جز سرمایه و جمعیت شهرنشین که هم­انباشته از درجه دو هستند، بقیه متغیرها دارای هم­انباشتگی از درجه یک هستند.

جدول 3. آزمون درجه انباشتگی براساس روش زیووت و آندریوز

مأخذ: محاسبات تحقیق                        

در مرحله دوم، تعداد وقفه­های بهینه الگو تعیین می­شود. با استخراج درجه انباشتگی و وقفه‌های بهینه می­توان ماکزیمم مقدار وقفه بهینه را در روش تودا- یاماموتو تعیین کرد. پیش از تعیین وقفه­های بهینه، هم­انباشتگی بین متغیرها بررسی می­شود. انگل و گرنجر (1987) بیان کردند که اگر آزمون دیکی فولرتعمیم­یافته را روی پسماندهای الگو انجام دهیم و سری مانا شود شرط هم­انباشتگی تأمین می­شود. با توجه به اینکه متغیرهای سرمایه و جمعیت شهرنشین با دوبار تفاضل‌گیری مانا شدند، پس این دو متغیر دارای درجه انباشتگی (2)I و متغیرهای دیگر انباشته از درجه (1)I هستند. از این ­رو، دیگر آماره t در روش انگل و گرنجر از کارایی لازم برخوردار نخواهد بود. بنابراین، دیگر نمی­توان از روش معمول انگل و گرنجر استفاده کرد.[42] از روش­هایی که برای برخورد با این مشکل پیشنهاد شده­ است، روش انگستد و همکاران (1997) است. روش انگستد و همکاران دارای دو مرحله است. در مرحله نخست، معادله­ای به صورت معادله (6) تعریف می­شود که درآن متغیر هم­انباشته از درجه دو تابعی از متغیرهای دارای هم­انباشتگی از درجه دو  و یک  و همچنین تابع درجه دومی از روند زمان است.

(6)               

در معادله (6)، ₁ω، ₂ω و ₃ω  متغیرهای انباشته از درجه (2)I و  متغیرهای انباشته از درجه (1)I هستند. همچنین t متغیری است که روند زمانی را نشان می­دهد و  تفاضل مرتبه اول متغیرهای انباشته از درجه (2)I و ε معرف جمله پسماند است. پس از برآورد این معادله، جمله پسماند محاسبه می­شود. در مرحله دوم، انگستد و همکاران (1997)، براساس جمله پسماند، معادله (7) را تعریف و برآورد می­کنند. 

(7)                                 

اگر فرض صفر  رد شود، نتیجه گرفته می­شود که یک رابطه همگرایی متقابل بین متغیرهای الگو وجود دارد و الگو فاقد مشکل هم­انباشتگی است. نتایج حاصل از این آزمون در جدول 4 مشاهده می­شود. از محدودیت­های روش انگستد و همکاران این است که تنها در مواردی به‌کار می­رود که حداکثر دو متغیردارای انباشتگی از درجه (2)I باشند. البته در مورد متغیرهای انباشته از درجه (1)I محدودیتی وجود ندارد.

جدول 4. نتایج آزمون هم­انباشتگی به روش انگستد و همکاران

مأخذ: محاسبات پژوهش

جدول 4، نتایج حاصل از برآورد معادله (7) را خلاصه کرده ­است. همانگونه که مشاهده می‌شود، مقدار معنی­داری ضریب ρ در حدود 89/6- است که از آماره بحرانی جدول 4 در سطح 5 درصد بزرگتر است. در ادامه، جهت بررسی ارتباط بین متغیرهای پژوهش از الگوی (8) استفاده می­شود.

 (8)                              

در الگوی (8)،  برداری از متغیرهای الگو را نشان می­دهد. جدول 5 نتایج آزمون­های سنجش اعتبار متغیرهای مورد استفاده را نشان می­دهد. ضریب تعیین تعدیل­شده، قدرت تبیین الگو را بیان می­کند.

آماره جارگ- برا[43] برای آزمون نرمال بودن توزیع متغیرها به‌کار می­رود. برای آزمون خودهمبستگی پیاپی، از آزمون بریوش- گودفری[44] استفاده می­شود. ضریب لاگرانژ ناهمسانی واریانس[45]، ثابت بودن یا نوسان‌پذیری واریانس مدل را آزمون می­کند. آزمون وایت[46] برای تعیین  ناهمسانی واریانس­­ها به‌کار می­رود. برای تعیین شکل تبعی، از آزمون رمزی [47]استفاده شده است. برای تعیین وقفه بهینه آزمون­های یادشده از معیار شوارتز استفاده شده است.

جدول 5. نتایج آزمون­هایسنجش اعتبار معادلات در الگوی خودرگرسیون برداری (VAR)

مأخذ: محاسبات تحقیق

حال، تعیین وقفه بهینه در الگوی (6) براساس معیارهای آزمون نسبت راست‌­نمایی[48] (LR)، خطای پیش­بینی نهایی[49] (FPE)، آکاییک (AIC)، شوارتز[50] (SC) و حنان- کویین[51] (HQ) انجام می­شود. نتایج تعیین وقفه بهینه در جدول 6 مشاهده می­شود.

جدول 6. تعیین وقفه بهینه برای الگوی خودرگرسیون برداری

مأخذ: محاسبات تحقیق

با توجه به معیارهای معرفی شده، تعداد وقفه بهینه در الگوی‌ (8) برابر 2 تعیین شد (). سطح معنی­داری آماره­های فوق 5% است. بر این اساس، ماکزیمم مقدار وقفه بهینه برای الگوی (6)، با توجه به درجه انباشتگی مدل و وقفه بهینه مدل، برابر 4 خواهد بود.

در مرحله­ی سوم، الگوی (6) را با درجه­ی 4 ()  برآورد می‌کنیم. پس از برآورد مدل، آزمون والد روی ضرایب الگو‌ی خودرگرسیون برداری تصریح شده انجام شد. نتایج آزمون والد برای الگوی (6) در جدول 7 خلاصه شده است.

جدول 7. نتایج حاصل از رابطه علیت متغیرها براساس آزمون والد

مأخذ: محاسبات تحقیق

فرض صفر این آزمون، صفر بودن ضرایب با وقفه بهینه است. با توجه به توزیع آزمون والد، برای سنجش معنی­داری علیت متغیرها،  از آماره خی-­ دو استفاده می­شود. معنی­داری علیت متغیرها براساس آماره خی- دو در سطح 5% و 1%  به­ ترتیب برابر 488/9  و 277/13 است.

نتایج حاصل از آزمون والد نشان می­دهد که رابطه دوطرفه­ای بین تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد. به­ این صورت که مصرف انرژی، جمعیت شهرنشین و نشر دی‌اکسیدکربن اثر علی بر تولید ناخالص داخلی دارند. همچنین، رابطه علی از مصرف انرژی، نیروی کار و سرمایه به نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد. از این رو، براساس نتایج آزمون والد، دو الگوی (9) و (10) در رابطه با تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن انتخاب می­شود:

(9)                                    

(10)                                

با توجه به خواص توابع لگاریتمی در تفسیر ضرایب ب صورت کشش، برای برآورد روابط (9) و (10)، دو معادله (11) و (12) به شکل لگاریتمی در نظر گرفته­ شده­اند.

(11)                

(12)       

فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس، بیانگر رابطه کوهانی شکل (Uی وارون) بین سطح نشر آلودگی و رشد اقتصادی است. بنابراین، برای تبیین آن، معادله (12) به ­صورت درجه دوم درنظر گرفته می­شود. با توجه به رابطه­ علیت دوطرفه بین نشر دی­اکسیدکربن و تولید ناخالص داخلی جهت برآورد معادلات (11) و (12)، با بهره­­گیری از رویکرد معادلات همزمان، از روش رگرسیون حداقل مربعات وزنی[52] استفاده شد. نتایج برآورد در جدول‌های 8 و 9 مشاهده می­شود.

جدول 8. نتایج حاصل از برآورد معادله (11) به ­روش حداقل مربعات وزنی

مأخذ: محاسبات تحقیق

آماره t­[53] و سطح احتمال متغیرها حاکی از معنی­دار بودن ضرایب متغیرهای مستقل است. آماره دوربین- واتسن نیز بر وجود نداشتن خودهمبستگی پیاپی دلالت دارد. بالا بودن ضریب تعیین الگو نشان می­دهد که در مجموع، الگوها توانسته‌اند به ­خوبی ارتباط  بین متغیرهای مستقل و متغیر وابسته را نشان دهند. از سوی دیگر، اختلاف اندک ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌شده حاکی از نکویی برازش است. برآورد معادله (11) نشان می­دهد که رابطه مثبت و معنی­داری بین لگاریتم نشر دی­اکسیدکربن و لگاریتم تولید ناخالص داخلی وجود دارد. ارتباط مثبت و معنی‌داری نیز بین متغیر لگاریتم مصرف انرژی و لگاریتم تولید ناخالص داخلی وجود دارد.

جدول 9. نتایج حاصل از برآورد منحنی زیست­محیطی کوزنتس آلودگی هوا به ­روش حداقل مربعات وزنی

ماخذ: محاسبات تحقیق

همچنین، رابطه منفی و معنی­دار بین لگاریتم جمعیت شهرنشین و لگاریتم تولید ناخالص داخلی، حاکی است که در طی دوره مورد مطالعه، افزایش جمعیت شهرنشین اثر منفی بر تولید ناخالص داخلی داشته ­است. از سوی دیگر، با توجه به نتایج حاصل از برآورد معادله (12)، مشاهده می­شود که ارتباط مثبت و معنی­داری بین متغیرهای وابسته لگاریتم نیروی کار، لگاریتم موجودی سرمایه، لگاریتم مصرف انرژی و لگاریتم تولید ناخالص داخلی و متغیر توضیحی لگاریتم نشر دی‌اکسیدکربن وجود دارد. اما، ارتباط بین مجذور لگاریتم تولید ناخالص داخلی و لگاریتم نشر دی­اکسیدکربن، منفی و معنی­دار است. از این ­رو، فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس در کشور پذیرفته می­شود. بنابراین، در ابتدا تولید کالاها و خدمات با افزایش سطح آلودگی همراه است. اما، با تداوم رشد اقتصادی، به ­نظر می­رسد که افزایش تولید با کاهش میزان آلودگی همراه باشد. نمودار 1 میزان تغییرات نشر دی­اکسیدکربن را در برابر افزایش سطح تولید ناخالص داخلی کشور نشان می­دهد.

نمودار 1 نشان می­دهد که قدرمطلق ضریب مجذور لگاریتم تولید ناخالص داخلی کوچکتر از قدرمطلق ضریب لگاریتم تولید ناخالص داخلی است. به بیان دیگر، سیاست­های در پیش گرفته شده در جهت کاهش آلودگی در صنایع و کارخانه­های تولیدی کشور، از موفقیت و کارایی  لازم برخوردار نبوده­اند. از این­ رو، لازم است تا به موازات رشد اقتصادی، جهت کاهش بیشتر میزان آلودگی، با مطالعه بیشتر در این زمینه،  سیاست­ها و راهکارهای کاربردی­تری در جهت کاهش آلودگی زیست­محیطی ارائه شود.

نمودار 1. منحنی زیست­محیطی کوزنتس در کشور برای دوره 1384-1350

با توجه به نتایج به‌دست آمده، فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس در کشور پذیرفته می­شود.

5. خلاصه و نتیجه­گیری

پژوهش حاضر با استفاده از داده­های سالیانه به تبیین چگونگی و جهت رابطه بین نشر دی‌اکسیدکربن، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران ­پرداخت. برای بررسی ارتباط علی بین متغیرها از رویکرد تودا- یاماموتو استفاده ­شد. برای احتراز از تورش در تصریح الگو و تبیین شکل تبعی آن، افزون بر داده­های نشر دی­اکسیدکربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی از داده‌های سرمایه، نیروی کار و جمعیت شهرنشین در دوره 1384-1350 استفاده شد.

برای بررسی ارتباط بین نشر آلودگی و رشد اقتصادی ایران در قالب فرضیه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس، این پرسش مطرح شد که آیا ارتباطی بین متغیرهای فرضیه وجود دارد یا خیر؟ بنابراین، نخست موضوع وجود یا وجود نداشتن رابطه بین متغیرها بررسی شد. از  روش چهار مرحله­ای تودا- یاماموتو[54] استفاده شد. در مرحله اول، با توجه به­روش زیووت و آندریوز، درجه انباشتگی الگو تعیین شد. مرحله دوم تعداد وقفه­های بهینه الگو را تعیین کرد. الگوی چندمتغیره­ پژوهش در مرحله سوم برآورد شد. سپس، آزمون والد روی ضرایب  الگو‌ی خودرگرسیون برداری تصریحی انجام گرفت. نتایج آزمون والد نشان داد:

أ‌.         رابطه علیت دوطرفه­ای بین رشد تولید ناخالص داخلی و نشر دی­اکسیدکربن در کشور وجود دارد. اما، مطالعه ژانگ و چنگ (2009)  برای  دوره زمانی 2007-1960 کشور چین، نشان داد که رابطه­ای علی از تولید ناخالص داخلی به مصرف انرژی وجود دارد.

ب‌.     رابطه­ای علی از مصرف انرژی به نشر دی­اکسیدکربن وجود دارد. این نتیجه مشابه یافته‌های ژانگ و چنگ (2009) برای چین است.

ت‌.   فرضیه کوهانی شکل زیست­محیطی (کوزنتس) در مورد کشور ایران صادق است. این نتیجه هم­جهت با نتایج مطالعات پژویان و مرادحاصل (1386) و نیز پورکاظمی و ابراهیمی (1387) است.

در پایان، پیشنهاد می­شود که برای دقیق‌تر کردن چنین یافته­هایی، در پژوهش‌های آتی، افزون بر استفاده از روش­شناسی­های رقیب، برحسب دستیابی به داده‌های جدیدتر، متغیرهای توضیحی و نیز داده­های دیگر گازهای آلاینده و نیز انواع دیگر آلودگی مانند آلودگی آب، چگونگی رابطه علی بین متغیرها و نیز فرضیه زیست­محیطی کوزنتس بازآزمایی شوند. 

منابع

الف- فارسی

اندرس، والتر (1386)، اقتصادسنجی سری­های زمانی،ترجمه مهدی صادقی، تهران، جلد دوم، انتشارات دانشگاه امام صادق (ع).

برقی اسکویی، محمدمهدی (1387)، «آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه‌ای (دی‌اکسیدکربن) در منحنی زیست­محیطی کوزنتس»، فصلنامه تحقیقات اقتصادی، شماره 82، صص. 21-1.

برنامه توسعه سازمان ملل (1390)، «مبارزه با تغییرات آب و هوایی (گزارش توسعه انسانی 2008-2007)»، ترجمه محمدحسن فطرس و جواد براتی، انتشارات دانشگاه بوعلی سینا.

پژویان، جمشید و نیلوفر مرادحاصل (1386)، «بررسی اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا»، پژوهشهای اقتصادی، سال 7، شماره 4، صص. 160-141.

پورکاظمی، محمدحسین و ایلناز ابراهیمی (1387)، «بررسی منحنی کوزنتس زیست‌محیطی در خاورمیانه»، پژوهشهای اقتصادی ایران، شماره 34، بهار، صص. 71-57.

خلیل­پور، افشین (1385)، «بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران (1383-1346)»، پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم انسانی و اجتماعی دانشگاه تبریز.

رائو، کریشنا (1385)، توسعه پایدار: اقتصاد و سازکارها، ترجمه احمدرضا یاوری، تهران، انتشارات دانشگاه تهران.

فطرس، محمدحسن (1385)، مباحثی از اقتصاد محیط­زیست (مجموعه مقالات)، همدان، انتشارات دانشگاه بوعلی سینا.

ب- انگلیسی

Agras, J. and D. Chapman (1999), “A Dynamic Approach to the Environmental Kuznets Curve Hypothesis”,  Ecological Economics, Vol. 28, No. 2, pp. 267-277.

Ang, J. B. (2007), “Co₂ Emission, Energy Consumption, and Output in France”, Energy Policy, Vol. 35, pp. 4772-4778.

Belloumi, M. (2009), “Energy Consumtion and GDP in Tunisia: Cointegration and Casuality Analysis”, Energy Policy, Vol. 37, I.7, pp. 2745-2753.

Cole, M. A., Rayner, A. J. and J. M. Bates (1997), “The Environmental Kuznets Curve: An Empirical Analysis”, Environment and Development Economics, Vol. 2,  No. 4, pp. 401-416.

Engsted, Tom, Gonzalo, Jesus and Niels Haldrup (1997), “Testing for Multicointegration”, Economic Letters, No. 56, pp. 259-266.

Granger, C. W. J. (1988), “Some Recent Developments in a Concept of Causality”, Journal of Econometrics, No. 39, pp.199-211.

Grossman, G. M. and A. B. Krueger (1991), “Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement”, National Bureau of Economic Research, Working Paper, No. 3914, NBER, Cambridge MA.

Heerink, N., Mulatu, A. and Bullet (2001), “Income Inequality and the Environment: Aggregation Bias in Environmental Kuznets Curve”, Ecological Economics, Vol. 38, No. 3, pp. 359-367.

Holtz-Eakin, D. and T. M. Selden (1995), “Stoking the Fires? CO₂ Emissions and Economic Growth”, Journal of Public Economics, Vol. 57, No. 1, pp. 85-101.

International Bank for Reconstruction and Development (1992), “Development and the Environment”, World Development Report, World Bank, Oxford University Press, Oxford.

Mehrara. M. (2007), “Energy Consumtion and Economic Growth: The Case of Oil Exporting Countries”, Energy Policy, Vol. 35, pp. 2939-2945.

Panayotou, T. (2000), “Economic Growth and the Environment”, Center for International Development at Harvard University Working Paper, No. 56.

Pao, H. T. (2009), “Forecast of Electricity Consumption and Economic            Growth in Taiwan by State Space Modeling”, Energy, Vol. 11, pp. 1779-1791.

Payne, J. E. (2009), “On the Dynamics of Energy Consumption and Output in the US”, Applied Energy, Vol. 9, No. 3, pp. 575-577.

Pindyck, R. S. (1979), The Structure of World Energy Demand, MIT Press.

Sengupta, R. (1996), “CO₂ Emission-income Relationship: Policy Approach for Climate Control”, Pacific and Asian Journal of Energy, Vol. 7, No. 2, pp. 207-229.

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.

Shim, Jae Hyun (2006), “The Reform of Energy Subsidies for the Enhancement  of Marine Sustanability, Case Study of South Korea”, PhD Dissertation, University of   Delaware,340 pages, Publication No. 3247718.

Soytaş, U., Sari, R. and T. E. Bradley (2007), “Energy Consumption, Income, and Carbon Emissions in the United States”, Ecological Economics, Vol. 62, pp. 482-489.

Stern, D. I. (1998), “Progress on the Environmental Kuznets Curve?”, Environment and Development Economics, Vol. 3, pp. 173-196.

Toda, H. Y. and T. Yamamoto (1995), “Statistical Inference in Vector Auto Regressions with Possibly Integrated Process”, Journal Economics, No. 66, pp. 225-50.

Yang, H. Y. (2000), “A Note on the Causal Relationship between Energy and GDP in Taiwan”, Energy Economics, No. 22, pp. 309-317.

Zhang, X. P. and X. M. Cheng (2009), “Energy Consumption, Carbon Emissions, and Economic Growth in China”, Ecological Economics, Vol. 68, pp. 2706-2712.

Zivot, E. and D. Andrews (1992), “Further Evidence of Great Crash, the Oil Price Shock and the Unit Root Hypothesis”, Journal of Business and Economic Statistics, Vol. 10, pp. 251-270.