اندازه‏گیری کارایی زیست­محیطی: بررسی موردی نیروگاه­های حرارتی تولید برق در استان‏های خراسان جنوبی، رضوی و شمالی

احمد سیفی*، مصطفی سلیمی‏فر** و هانیه فنودی***

تاریخ دریافت: 17 اردیبهشت 1392         تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392

انتشار گازهای خروجی نیروگاه­های حرارتی تولید برق یکی از عوامل اصلی ایجاد آلودگی­های زیست‏محیطی محسوب می‏شود. در این مطالعه با استفاده از اطلاعات سال­های 84 تا 87 مربوط به 6 نیروگاه­ حرارتی برق استان‏های خراسان کارایی زیست­محیطی صنعت برق نسبت به آلاینده اکسیدهای نیتروژن محاسبه شده­است. در این مقاله با استفاده از توابع فاصله هایپربولیک با در نظر گرفتن ستانده­های مطلوب و نامطلوب به صورت نامتقارن، رهیافت اقتصاد سنجی الگوی مرز تصادفی با بهره­گیری از شکل تابعی ترانسلوگ بکار گرفته شده است. و در نهایت با استفاده از روش حداکثر راست­نمایی در قالب داده­های تابلویی، الگوی مورد نظر تخمین زده شده است. طبق محاسبات انجام شده کارایی زیست­محیطی نیروگاه­های نمونه به طور متوسط 81/93 درصد می­باشد. همچنین نتایج، قیمت سایه­ای معادل 12/1 ریال به­ازای هر کیلوگرم اکسیدهای نیتروژن را نشان می‌دهد. یافته­های چنین مطالعاتی می­تواند زمینه­ای برای مسئولان اقتصادی ایجاد نماید تا با شناخت صحیح­تر موقعیت زیست­محیطی صنعت، سیاست­گذاری و برنامه‌ریزی نمایند.

واژه‌های کلیدی: محیط­زیست، کارایی زیست­محیطی، تابع فاصله، تحلیل مرز تصادفی، تابع ترانسلوگ، ستانده نامطلوب، نیروگاه حرارتی تولید برق.

طبقه‌بندی JEL: C23، D24، L94،Q51.

1. مقدمه

امروزه تولید برق و نرخ رشد آن نه تنها شاخصی برای پیشرفت صنعتی و اقتصادی محسوب می‌شود بلکه در بررسی رفاه عمومی کشورها نیز نقش مهمی ایفا می­کند. در کشور ما بخش اعظم تولید برق به عهده نیروگاه‏های حرارتی می­باشد. بطوری­که سهم نیروگاه­های حرارتی 79 درصد از مجموع برق تولیدی کشور در سال 88 بوده­است. آلودگی ناشی از گازهای خروجی از دودکش نیروگاه­های حرارتی یکی از مهمترین عوامل انتشار آلودگی محسوب می­شود. وسعت توزیع این آلاینده­ها به نوع و کیفیت سوخت مورد استفاده بستگی دارد. این نیروگاه­ها با مصرف سوخت­های فسیلی نظیر گاز طبیعی، گازوئیل و مازوت به تولید برق می­پردازند. مصرف این سوخت­ها موجب انتشار آلاینده­هایی نظیر اکسیدهای­کربن، اکسیدهای نیتروژن، اکسیدهای گوگرد و ... می­شود. تمامی این آلاینده­ها نه تنها روی محیط­زیست در سطح محلی و منطقه­ای بلکه در سطح جهانی اثرات تخریبی دارند، بطوریکه در سطح محلی بیشترین تخریب به صورت آلودگی هوا بروز می‌کند و در سطح بین المللی در اثر گازهای گلخانه­ای موجب گرم شدن سطح زمین می­گردد.

رشد فعالیت­های صنعتی و افزایش انتشار آلاینده­ها موجب جلب توجه جهانیان به مسایل زیست محیطی گردیده است؛ که می­توان نمود آن را در اجلاس ریو، پیمان کیوتو و اجلاس ژوهانسبورگ مشاهده کرد. که در نتیجه آن استانداردهای محیطی و هوای پاک در سطح بین‌المللی و ملی وضع گردیده­اند. با رشد اهمیت توسعه پایدار، مفهوم کارایی زیست­محیطی نیز جایگاه ویژه­ای را در ادبیات اقتصاد توسعه یافته است. کارایی زیست­محیطی یعنی تولید کالا و ارائه خدمات با بکارگیری انرژی و مواد اولیه کمتر که ضایعات، آلودگی و هزینه کمتر را نیز بدنبال داشته باشد. کارایی زیست­محیطی دو جنبه محیطی و اقتصادی را بررسی می­کند. بنابراین می­توان گفت شاخص کارایی زیست­محیطی نمایانگر میزان تعهد به توسعه پایدار می­باشد.

طبق آمار منتشره توسط موسسه مطالعات بین­المللی انرژی، در کشور ما نیروگاه­های تولید برق پس از بخش خانگی و تجاری بیشترین سهم را در آلودگی هوا دارا هستند، و سبب لطمات جبران ناپذیری بر بهداشت عمومی و محیط می­گردند. هدف از این مطالعه با توجه به خلأ تحقیقات کاربردی در این زمینه، اندازه‏گیری کارایی زیست­محیطی با در نظر گرفتن آلاینده­ی اکسیدهای نیتروژن منتشره از تعدادی از نیروگاه­های حرارتی استان­های خراسان جنوبی، رضوی و شمالی و مقایسه آن بین نیروگاه‏های مورد بررسی می‏باشد. بنابراین فرضیه اصلی این تحقیق وجود عدم کارایی زیست‏محیطی در نیروگاه‏های مورد بررسی می‏باشد. ترتیب ارائه مطالب در نوشتار حاضر از قرار زیر است: در ابتدا الگوی نظری مورد استفاده بسط داده خواهد شد، سپس پیشینه تحقیق به تفکیک مطالعات داخلی و خارجی خواهد آمد. در قسمت چهارم، پس از توضیح مختصری در مورد داده­ها، نتایج برآوردها ارائه خواهد گردید. در قسمت پنجم، به بحث و بررسی کشش‏ها و قیمت سایه­ای خواهیم پرداخت. و در قسمت آخر نتایج را بیان خواهیم کرد.

2. مبانی نظری

برای بررسی کارایی زیست­محیطی با فرض وجود دو نوع ستانده مطلوب و نامطلوب نیاز به استفاده از توابع فاصله­ای داریم. در این الگو به منظور بررسی کارایی از هر دو بعد نهاده­ها و ستانده­ها از توابع فاصله هایپربولیک استفاده می­کنیم. و تخمین کارایی را از روش تحلیل مرز تصادفی انجام خواهیم داد. برای این کار از یک تابع ترانسلوگ برای بیان شکل تابع فاصله هایپربولیک کمک می­گیریم. این روش ما را قادر خواهد نمود تا با استفاده از روش داده‏های تابلویی و ترجیحاً روش حداکثر راست­نمایی کارایی زیست­محیطی نمونه مورد نظر را اندازه­گیری نماییم.

1-2. تابع فاصله هابپربولیک

تکنولوژی تولیدی را در نظر می­گیریم که دو نوع ستانده مطلوب و نامطلوب را به طور هم­زمان تولید می­کند. طی فرآیند تولید بردار نهاده   به بردار ستانده  تبدیل می‏شود، که  متشکل از دو زیر بردار  و  می باشد، که به ترتیب بیانگر بردار ستانده مطلوب و بردار ستانده نامطلوب است. و  نشان­دهنده مجموعه واحدهای تولیدی می­باشد. در این تحقیق نیروگاه­های حرارتی تولید برق را در نظر می‌گیریم که بطور هم‌زمان دو نوع ستانده برق به عنوان ستانده مطلوب و آلاینده اکسیدهای نیتروژن را به­عنوان ستانده نامطلوب تولید می‏کنند. در این حالت مجموعه تکنولوژی به صورت زیر تعریف می‌شود:

(1)                   

 برای مدل­سازی چنین تکنولوژی تولیدی چندین فرض را تعریف می‏کنیم که اصول عمومی ما را تشکیل خواهند داد. در ابتدا فرض می­کنیم، ستانده­ها برای هر بردار از نهاده­ها  پیوسته ­باشند. همچنین مجموعه ستانده­ها مجموعه­ای بسته باشد^[1]. دومین فرض قابلیت حذف نهاده‌ها بطور آزادانه و قوی می­باشد^[2]. به عبارت دیگر اگر نهاده‏ها افزایش یابند (یا کاهشی نداشته باشند) مجموعه ستانده کاهش نمی­یابد. تا اینجا به استثنای حضور ستانده نامطلوب، تکنولوژی تولید ما با مدل­های سنتی نئوکلاسیکی سازگار است. برای معرفی ستانده نامطلوب ناگزیریم چندین فرض دیگر به مدل اضافه کنیم. اولاً آلودگی یا محصول جانبی نامطلوب را به­عنوان ستانده به­صورت مکمل با ستانده مطلوب در نظر می­گیریم^[3]. همچنین فرض می­کنیم که ستانده­های مطلوب و نامطلوب به طور ضعیف قابل حذف می‏باشند.^[4] قابلیت حذف ضعیف یعنی هر نسبت کاهشی از ستانده­های مطلوب و نامطلوب به طور هم­زمان امکان پذیر است. منظور از این فرض این است که حذف ستانده نامطلوب هزینه­بر می­باشد. این هزینه می‏تواند در اثر اخذ جریمه باشد، یا ممکن است تصمیم گیرندگان به طور کلی برای کاهش آلودگی به کاهش تولید رضایت دهند. از طرف دیگر، فرض مربوط به قابلیت حذف قوی ستانده مطلوب را نیز داریم^[5]. به تعبیری همیشه قادر هستیم برخی از ستانده­های مطلوب را بدون هیچ­گونه هزینه­ای حذف کنیم. (فایر و همکاران^[6]، 2005)

تابع فاصله هایپربولیک  را به صورت زیر تعریف می­نماییم:

(2)                        

مزیت این تابع این است که ستانده­های مطلوب و نامطلوب را به صورت نامتقارن در نظر می­گیرد که سبب می‏شود تکنولوژی تولید از نظر زیست­محیطی متناسب باشد. (کوستا و همکاران^[7]، 2009) دامنه تابع فاصله هایپربولیک  می­باشد.

این تکنولوژی از اصول کلی ذکر شده تبعیت می­کند و باید دارای شرایط زیر باشد:

1. تقریباً همگن خواهد بود.

2. از نظر ستانده مطلوب غیر­کاهنده خواهد بود.

3. از نظر ستانده نامطلوب غیرفزاینده خواهد بود.

4. از نظر نهاده نیز غیر­فزاینده خواهد بود.

این تابع کاملاً مشابه تابع فاصله ستانده است که حداکثر بردار ستانده ممکن را بر روی مرز مجموعه تکنولوژی   نشان می­دهد.  تابع   تقریبا همگن از درجات ، ، ، و  خواهد بود اگر:

(3)                   

تابع فاصله هایپربولیک زیست­محیطی از درجات 0، 1، 1- و1 همگن بوده و تکنولوژی را نشان می­دهد که دارای قابلیت حذف ضعیف ­باشد. بنابراین اگر  باشد، تولید بر روی منحنی بی‏تفاوتی ^[8] قرار می­گیرد و گفته می­شود که به­طور ضعیف کاراست^[9]. و اگر باشد، ناکارا گفته می­شود و تولیدکننده می­تواند عمل­کرد زیست‌محیطی خود را با افزایش تولید ستانده مطلوب و کاهش آلودگی به عنوان ستانده نامطلوب بهبود بخشد.

2-2. تابع فاصله هایپربولیک ترانسلوگ

تابع ترانسلوگ یکی از فرم­های تابعی رایج است که در تخمین تکنولوژی­های تولید ناشناخته از انعطاف­پذیری کامل برخوردار می­باشد و امکان تحمیل قیود همگنی را نیز داراست. فرض می­کنیم که  به­طور پیوسته قابل مشتق­گیری باشد، و برای این­که همگن باشد باید بتوان آن را به­صورت رابطه (4) نوشت.

(4)         

شکل ترانسلوگ   به­صورت زیر خواهد­بود:

(5)            

سپسمشتق­های جزئی تابع ترانسلوگ را به­صورت زیر استخراج می­کنیم:

(6)     

(7) 

(8)      

برای استخراج شکل پارامتریک مربوط به تابع فاصله هایپربولیک، می­بایست درجات همگنی 0، 1، 1- و 1 را به تابع فاصله هایپربولیک ترانسلوگ اعمال کنیم. با تقسیم معادله (4) بر و با نوشتن آن به صورت لگاریتمی و با استفاده از روابط ،  و   خواهیم داشت:

(9)                                                   

با جایگزین کردن معادلات (7) و (8) در معادله (9)، رابطه زیر را خواهیم داشت.

(10)       

بر­اساس معادله (10) قیود مورد نیازی که همگنی از درجه 0، 1، 1- و 1 را تضمین می­کنند عبارتند از:

(11)                                                 

(12)                                 

(13)                                   

(14)                                    

این مجموعه قیود را بر تابع فاصله هایپربولیک اعمال می­کنیم. با استفاده از شرط همگنی و انتخاب  M امین ستانده مطلوب با هدف نرمال‌سازی،  خواهیم داشت:

(15)                                    

که نتیجه آن رابطه (16) خواهد بود.

(16)       

که در این رابطه  و  می­باشند. بنابراین برای ستانده نرمال­کننده ­،  است، و نسبت   برابر یک می­شود. بنابراین تمامی عباراتی که ستانده نرمال کننده  ام را دارند برابر صفر خواهند­شد. در حالی­که برای ستانده نامطلوب این اتفاق نمی­افتد، و به همین دلیل است که در معادله (16) سیگماهایی که   دارند حداکثر  هستند و سیگماهایی که  دارند حداکثر  می­شوند. که تأییدکننده شرایط چهارگانه 1 تا 4 که قبلاً ذکر شد، می­باشد. بنابراین با استفاده از این رابطه می­توان حداکثر کاهش در نهاده و افزایش در ستانده مورد نیاز برای این­که  بر روی مرز تولید قرار گیرد را محاسبه کرد. (کوستا و همکاران، 2009)

3-2. استخراج الگوی کاربردی

برای تخمین تابع فاصله هایپربولیک روش تحلیل مرز تصادفی را بکار می­گیریم. در این روش، فاصله­ای که تولیدکننده را از مرز تولید جدا می­کند شامل هر دو عنصر عدم کارایی و جمله خطای تصادفی می­شود که خارج از دسترس تولیدکننده است. چنان­که پیش از این بیان شد این تابع باید همگن باشد. بدین منظور با توجه به معادله (15) تابع فاصله­ای که باید تخمین زده شود را به­صورت زیر می­نویسیم:

(17)       

در واقع رابطه (17) معادل رابطه (16) می­باشد با این تفاوت که جزء خطا اضافه شده­است. این رابطه را می­توان به شکل زیر نشان داد.

(18)               

در این فرمول i و t به ترتیب نیروگاه و زمان مورد بررسی را نشان می‏دهند. همچنین انحرافات از یک بوسیله خطای ترکیبی نشان داده­می­شود. جمله خطا   یک طرفه می­باشد و عدم کارایی را نشان می­دهد، و از توزیع نیمه نرمال  تبعیت می‌کند. در­حالی­که جمله خطای تصادفی استاندارد به طور متقارن اطراف صفر توزیع شده است،  متغیر وابسته است و  جزء فاصله­ای معادل جزء خطای یک طرفه  است.

این رابطه را با استفاده از روش حداکثر راست­نمایی تخمین می­زنیم. سپس، تخمین کارایی تابع هایپربولیک برای هر نیروگاه با استفاده از داده­های تابلویی و روش حداکثر راست­نمایی بر اساس رابطه زیر ممکن می­گردد. در این رابطه  کل کارایی نیروگاه را نشان می‏دهد.

(19)       

3. پیشینه­ تحقیق

در زمینه اندازه­گیری کارایی زیست­محیطی در کشورهای توسعه­یافته و برخی از کشورهای در حال توسعه نظیر هند و چین مطالعات متعددی صورت گرفته­است و پیشرفت­­های خوبی در زمینه تعریف، تدوین و برآورد الگوهای مناسب برای قید کردن ستانده نامطلوب آلودگی در کنار ستانده مطلوب حاصل شده­است. از مجموع مطالعات انجام شده در داخل کشور می­توان به این نتیجه رسید که تحقیقات اندکی در مورد کارایی زیست­محیطی صورت پذیرفته‏است. در این قسمت خلاصه­ای از مطالعات صورت گرفته را با تفکیک به دو دسته­ی مطالعات داخلی و خارجی مرور می­کنیم.

1-3. مطالعات داخلی

پور کاظمی و حیدری (1381) با استفاده از تحلیل پوششی داده‏ها  به ارزیابی کارآیی نیروگاه‏های حرارتی تولید برق کشور پرداخته‏اند. نتایج حاصل نشان می‏دهند که متوسط کارآیی نیروگاه‏های حرارتی کشور تحت فرض بازده ثابت به مقیاس 64 درصد و تحت فرض بازده متغیر به مقیاس 78 درصد می باشد. در این تحقیق به مسأله هزینه‏ها، کارآیی اقتصادی و زیست‏محیطی پرداخته نشده‏است.

علی دریجانی (1384) با جمع­آوری اطلاعات تولیدی سال ١٣٨٢ کلیه­ی کشتارگاه­های دام فعال استان تهران، با به کارگیری رهیافت اقتصادسنجی تحلیل مرز تصادفی از طریق برازش تابع مرز تصادفی فاصله ستانده نرمال شده، مقادیر کارایی بکارگیری منابع و کارایی زیست­محیطی را ارزیابی و در گروه­های مختلف کشتارگاهی مقایسه و تحلیل نموده­است. نتایج این مطالعه نشان می­دهد که اکثر کشتارگاه ها به لحاظ زیست محیطی کارا نبودند، در حالی­که امکان ارتقای عملکرد زیست­محیطی با فناوری­های موجود وجود داشت. و در پایان، این روش را به­عنوان مبنای علمی ارزیابی عملکرد از بعد زیست­محیطی واحدهای تولیدی به برنامه­ریزان و سیاست­گذاران این عرصه پیشنهاد نموده­است. بکارگیری روش تابع فاصله ستانده در این مطالعه سبب شده است که کارایی زیست‏محیطی بدون در نظر گرفتن نقش نهاده‏ها (هزینه‏ها) محاسبه شده، به عبارت دیگر در این روش تنها میزان ستانده­ها انعطاف­پذیر خواهد بود و تنها بر کارایی درآمدها تأکید می‏شود.

مهدی صادقی (1386) پژوهشی با هدف بررسی راهکارهای افزایش بازده نیروگاه و آثار زیست‏محیطی و اقتصادی آن انجام داده­است، که در آن به بررسی بازده نیروگاه­های گازی، سیکل­ترکیبی و بخاری پرداخته شده­است. با توجه به محاسبات صورت گرفته، مشاهده می­شود در نتیجه افزایش بازده، میزان آلاینده­های تولیدی و هزینه­های اجتماعی کاهش قابل ملاحظه­ای می­یابد. از آن­جا که با توجه به نتایج به دست آمده، این کاهش بیشتر در نیروگاه­های بخاری رخ می­دهد، لذا ارجحیت افزایش بازده در نیروگاه های بخاری می­باشد.

محمد قربانی و همکاران (1388) از روش تابع فاصله ستانده برای بررسی کارایی زیست­محیطی گاوداری‏های مشهد استفاده کرده­اند. قربانی و همکاران در این مطالعه از روش تحلیل مرز تصادفی و با بکارگیری تابع ترانسلوگ به تخمین تابع فاصله ستانده می­پردازند. روش تخمین در این تحقیق حداقل مربعات معمولی است. آن‏ها همچنین قیمت‏های سایه­ای برای هر یک از واحدهای نمونه را تخمین می­زنند. و در نهایت به ارائه پیشنهاداتی می‏پردازند نظیر اخذ مالیات سبز از واحدهای آلاینده یا جنگل­کاری توسط این واحدها به منظور کاهش گازهای گلخانه‏ای. در این مطالعه نیز استفاده از روش تابع فاصله ستانده باعث می‏شود نهاده‏ها به صورت برونزا در  نظر گرفته شودند و بررسی کارایی از بعد هزینه‏ای مورد غفلت قرار گیرد.

امامی میبدی و همکاران (1388) کارایی فنی و بهره‏وری 26 نیروگاه حرارتی فعال در ایران را با استفاده از روش تحلیل فراگیر داده‏ها و شاخص مالم کوییست اندازه‏گیری نموده‏اند. نتایج این مطالعه نشان داد که متوسط کارایی فنی نیروگاه‏ها تحت فرض بازده ثابت و متغیر در سال 1386، به ترتیب برابر با 4/76 و 8/92درصد است و ناکارایی مقیاس بیشترین تاثیر را روی ناکارایی فنی دارد. رشد بهره وری تمام نیروگاه های مورد نظر طی سال های 86-1381 به طور متوسط معادل 1.5 درصد بوده است و تاثیرگذارترین عامل در تغییرات بهره‏وری، تغییرات تکنولوژیکی معرفی شده است. در این مطالعه سنجش کارایی تنها از نظر فنی بوده‏است و به مسائل زیست‏محیطی و ستانده‏های نامطلوب نیروگاه‏ها پرداخته نشده‏است.

2-3. مطالعات خارجی

فایر و همکاران^[10] (2005) بمنظور بررسی تاثیر مرحله اول مقررات "برنامه باران­های اسیدی"^[11] ، کارایی زیست‏محیطی نیروگاه­های تولید برق امریکا را محاسبه نمودند. در این تحقیق تابع فاصله ستانده مستقیم، براساس روش تحلیل مرز تصادفی و با بکارگیری تابع ترانسلوگ استفاده شده­است. آن‏ها قیمت سایه­ای دی­اکسید­گوگرد و کشش جانشینی بین برق تولیدی و SO2 را تخمین زدند و به این نتیجه رسیدند که مرحله یک برنامه باران­های اسیدی در کاهش SO2 موثر بوده است. همچنین مارتی و همکاران[12]  (2006) در مطالعه‏ای مشابه کارایی فنی و زیست­محیطی 5 نیروگاه حرارتی کشور هند را برای دوره زمانی 1997-2004 اندازه­گیری نموده­اند. در این مقاله از تابع فاصله ستانده استفاده شده­است. ستانده­ها شامل میزان برق تولیدی به­عنوان ستانده مطلوب و سه نوع آلاینده­ی دی­اکسید­گوگرد، اکسیدهای نیتروژن و ذرات معلق به­عنوان ستانده نامطلوب می­باشند. نتیجه حاصل از این مطالعه عدم کارایی زیست محیطی و فنی را برای نمونه مورد بررسی 10 درصد نشان می‏دهد. نویسندگان این مقاله وضع مالیات بر آلاینده­ها را به­عنوان راهکاری برای کاهش آلودگی پیشنهاد می­کنند.

کوئلی^[13] (2006) کارایی فنی، اقتصادی و زیست­محیطی واحدهای دامداری در کشور بلژیک را اندازه­گیری می‏کند. مهمترین آلاینده منتشره از واحدهای دامداری ترکیبات فسفر می­باشد که به عنوان ستانده نامطلوب در نظر گرفته شده­است. وی از روش حداقل­سازی بردار نهاده­ها در مدل­های تولید استاندارد استفاده می­کند که قابل برازش از طریق تحلیل پوششی داده­ها می­باشد. این روش قابلیت تفکیک کارایی به دو جزء فنی و تخصیصی را داراست. نتایج حاصل از این مطالعه تجربی میانگین کارایی فنی، کارایی زیست­محیطی، کارایی تخصیصی و کارایی هزینه را به ترتیب 897/0، 843/0، 985/0 و 883/0 نشان می­دهد. کوئلی معتقد است این روش نه تنها برای اندازه­گیری کارایی در بخش کشاورزی مناسب است بلکه برای بخش صنعت و تولید برق نیز کاملا قابل استفاده می­باشد. اما یکی از معایب روش تحلیل پوششی داده‏ها این است که  تمام انحرافات از منحنی مرزی کارا را ناشی از عدم کارایی واحدها می­داند و آن را در جزء ناکارایی قرار می­دهد، اما روش تحلیل مرز تصادفی انحرافات تابع را به دو جزء ناکارایی و جزء اخلال ربط می‏دهد و به همین دلیل دارای مزیت می­باشد.

فایر و همکاران^[14] (2007)، تابع تولید زیست­محیطی را با تابع فاصله مستقیم زیست­محیطی مقایسه نموده­اند. تفاوت این دو نوع تابع زمانی است که از تکنولوژی با تولید ستانده مکمل مطلوب و نامطلوب به طور همزمان استفاده می­شود، زیرا توابع تولید تنها قادر به توضیح تولید ستانده مطلوب می­باشد. در این مقاله از نمونه­ای از 92 نیروگاه­ تولید برق در کشور امریکا برای سال 1995 استفاده شده­است. نتیجه حاصل از این تحقیق نشان می­دهد که توابع تولید عدم کارایی بیشتری را در مقایسه با توابع فاصله مستقیم نشان می­دهند.

کوستا و همکاران^[15] (2009) کارایی زیست­محیطی صنعت برق برای نیروگاه­های حرارتی ایالات متحده امریکا را اندازه­گیری نموده­اند. در این مقاله با استفاده از دو روش پارامتریک و ناپارامتریک به بررسی کارایی پرداخته‏اند. در هر دو روش تابع فاصله هایپربولیک مورد استفاده قرار گرفته است. نتایج حاصل از این مطالعه نشان می‏دهد که گرچه نتایج کارایی حاصل از دو روش از نظر آماری متفاوت­اند اما از نظر رتبه­بندی نیروگاه­ها پاسخ یکسانی می‏دهند. کوستا و همکاران روش تحلیل مرز تصادفی را به علت قابلیت ارائه تعریف بهتری از عدم کارایی بر مبنای تئوری اقتصادی به علاقمندان بکارگیری تکنیک­های اقتصاد­سنجی پیشنهاد می‏کنند.

4. الگوی نهایی، داده­ها و مشاهدات

به منظور اندازه­گیری کارایی زیست­محیطی صنعت برق در استان­های خراسان، از تابع فاصله هایپربولیکی که توصیف گردید استفاده می­شود، می­توان الگوی نهایی قابل تخمین را به صورت زیر بیان کرد.

(20)       

که در این رابطه   بیانگر جزء ناکارایی و  جزء اخلال تصادفی می­باشد.

در این الگو اطلاعات مورد نیاز شامل میزان برق تولیدی بر حسب مگاوات ساعت بعنوان ستانده مطلوب، میزان آلاینده اکسیدهای نیتروژن بر حسب تن به­عنوان ستانده نامطلوب و نهاده­ها شامل تعداد نیروی کار، سوخت مصرفی بر حسب میلیون BTU و ظرفیت تولیدی^[16] بر حسب مگاوات می­باشند. در این مطالعه نمونه­ای از شش نیروگاه حرارتی تولید برق استان­های خراسان جنوبی، رضوی و شمالی شامل نیروگاه­های توس، مشهد، شریعتی، خیام (نیشابور)، شیروان و قاین برای دوره 4 ساله 1387-1384  مورد استفاده قرار گرفته است. لازم به ذکر است که اطلاعات به صورت ماهانه می‏باشد، در نتیجه در مجموع 288 مشاهده خواهیم داشت. آمار و اطلاعات مربوط به میزان تولید برق، سوخت مصرفی، نیروی کار و ظرفیت تولیدی از جداول تفصیلی تولید و بودجه واحدهای نیروگاهی شرکت برق منطقه‏ای خراسان استخراج شده‏اند. همچنین اطلاعات مربوط به میزان انتشار آلاینده اکسیدهای نیتروژن براساس فاکتورهای انتشار محاسبه شده در پروژه تدوین اطلس آلودگی نیروگاه‏های کشور (1387) اندازه‏گیری و تخمین زده شده‏اند.

برای رفع مشکل همگرایی داده­ها، آن­ها را نرمال­سازی می­کنیم. برای این کار هر یک از نهاده­ها و یا ستانده­ها را بر میانگین هندسی آن تقسیم می­کنیم. جدول (1) نتایج تخمین را نشان می­دهد که با استفاده از روش حداکثر راستنمایی و داده­های تابلویی توسط نرم‌افزار Frontier4.1 بدست آمده­است.

در این جدول می­توان اثرات ستانده­ها و نهاده­ها بر تابع فاصله هایپربولیک و معناداری کشش‌های جزئی مستقیم را مشاهده کرد. مطابق نتایج بدست آمده براساس جدول (1) متوسط کارایی زیست­محیطی نیروگاه­ها در این دوره زمانی 93 درصد می­باشد. برآوردها معناداری کلی رگرسیون را نشان می­دهد. همچنین آزمون معنی داری ضرایب رگرسیون (آزمون t) نشان می­دهد که 13 ضریب برآورد شده از کل 14 ضریب در سطح خطای کمتر از 5 درصد مخالف صفر می‌باشند. آماره­های  و   پارامترهای مربوط به توزیع جزء اخلال می­باشند. براساس آزمون تعمیم یافته نسبت راست‏نمایی^[17] ملاحظه می‏گردد مقدار برآورد شده به شکل معنی‏داری متفاوت از صفر است. در نتیجه می‏توان استنباط نمود که روش حداکثر راست­نمایی به روش حداقل مربعات معمولی ترجیح دارد.

پس از تخمین الگوی مرز تصادفی می­توان پارامتر مفقودی را نیز محاسبه نمود.^[18] همچنین ضریب آلاینده NO_x  منفی می­باشد. بدین مفهوم که هر افزایشی در آلاینده NO_x مقدار تابع فاصله را افزایش می­دهد. می‏توان تحلیل مشابهی را برای نهاده­های سوخت و ظرفیت تولید (به ترتیب متغیرهای  و ) بیان نمود. در حالی‏که این امر برای نهاده نیروی‏کار () صادق نیست، که علت آن را می­توان عدم تغییر تعداد نیروی کار شاغل و احتمالاً وجود نیروی کار مازاد در نیروگاه­ها در این دوره زمانی دانست.

جدول 1. نتایج تخمین با استفاده از نرم‌افزار Frontier4.1

منبع: یافته­های تحقیق

نمودار (1) میانگین کارایی زیست­محیطی هر یک از نیروگاه­ها را برای دوره مورد نظر نشان می­دهد. براساس این نمودار می­توان گفت نیروگاه­های توس و شیروان به ترتیب بیشترین و کمترین کارایی زیست محیطی از نظر انتشار آلاینده NO_x را به خود اختصاص داده­اند. علت پایین بودن کارایی زیست­محیطی نیروگاه شیروان را می‏توان در تغییرات اعمال شده در نیروگاه، شامل تبدیل کردن آن به سیکل ترکیبی طی سال­های 85 و 86 و زمان­بر بودن تعدیلات مورد نظر از لحاظ نیروی کار و ظرفیت تولید دانست.

نمودار 1. میانگین کارایی زیست‌محیطی هر یک از نیروگاه­های نمونه آماری طی دوره 84-1387

منبع: یافته­های تحقیق

نمودار 2. روند میانگین کارایی زیست­محیطی نیروگاه­های نمونه طی دوره 84-1387

منبع: یافته­های تحقیق

نمودار (2) روند تغییرات در میانگین کارایی زیست­محیطی نیروگاه­های مورد نظر را طی دوره 1384 تا 1387 به صورت ماهانه نشان می­دهد. چنان­که در این نمودار مشاهده می­شود، کارایی زیست­محیطی در سال 86 دچار کاهش شدیدی شده­است که علت آن را می­توان در تعطیلی (عدم تولید) نیروگاه شیروان در نمیه دوم سال دانست. بعلاوه، در این نمودار به خوبی مشخص است که هر ساله در فصل زمستان کارایی زیست محیطی دچار افت شدیدی می­شود؛ به این دلیل که در فصل زمستان اختلاط سوخت و هوا بسیار کمتر از فصول دیگر است و رقیق‏سازی آلاینده اکسیدهای نیتروژن به خوبی صورت نمی­گیرد. همچنین، محدودیت مصرف سوخت در نیروگاه‏ها در فصل زمستان و جایگزینی آن با سوخت مایع (گازوئیل و مازوت) منجر به آلودگی بیشتری می‏شود.

5. بررسی کشش­ها و قیمت سایه­ای آلودگی

کشش­ها یکی از شاخص­های مهم هدایت­کننده برای سیاست­گذاران می­باشد که می­تواند در وضع قوانین زیست­محیطی مفید واقع شود. در توابع فاصله نیز مانند توابع تولید سنتی قابلیت استخراج کشش­ها وجود دارد. در ابتدا با کشش بین ستانده مطلوب و نهاده­ها شروع می­کنیم. بطوریکه برای نهاده­ی kام داریم:

(21)                    

در رابطه (21) ضرایب متقاطع بین نهاده­ها ( ) مشاهده می­شود، که می­توان آن­ها را بعنوان مقیاسی از اثرات ثانوی بر ستانده مطلوب تفسیر نمود.^[19] در جدول (2) کشش­های ستانده مطلوب نسبت به نهاده­ها (با نماد ) نمایش داده شده‏است. لازم به ذکر است، در مدل برآورد شده، متغیر وابسته (ستانده مطلوب) با علامت منفی ظاهر شده­است. لذا علامت کشش­ها برعکس علامت کشش در حالت عادی می­باشد. مطابق نتایج تخمین، تولید برق با مصرف سوخت و ظرفیت تولید رابطه مستقیم دارد. این در حالی­ست که کشش مربوط به نیروی کار مثبت بوده، و این امر می­تواند به علت عدم تخصیص بهینه نیروی کار اتفاق افتاده باشد. همچنین برای توابع فاصله می­توان اثرات جانشینی بین نهاده‏ها را طبق رابطه زیر بیان نمود.

(22)       

که  در این رابطه همان سهم معمول نهاده kام از هزینه­ها، براساس تولید نهایی نسبی آن می‏باشد. بنابراین  سهم وزنی­ای از کشش تولید نهایی یا  می‌باشد، که می­توان از آن برای تفسیر جانشینی استفاده کرد. (کوستا و همکاران، 2009) بر این اساس می­توان گفت افزایش در  نه تنها کل تولید را افزایش می‏دهد، بلکه تولید نهایی نهاده­هایی را که نسبت به  مکمل هستند را بیشتر از تولید نهایی نهاده‏هایی که نسبت به  جانشین هستند، افزایش می­دهد. می­توان این مطلب را به صورت رابطه (23) نشان داد.

(23)                                    

با فرض توابع فاصله که در آن متغیر وابسته منفی می­باشد، اگر منفی باشد، با افزایش مصرف نهاده   مصرف نهاده  نیز در فرایند تولید افزایش خواهد یافت، که نشان می­دهد که هر دو نهاده مکمل هستند. و بر عکس اگر مثبت باشد، با افزایش نهاده مصرف نهاده  در فرایند تولید کاهش می­یابد، که نشان می­دهد دو نهاده در فرایند تولید جانشین هستند. در جدول (2) کشش جزئی مستقیم را نشان می­دهد که مستقیما از نتایج برآورد مدل استخراج شده­است. درجه مکملی یا جانشینی نهاده­ها در فرآیند تولید در این جدول در سه ردیف آخر نشان داده شده‏اند. در ستون اول آن کشش­های مربوط به سوخت مصرفی () نشان داده شده اند، بطوریکه به ازای افزایش یک واحد در سوخت مصرفی، ظرفیت تولید  واحد و نیروی کار  واحد افزایش می­یابند، به عبارت دیگر نهاده سوخت مصرفی با نهاده­های ظرفیت تولید و نیروی کار مکمل خواهد بود. در ستون دوم کشش‏های مربوط به ظرفیت تولید () نشان داده شده­اند. و ستون سوم کشش­های مربوط به نیروی کار () را نشان می‏دهد. چنانکه توصیف گردید، مقادیر عددی مربوط به کشش­های جانشینی نزدیک به صفر می­باشند، بطوری‏که می‏توان گفت میزان جانشینی و یا مکملی نهاده­ها در فرایند تولید بسیار ناچیز می­باشد.

جدول 2. کشش­های ستانده مطلوب و کشش­های جانشینی بین نهاده­ها

منبع: یافته­های تحقیق

همچنین می­توان کشش بین ستانده­های مطلوب و نامطلوب را نیز بر اساس رابطه زیر به­دست آورد.

(24)       

که در اینجا  می­باشد. بطوری‏که این کشش­ها معادل کشش­های توابع فاصله می­باشند (). همچنین در صورتی­که کشش تابع فاصله نسبت به ستانده نامطلوب محاسبه شده باشد، با استفاده از شرایط همگنی می­توان کشش تابع فاصله را نسبت به ستانده مطلوب نیز براساس رابطه  به دست آورد. در این تحقیق کشش­های تابع فاصله نسبت به ستانده مطلوب و نامطلوب به ترتیب 0368/0 و 9631/0- می­باشند که نشان دهنده کشش بالای تابع فاصله نسبت به ستانده نامطلوب و کشش نسبتاً پایین تابع فاصله نسبت به ستانده­ی مطلوب می­باشد. اینک می­توانیم نرخ نهایی تبدیل بین ستانده­های مطلوب و نامطلوب در طول مرزهای تولید را به صورت رابطه زیر بدست آوریم.

(25)                  

وقتی که نسبت ستانده­ها تغییر می­کند، نسبت کشش­ها هم تغییر خواهد نمود. زیرا انتظار داریم که تولید کمتر یا بیشتر از ستانده نامطلوب، یک هزینه فرصت برای ستانده مطلوب داشته باشد. برای پرهیز از این وضعیت، این امکان وجود دارد با نرمال‌سازی  توسط نسبت ستانده­ها^[20]، به یک معیار جانشینی نسبی دست یابیم. در نتیجه رابطه زیر را خواهیم داشت:

(26)                                                     

در این رابطه هر چه مقدار  از لحاظ قدر مطلق بزرگتر باشد (یا بیشتر منفی باشد)، هزینه فرصت بیشتر ستانده مطلوب بر حسب ستانده نامطلوب را نشان می­دهد، به­عبارت دیگر بیانگر میزان بیشتر مکمل بودن آن­ها است و برعکس. در این تحقیق مقدار 0382/0- برای کشش جانشینی نرمال­شده بین ستانده­ها بدست آمد، که نشان دهنده مکمل بودن برق تولید شده و آلاینده اکسیدهای نیتروژن می­باشد. نسبت کشش جانشینی بین ستانده­ها هزینه فرصت تکنولوژیکی را نشان می­دهد که می­توان از آن بعنوان یک معیار اقتصادی استفاده کرد. با استفاده از روابط دوگانگی بین توابع فاصله هایپربولیک و سود می­توان قیمت سایه­ای ستانده نامطلوب را استخراج کرد. بدین ترتیب اگر از تابع سود شروع کنیم، خواهیم داشت:

(27)                           

که در این رابطه p و q قیمت ستانده­های مطلوب و نامطلوب می­باشند. شرط درجه اول آن را می‌توان به صورت روابط زیر بیان کرد:

(28)                              

(29)                         

بر اساس این روابط می­توان گفت حداکثر سود­دهی برای بردارهایی بدست می­آید که کشش مقیاس آن­ها برابر (منفی) یک باشد:

(30)                                               

که با ادغام آن در قیود مربوط به همگنی  و  خواهد بود. بنابراین قیمت سایه­ای آلاینده یا هزینه نهایی کاهش آلودگی بر حسب میزان کاهش در تولید ستانده مطلوب v می­باشد، زمانی‏که به منظور حذف عدم کارایی زیست­محیطی، آلاینده w را کاهش می­دهیم. محاسبات انجام شده با استفاده از نرخ نهایی تبدیل نرمال شده قیمت سایه­ای برای آلاینده اکسیدهای نیتروژن را به طور متوسط 71/1118ریال به ازای هر تن نشان می­دهد. محاسبه قیمت سایه­ای ما را در اتخاذ سیاست­های زیست محیطی یاری می­نماید.

6. نتایج

طبق محاسبات انجام شده کارایی زیست­محیطی نیروگاه­های نمونه به طور متوسط 81/93 درصد می­باشد. بر این اساس می­توان با افزایش ستانده مطلوب به طور متوسط به میزان 5/6 درصد  و کاهش نهاده­ها به طور متوسط به میزان 2/6 درصد  عملکرد تولیدی را بهبود بخشیده و به کارایی دست یافت.

در مورد نتایج حاصل از محاسبه کشش­ها، با توجه به این نکته که در مدل برآورد شده، متغیر وابسته (ستانده مطلوب) با علامت منفی ظاهر شده، لذا علامت کشش­ها می­بایست با دقت بیشتری تعبیر گردد. نتایج حاصل از محاسبه کشش­ها، کشش بالای برق نسبت به سوخت را نشان می­دهد، که مبین سهم بسزای سوخت در تولید برق می‏باشد. بعلاوه، ظرفیت تولید نیز در مقایسه با مطالعات خارجی کشش زیادی را نشان می­دهد، که این امر می­تواند از پایین بودن سرمایه­گذاری­ها در احداث نیروگاه نسبت به حجم تقاضا ناشی شده­باشد. کشش نهاده کار (بر خلاف تئوری) مثبت می‏باشد که علت آن را می­توان در عدم تغییر نیروی کار با توجه به مقدار مورد نیاز در طی دوره، و وجود نیروی کار مازاد دانست. 

بر اساس نتایج بدست آمده می­توان گفت نهاده نیروی کار با سایر نهاده­ها مکمل می­باشد، در حالی‏که نهاده‏های سوخت مصرفی و ظرفیت تولید تا حدودی قابلیت جانشینی دارند. به عبارت دیگر با توجه به محدودیت ظرفیت تولید با مصرف سوخت مازاد نیروگاه­ها می­توانند به طور موقت اضافه­تر تولید کنند (به طوری­که گاهی در اوج مصرف، عامل بار[21] نیروگاه بیشتر از 100 درصد بوده­است).

بعلاوه تخمین­ها از نرخ نهایی تبدیل نرمال شده، مکمل بودن برق تولیدی و آلاینده اکسیدهای نیتروژن را نشان می­دهد. به دلیل کوچک بودن مقدار کشش، می­توان گفت درجه مکملی بین ستانده­ها تا حدودی ناچیز می‏باشد. همچنین برآوردها قیمت سایه­ای نسبتا ناچیزی را معادل 12/1 ریال به ازای هر کیلوگرم برای آلاینده اکسیدهای نیتروژن نشان می­دهد. بنابراین اعمال هر گونه مقررات کاهش آلودگی، می­تواند انتشار آلاینده­ها را کاهش دهد بدون اینکه تولید برق را به طور چشمگیری تحت تاثیر قرار دهد.

منابع

الف- فارسی

آزاد ارمکی، غلامرضا و عبدالرضا رکن‏الدین افتخاری (1379)، اقتصاد توسعه پایدار، شرکت چاپ و نشر بازرگانی وابسته به مؤسسه مطالعات و پژوهش‏های بازرگانی.

امامی میبدی، علی (1379)، اصول اندازه‌گیری کارایی و بهره‌وری (علمی و کاربردی)، مؤسسه مطالعات و پژوهش‏های بازرگانی.

امامی میبدی، علی، افقه، مرتضی و محمدحسین رحمانی صفتی (1388)، «اندازه‏گیری کارایی فنی و بهره‏وری در نیروگاه‏های بخاری،گازی و سیکل ترکیبی»، فصلنامه اقتصاد مقداری (بررسیهای اقتصادی سابق)، دوره 6، شماره 3 : 79-103

پورکاظمی، محمدحسین و کیومرث حیدری (1381)، «استفاده از تحلیل پوششی داده‌ها (DEA) در ارزیابی کارآیی نیروگاههای حرارتی تولید برق کشور»، مدرس علوم انسانی، 6(1 (پیاپی 24)): 35-54

دریجانی، علی، شرزه­ای، غلامعلی و غلامرضا پیکانی (1384)، «برآورد کارایی زیست‏محیطی با استفاده از تحلیل مرز تصادفی، مطالعه موردی کشتارگاه‏های دام استان تهران»، اقتصاد کشاورزی و توسعه، سال سیزدهم، شماره 51.

دفتر امور تحقیقات برق، گروه پژوهشی محیط زیست (1387)، پروژه تدوین اطلس آلودگی نیروگاه­های کشور، معاونت توسعه و امور اقتصادی توانیر.

روند نظارت و کنترل آلاینده‌های نیروگاهی در صنعت برق (1386)، هفته‏نامه پیک برق، شماره 610، آبان.

صادقی، مهدی و زهرا عابدی (1386)، «بررسی پیامدهای اقتصادی - زیست محیطی افزایش بازده نیروگاه های برق فسیلی»، علوم تکنولوژی محیط زیست، دوره نهم، شماره چهارم.

صادقی، مهدی و عطیه اکرمی (1387)، «ارزیابی اقتصادی توسعه نیروگاه­های خورشیدی با توجه به ملاحظات زیست‏محیطی»، علوم و تکنولوژی محیط­زیست، دوره دهم، شماره دوم.

صدیق ابراهیم‌نیا، پریدخت (1389)، «بررسی نتایج آنالیز آلاینده­های 27 نیروگاه سوخت فسیلی و تجزیه و تحلیل آن‏ها»، ماهنامه صنعت برق، شماره 159.

قربانی، محمد (1388)، «برآورد هزینه های زیست­محیطی انتشار گازهای گلخانه ای در گاوداری‏های شیری مشهد»، اقتصاد کشاورزی و توسعه، سال هفدهم، شماره 66.

نظری، سعید، سهرابی کاشانی، امیر، داوری، سوسن و زهرا دلاور مقدم (1388)، «تعیین فاکتورهای انتشار گازهای حاصل از احتراق خروجی از نیروگاه‏های سوخت فسیلی کشور و مقایسه آن با کشورهای امریکای شمالی»، نشریه انرژی ایران، دوره 12، شماره 3.

هدایت، محمدصادق (1387)، پروژه بررسی و کنترل آلاینده‏های زیست‏محیطی نیروگاه‏های خراسان.

ب- انگلیسی

Aigner, D., Lovell, C.A.K. & P. Schmidt (1977), “Formulation and Estimation of Stochastic Frontier Production Functions Models”, International Economic Review, 17, 377–396.

Baltagi, B. H. (2005), Econometric Analysis of Panel Data, Third Edition, John Wiley and Sons, Ltd.

Christensen, L. R., Jorgenson, D. & L. J. Lau (1971), “Conjugate Duality and the Transcendental Logarithmic Production Function”, Econometrica 39: 255–256.

Coelli, T. J. (1996), “A Guide to Frontier 4.1: A Computer Program for Stochastic Frontier Production and Cost Function Estimation”, CEPA Working Papers Department of Econometrics, university of New England

Coelli, T. J. (2006), “Formulation of Technical, Economic and Environmental Efficiency Measures That Are Consistenet with the Materials Balance Condition”, Institute for Agricultural and Fisheries Research, Social Sciences Unit, Merelbeke, Belgium, Draft 15/March/2006.

Cuesta, R. A. & J. L. Zofío (2005), “Hyperbolic Efficiency and Parametric Distance Functions: With Application to Spanish Savings Banks”, Journal of Productivity Analysis, 24, 31–48.

Cuesta, R. A. & J. L. Zofío (2009), “Environmental Efficiency Measurement with Translog Distance Functions: A Parametric Approach”, Ecological Economics, 68, 2232–2242.

Dhrymes, Phoebus J. and Mordecai Kurz (1964), “Technology and Scale in Electricity Generation”, Econometrica, volume 32, No.3 (July, 1964). p. 298

Färe, R. & S. Grosskopf (2010), “Directional Distance Functions and Slacks-based Measures of Efficiency”, European Journal of Operational Research, 200: 320–322

Färe, R., Grosskopf, S., Noh, D. W. & W. Weber (2005), “Characteristics of a Polluting Technology: Theory and Practice”, Journal of Econometrics, 126: 469-492.

Färe, R., Grosskopf, S. & C. A. Pasurka (2007), “Environmental Production Functions and Environmental Directional Distance Functions”,  Energy, 32:  1055–1066

Fare, R. & D. Primont (1997), “Multi-Output Production and Duality: Theory and Applications”, Kluwer Academic Publishers.

Kumar, S. & S. Gupta (2004), “Resource Use Efficiency of US Electricity Generating Plants During the SO2 Trading Regime: A Distance Function Approach”, National Institute of Public Finance and Policy, New Delhi

Lau, L. J. (1972), “Profit Functions of Technologies with Multiple Inputs and Outputs”, Review of Economics and Statistics, 54(3): 281–289.

Murty, M. N., Kumar, S. & K. K. Dhavala (2006), “Measuring Environmental Efficiency of Industry: A Case Study of Thermal Power Generation in India”, MPRA Paper No. 1693.

Seifi, Ahmad and John McDonald (1986), “Fuel Choice in New Fossil Fuel Electric Power Plants”, Resources and Energy (now, Resources and Energy economics), Volume 8, pp21-34.

Shephard, R. W. (1953), Cost and Production Functions, Princeton University Press.

Shephard, R. W. (1970), Theory of Cost and Production Functions, Princeton University Press.

Welch, E. & D. Barnum (2009), “Joint Environmental and Cost Efficiency Analysis of Electricity Generation”, Ecological Economics, 68:  2336–2343

Zofio, J., Prieto, L. & M. Angel (2001), “Environmental Efficiency and Regulatory Standards: The Case of CO₂ Emissions from OECD Industries”, Resource and Energy Economics, 23: 63–83