شناسنامه علمی شماره
نویسندگان
1 استادیار گروه اقتصاد دانشگاه شهیدباهنر کرمان
2 دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه شهید باهنر کرمان
3 کارشنی ارشد انرژی دانشگاه شهیدباهنرکرمان
چکیده
امروزه مسائل زیستمحیطی بهویژه مسئله آلودگی آب و هوا به یکی از مهمترین نگرانیهای جهانی تبدیل شده است. آلودگی هوا، سلامتی موجودات زنده و اکوسیستمهای طبیعی را تحت تأثیر قرار داده است. براساس مطالعات مختلف، توسعه مالی میتواند از طریق جذب سرمایهگذاری مستقیم خارجی و افزایش درجه تحقیق و توسعه (R&D) سبب کارایی محیطی و در نتیجه کاهش میزان آلودگی محیطی شود.این پژوهش در چارچوب فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس و با استفاده از رویکرد ARDL، به بررسی نقش توسعه مالی و مصرف انرژی بر آلودگی هوا در ایران طی دوره زمانی 2007-1971 پرداخته است.براساس نتایج بدست آمده، توسعه مالی بیشتر در ایران سبب کاهش انتشار 2CO میگردد .به علاوه با افزایش مصرف انرژی در ایران، انتشار 2CO افزایش مییابد. همچنین نتایج تحقیق، حاکی از رد فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در بلندمدت در ایران است.
کلیدواژهها
عنوان مقاله [English]
Examining the Impact of Financial Development and Energy Consumption on the Environmental Degradation in Iran in the Framework of the Environmental Kuznets Curve Hypothesis (EKC)
نویسندگان [English]
- Hamid Reza horee 1
- sated Abolmagged galali 2
- sayeed gafare 3
1 Assistant Professor of Economics, Shahid Bahonar University of Kerman
2 Associate Professor, Department of Economics, Shahid Bahonar University of Kerman
3 Master of Energy, Shahid Bahonar University of Kerman
چکیده [English]
Today, environmental issues, especially water and air pollution problems have become a major global concern. Air pollution, affects the health of living organisms and natural ecosystems. According to various studies, financial development in a country may attract Foreign Direct Investment (FDI) and higher degrees of research and development (R&D). This, in turn can, increase the environmental performance and thereby reduce environmental pollution. This investigation aims to examine the role of financial development and energy consumption in Iran during 1971-2007, in the framework of the environmental Kuznets curve, using ARDL approach. According to results further financial development in Iran lead to decrease of CO2 emissions. In addition, an increase in energy consumption in Iran is likely to increase CO2 emissions. Also, the results reject the Environmental Kuznets Curve hypothesis in Iran in the long-term.
کلیدواژهها [English]
- Environmental Kuznets Curve (EKC)
- Financial Development
- Energy Consumption
- Carbon dioxide emission
- ARDL Model
بررسی تأثیر توسعه مالی و مصرف انرژی بر تخریب زیستمحیطی در ایران در چارچوب فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس(EKC)
دکتر حمیدرضا حری*، دکتر سیدعبدالمجید جلایی** و سعید جعفری***
تاریخ دریافت: 30 بهمن 1391 تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392
امروزه مسائل زیستمحیطی بهویژه مسئله آلودگی آب و هوا به یکی از مهمترین نگرانیهای جهانی تبدیل شده است. آلودگی هوا، سلامتی موجودات زنده و اکوسیستمهای طبیعی را تحت تأثیر قرار داده است. براساس مطالعات مختلف، توسعه مالی میتواند از طریق جذب سرمایهگذاری مستقیم خارجی و افزایش درجه تحقیق و توسعه (R&D) سبب کارایی محیطی و در نتیجه کاهش میزان آلودگی محیطی شود.این پژوهش در چارچوب فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس و با استفاده از رویکرد ARDL، به بررسی نقش توسعه مالی و مصرف انرژی بر آلودگی هوا در ایران طی دوره زمانی 2007-1971 پرداخته است.براساس نتایج بدست آمده، توسعه مالی بیشتر در ایران سبب کاهش انتشار 2CO میگردد .به علاوه با افزایش مصرف انرژی در ایران، انتشار 2CO افزایش مییابد. همچنین نتایج تحقیق، حاکی از رد فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در بلندمدت در ایران است.
واژههای کلیدی: منحنی زیستمحیطی کوزنتس، توسعه مالی، مصرف انرژی، انتشار دیاکسیدکربن، مدل ARDL.
طبقهبندی JEL: Q53، O23، O13.
1. مقدمه
چندین سال است که مسئله آلودگی آب و هوا بطور جدی مطرح گردیده و ذهن سیاستمداران، دولتمردان و حتی عموم مردم را با خود درگیر کرده است. بطوری که آلودگی هوا در ایران موجب تعطیل شدن ادارات و نهادهای دولتی در شهرهای بزرگ و صنعتی ایران شده که این خود باعث وارد آمدن هزینههای سنگینی به بخش اقتصادی کشور شده است. آلودگی زیستمحیطی، سلامتی انسانها و دیگر موجودات زنده را تحتالشعاع قرار داده و آثار مخربی را بر حفظ و بقای اکوسیستمهای طبیعی به جای گذاشته است. انتشار گازهای گلخانهای نظیر 2CO، 2SO، NOو ... از یک سو و افزایش آلایندههای کارخانهای از سوی دیگر، موجب تشدید آلودگی آب و هوا گردیده است. البته براساس شواهد تجربی، 2CO بیشترین میزان انتشار را در میان گازهای گلخانهای داشته است. به همین دلیل اگر چه برخی مطالعات، انتشار دیگر گازهای گلخانهای نظیر 2SO و NO را به عنوان شاخص آلودگی هوا در نظر گرفتهاند، اما اکثر مطالعات، انتشار 2CO را عامل اصلی دخیل در آلودگی هوا میدانند. یکی از منابع اصلی انتشار این گازها سوختهای فسیلی هستند که از منابع و انرژیهای به شدت آلاینده محسوب میشوند. استفاده بیرویه و ناکارا از این انرژیها و منابع منجر به وارد آمدن صدمه جدی به محیطزیست گردیده است. هر چند که مصرف سوختهای فسیلی توسط بخش خانگی بر آلودگی هوا بیتأثیر نیست، اما مصرف کننده اصلی این نوع منابع و انرژیها و بنابراین عامل اصلی انتشار این آلودگیها در آب و هوا، کارخانههای بخش صنعتی هستند. بهویژه نقش بخش صنعت ایران و دیگر کشورهای در حال توسعه در آلودگی، بسیار پررنگتر است؛ چرا که استفاده ناکارا از این منابع و انرژیها در کشورهای در حال توسعه رایجتر است. بسیاری از محققان اعتقاد دارند که جایگزینی این نوع انرژیهای آلاینده و ناکارا با انرژیها و منابع کاراتر و همچنین استفاده از تکنولوژیهای کمتر آلاینده میتواند نقش مؤثری را در حفظ و بقای محیط زیست داشته باشد.
مطالعات متعددی برای بررسی عوامل مؤثر بر آلودگی محیط زیست از تحلیل فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس (EKC) استفاده کردهاند. براساس این فرضیه، در مراحل اولیه توسعه اقتصادی، با افزایش درآمد، میزان آلودگی و تخریب زیستمحیطی بیشتر شده و سپس با وارد شدن تدریجی به مراحل میانی و پایانی توسعه اقتصادی، میزان آلودگی و تخریب زیستمحیطی کاهش مییابد. در واقع منحنی زیستمحیطی کوزنتس، مبین یک ارتباط به شکل U معکوس بین آلودگی زیستمحیطی و رشد اقتصادی است. اگر چه در برخی از مطالعات، از شاخصهای دیگری نیز برای تخریب و آلودگی زیستمحیطی استفاده شده است، اما اغلب مطالعات، از آلودگی هوا به عنوان شاخص تخریب زیستمحیطی و از انتشار سرانه 2CO به عنوان شاخص آلودگی هوا استفاده کردهاند و رشد GDPسرانه را نیز به عنوان شاخص رشد و توسعه اقتصادی در نظر گرفتهاند.
این مقاله در چارچوب مبانی نظری فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس و با استفاده از شاخص آلودگی هوا (انتشار 2CO)، علاوه بر بررسی عوامل و متغیرهای مؤثر بر آلودگی و تخریب زیستمحیطی در ایران، به مطالعه رابطه بلندمدت بین آلودگی هوا و متغیرهای مذکور پرداخته و بطور ویژه به بررسی نقش توسعه مالی و مصرف انرژی بر آلودگی هوا پرداخته است. یکی از جنبههای مهم نوآوری مقاله، بررسی ارتباط بین شاخصهای مختلف توسعه مالی و انتشار 2CO است که این شاخصها نیز با توجه به وضعیت و ساختار اقتصاد ایران انتخاب شده است. همچنین با توجه به رایج بودن استفاده از سوختهای فسیلی توسط کارخانههای بخش صنعتی ایران، متغیر مصرف انرژی نیز میتواند نقش تعیینکنندهای در این کشور داشته باشد. از این رو سؤال اساسی این مقاله آن است که آیا توسعه مالی و مصرف انرژی در ایران، متغیرهای اثرگذاری در روند تخریب زیستمحیطی هستند یا خیر؟ برای پاسخگویی به این سؤال، در بخشهای بعدی مقاله به بیان ادبیات موضوع، مبانی نظری پژوهش، معرفی دادهها و تبیین مدل، برآورد مدل و تفسیر نتایج و نهایتاً نتیجهگیری پرداخته خواهد شد.
2. مروری بر پیشینه موضوع
مطالعات مختلفی در زمینه آلودگی، ادبیات وسیعی را پیرامون این موضوع پدید آورده است که در زیر به مهمترین آنها اشاره خواهد شد.
1-2. پیشینه خارجی
موناسینقه[1] (1999) در مقاله خود، علاوه بر بیان ادبیات نظری منحنی زیستمحیطی کوزنتس، به بررسی رابطه بین رشد اقتصادی و تخریب زیستمحیطی پرداخته است. وی نشان داد که منحنی زیستمحیطی کوزنتس از تلاقی منحنیهای منفعت نهایی اجتماعی و هزینه نهایی اجتماعی به وجود میآید. همچنین، براساس نتایج وی، کشورهای در حال توسعه برای دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی باید از تجارب کشورهای صنعتی استفاده نمایند. همچنین تالوکدار و میسنر[2] (2001) در مقاله خود به بررسی رابطه تجربی بین مشارکت بخش خصوصی در اقتصاد و کارایی زیستمحیطی (برحسب انتشار 2CO) در 44 کشور در حال توسعه طی سال های 1995-1987 پرداختهاند. نتایج این مقاله نشان میدهد که درجه بالاتری از مشارکت بخش خصوصی در یک اقتصاد در حال توسعه، سبب تخریب کمتر محیطزیست در هر کشور میشود. همچنین براساس نتایج بدست آمده، بازار سرمایه کاراتر و مشارکت با اقتصادهای توسعهیافته در توسعه بخش خصوصی سبب کاهش هر چه بیشتر تخریب زیستمحیطی خواهد شد.
هالیسیوگلو[3] (2009) نیز در مطالعه خود روابط علی پویا را بین انتشار 2CO، مصرف انرژی، درآمد و تجارت خارجی در مورد ترکیه و با استفاده از دادههای سری زمانی برای دوره 1960 تا 2005 مورد آزمون قرار داد. نتایج تجربی نشان میدهد که درآمد، بیشترین متغیر اثرگذار در توضیح انتشار 2CO در ترکیه است. همچنین نتایج حاکی از یک تابع انتشار کربن پایدار است.
به همین ترتیب، تامازیان، چوسا و وادلامناتی[4] (2009) در مقاله خود علاوه بر پیوند بین توسعه اقتصادی و کیفیت محیطی، رابطه بین توسعه مالی و کیفیت محیطزیست را نیز مورد بررسی قرار دادهاند. نتایج برای دادههای تابلویی در دوره 2004-1992 حاکی از این است که توسعه مالی و اقتصادی، عوامل تعیینکننده کیفیت زیستمحیطی در کشورهای عضو گروهی به رهبری قدرتهای اقتصادی نوظهور (BRIC) هستند. توسعه مالی و اقتصادی بیشتر، تخریب محیطزیست را کاهش میدهد. همچنین آزادسازی مالی و آزادی تجارت عوامل حیاتی در کاهش 2CO هستند.
به علاوه، تامازیان و بهاسکارا رائو[5] (2010) با استفاده از روش GMM، به بررسی پیوند بین توسعه مالی و کیفیت زیستمحیطی و توسعه مالی و کیفیت نهادی در 24 اقتصاد در حال گذار، طی سالهای 2004-1993 پرداختهاند. نتایج این مقاله حاکی از تأیید فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس و اهمیت توسعه مالی و کیفیت نهادی در کارایی زیستمحیطی است. براساس نتایج این مقاله اگر آزادسازی مالی در یک چارچوب نهادی قوی انجام نشده باشد، ممکن است برای کیفیت محیط زیست مضر باشد.
در نهایت، جلیل و فریدون[6] (2011) در مقاله خود اثر توسعه مالی، رشد اقتصادی و مصرف انرژی را روی آلودگی زیستمحیطی در چین با استفاده از روش ARDL مورد بررسی قرار دادهاند. هدف اصلی این مقاله بررسی وجود رابطه تعادلی بلندمدت بین توسعه مالی و آلودگی زیستمحیطی است. براساس نتایج این مقاله ضریب توسعه مالی منفی است که نشاندهنده عدم شرکت توسعه مالی در مخارج آلودگی زیستمحیطی بوده و توسعه مالی منجر به کاهش آلودگی زیستمحیطی شده است. همچنین درآمد، مصرف انرژی و آزادسازی تجاری عوامل اصلی انتشار دیاکسیدکربن در بلندمدت میباشند. علاوه بر این، نتایج حاکی از وجود منحنی زیستمحیطی کوزنتس در مورد چین است.
2-2. پیشینه داخلی
امیر تیموری و خلیلیان (1388) در مقاله خود با استفاده از دادههای تابلویی سالهای 2006-2001 به بررسی فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس برای کشورهای عضو اوپک پرداختهاند. براساس نتایج آزمون همانباشتگی، ارتباط بلندمدت بین متغیرهای مورد بررسی تأیید شده است. همچنین نتایج حاکی از آن است که فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در این کشورها مورد تأیید قرار نمیگیرد و در واقع میزان انتشار 2CO در این کشورها در فرایند رشد اقتصادی به طور مستمر افزایش مییابد.
همچنین فطرس و معبودی (1390) در مقاله خود به بررسی رابطه رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران طی دوره 1384-1350 پرداختهاند. نتایج پژوهش آنها حاکی از رابطه علی دوطرفه بین تولید ناخالص داخلی و انتشار دیاکسیدکربن است. همچنین براساس نتایج، رایطه علی از مصرف انرژی به نشر دیاکسیدکربن وجود دارد
به همین ترتیب متفکر آزاد و محمدی خانقاهی (1391) در مقاله خود به بررسی رابطه رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه بازبودن تجاری بر کیفیت محیط زیست در ایران طی دوره 2007-1967 پرداختهاند. نتایج بیانگر تأثیر مثبت رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه بازبودن تجاری بر انتشار دیاکسیدکربن است. همچنین نتایج حاکی از رد فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس است.
فطرس، غفاری و شهبازی (1389) نیز با استفاده از روش دادههای تلفیقی و در دوره زمانی 2005-1960 شواهد تجربی آلودگی محیطزیست و رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک را مورد بررسی قرار دادهاند. نتایج این مطالعه نشان میدهد که در مراحل اولیه رشد اقتصادی این کشورها آلودگی هوا افزایش یافته است؛ به این صورت که افزایش درآمد در ابتدا با تخریب محیط زیست همراه بوده اما با تداوم رشد و واردات تکنولوژیهای کمتر آلاینده، کیفیت زیستمحیطی این کشورها بهبود یافته است. بنابراین، فرضیهی منحنی زیستمحیطی کوزنتس در این کشورها صادق است.
در نهایت، مولایی، کاوسی کلاشمی و رفیعی (1389) در مطالعه خود رابطه همجمعی بین تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار 2CO سرانه را در ایران طی سالهای 2000-1974 مورد بررسی قرار دادهاند. یافتههای این مقاله علاوه بر وجود رابطه همانباشتگی بلندمدت میان متغیرها، بیانگر تأیید فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در ایران است.
3. مبانی نظری منحنی زیستمحیطی کوزنتس
1-3. مدل پایهای
در این قسمت با توجه به پژوهشهای انجام گرفته در ادبیات موضوع، به بیان مبانی نظری منحنی زیستمحیطی کوزنتس پرداخته خواهد شد. در ابتدا از یک تحلیل ایستای مقایسهای پایهای از هزینهها و منافعی که یک محیطزیست بهتر را فراهم می کند، استفاده میشود. اولاً فرض میشود که اقتصاد در حالت رقابت کامل است به گونهای که در آن اقتصاد مفروض، هزینهها و منافع خصوصی و اجتماعی با هم برابرند. فرض میشود که یک فرد یا یک بنگاه در یک کشور مفروض قصد دارد منافع خالصاش را در حالتی حداکثر کند که منافعاش به یک محیطزیست مترقی وابسته است. همچنین هزینههایی که برای بهبود چنین محیط زیستی انجام شده نیز، هم برای فرد و هم برای بنگاه، به وضع محیط زیست و درآمد (به عنوان نماینده تمام کالاها و خدمات دیگر) بستگی دارد. بنابراین میتوان نوشت:
(1)
به طوری که نشاندهنده منافع خالصی است که حداکثر شده و و به ترتیب منافع و هزینههایی هستند که تابعی از تخریب زیستمحیطی و درآمد سرانه میباشند.
در هر سطح مفروض درآمد سرانه ()، فرد را در نقطهای جستجو میکند که منافع نهایی برابر با هزینههای نهایی است. بنابراین شرایط ساده نهایی از معادلهی (1) به صورت زیر بدست میآید:
(2)
به طوری که و است. اگر درآمد تغییر کند انتقال کوچکی را حول این نقطه برابری خواهیم داشت. بنابراین براساس معادله (2) خواهیم داشت:
(3)
به طوری که و برای . متناوباً میتوان روابط زیر را نوشت:
(4- الف)
(4- ب)
معادله (4- ب) نشان میدهد که اگر باشد، آنگاه تخریب زیستمحیطی با بالا رفتن درآمد سرانه افزایش مییابد.
اولاً منطقی است که تمایل به پرداخت برای بهبود در کیفیت محیطزیست به وسیله یک منحنی صعودی به صورت ارائه شود. ثانیاً میتوان فرض کرد که منحنی هزینههای نهایی تخریب زیستمحیطی به صورت نزولی است. بنابراین مخرج معادله (4- ب) همیشه منفی است و در نتیجه علامت ضریب همواره مخالف علامت صورت کسر است.
براساس بینش مفهومی تحلیل قبلی میتوان دریافت که چگونه منحنی زیستمحیطی کوزنتس به وجود میآید. معادله (4- ب) نشان میدهد هنگامی که سطوح درآمدی و توسعه اقتصادی افزایش مییابد و علامت از مثبت به منفی تغییر کند، منحنی زیستمحیطی کوزنتس بدست خواهد آمد. به عنوان مثال تخریب زیستمحیطی با بالا رفتن درآمد سرانه افزایش مییابد و سپس کاهش مییابد. به عبارت دیگر، همچنان که درآمد سرانه افزایش مییابد علامت کشش تخریب زیستمحیطی نسبت به درآمد سرانه از مثبت به منفی تغییر میکند.
براساس مطالعات مختلف موجود در ادبیات، توسعه مالی میتواند از طریق جذب سرمایهگذاری مستقیم خارجی و افزایش درجه تحقیق و توسعه (R&D)، سبب کارایی محیطی و در نتیجه کاهش میزان آلودگی محیطی شود. همچنین کشورهای در حال توسعه ممکن است از طریق توسعه مالی به تکنولوژیهای دوستدار محیط زیست دسترسی پیدا کنند. از طرفی برخی مطالعات اشاره داشتهاند که توسعه مالی ممکن است منجر به افزایش فعالیتهای صنعتی و در نتیجه منجر به آلودگی صنعتی شوند. بنابراین توسعه مالی در کشورهای مختلف میتواند تأثیر متفاوتی روی کارایی محیطی داشته باشد.
در مطالعات مختلف شاخصهای متفاوتی برای توسعه مالی در نظر گرفته شده است. بعضی از آنها نسبت 2M به GDP را به عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفتهاند. اما در کشورهای در حال توسعه 2M بخش بزرگی از پول رایج را دربر میگیرد. در نتیجه، بالا رفتن 2M ممکن است به جای عمق مالی، نشاندهنده پرداخت بدهی از طریق انتشار پول باشد. نسبت تعهدات نقدینگی (3M) به تولید ناخالص داخلی، شاخص بهتری برای توسعه مالی است. این شاخص اندازه کل بخش واسطه مالی را اندازهگیری میکند. چون این شاخص، بانک مرکزی، بانکهای ذخیرهکننده پول و دیگر مؤسسات مالی را شامل میشود. از جمله شاخصهای دیگری که برای بحث توسعه مالی در نظر گرفته میشود کل حجم اعتبارات داخلی ایجاد شده به وسیله بخش بانکی به تولید ناخالص داخلی و اعتبارات داخلی اعطا شده به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی است. نرخ ذخیره قانونی نیز شاخص دیگری برای توسعه مالی است که افزایش آن سبب کاهش توسعه مالی و کاهش آن سبب افزایش توسعه مالی است.
4. دادهها و معرفی مدل
1-4. معرفی دادهها
دادههای مورد استفاده در این مطالعه از سایت بانک جهانی[7] و بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران[8] گرفته شده است. متغیرهای بکار رفته در این مطالعه عبارتند از: انتشار سرانهی 2CO به عنوان متغیر وابسته و سرانه تولید ناخالص داخلی واقعی، شاخصهای توسعه مالی (نرخ ذخیره قانونی) ، نسبت تعهدات نقدینگی به تولید ناخالص داخلی ، نسبت اعتبارات داخلی اعطا شده به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی و نسبت اعتبارات داخلی خلق شده به وسیله بخش بانکی به تولید ناخالص داخلی، مصرف سرانه انرژی، درجه بازبودن تجاری (نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی) و سرمایهگذاری مستقیم خارجی به عنوان متغیرهای مستقل.
در این مقاله نرخ ذخیره قانونی به صورت انحراف از میانگین، به عنوان یکی از شاخصهای توسعه مالی بکار رفته است. جریان خالص سرمایهگذاری مستقیم خارجی و درجه بازبودن تجاری نیز به عنوان دیگر متغیرهای اثرگذار بر جریان آلودگی هوا در نظر گرفته شده است. در کشورهایی که قوانین زیستمحیطی سختگیرانهتری دارند، کارخانهها برخی کالاهایی را که آلودگی زیستمحیطی بیشتری ایجاد میکنند، نمیتوانند تولید کنند و بنابراین آنها را از کشورهایی با قوانین زیستمحیطی منعطفتر وارد میکنند. البته شاید در ایران به دلیل ارتباط کمتر با دنیای خارج و نیز مقدار کم سرمایهگذاری مستقیم خارجی، این متغیرها، متغیرهای اثرگذاری در روند ایجاد آلودگی نباشند. مصرف انرژی نیز یکی دیگر از متغیرهای تأثیرگذار بر انتشار آلودگی است. انتظار میرود که سطوح بالاتر مصرف انرژی، فعالیت اقتصادی بیشتر و انتشار بیشتر 2CO را نتیجه دهد. انتشار 2CO نیز به عنوان شاخص آلودگی هوا در نظر گرفته شده است؛ چرا که اعتقاد بر این است که 2CO عامل اصلی گرم شدن زمین است.
دادههای مربوط به مصرف انرژی در ایران از سال 1971 در دست است و از طرفی دادههای نرخ ذخیره قانونی از سال 1973 موجود بوده و آمار مربوط به درجه بازبودن تجاری تا سال 2007 در دسترس است. بنابراین در اکثر مدلهای برآوردی دوره زمانی از سال 1971 تا 2007 خواهد بود. در مدلهایی که نرخ ذخیره قانونی به عنوان شاخص توسعه مالی ایفای نقش میکند، شروع دوره زمانی از سال 1973 خواهد بود.
2-4. معرفی مدل
در این قسمت با توجه به ادبیات موضوع و مبانی نظری، به معرفی مدل پرداخته خواهد شد. هدف اصلی این مقاله بررسی اثر رشد اقتصادی، مصرف انرژی و توسعه مالی روی انتشار 2CO در ایران است. به علاوه این مقاله در چارچوب فرضیه زیستمحیطی کوزنتس نیز به بررسی اثر عوامل مذکور روی انتشار 2CO میپردازد. شاخص رشد اقتصادی، مصرف انرژی، توسعه مالی و درجه بازبودن تجاری و انتشار 2CO در چارچوب چند مدل اقتصادسنجی به صورت زیر در نظر گرفته میشود.
اولین مدل استفاده شده در این مقاله با در نظر گرفتن فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس به صورت زیر است:
که در آن لگاریتم سرانه انتشار دیاکسیدکربن است، لگاریتم سرانه تولید ناخالص داخلی، لگاریتم سرانه مصرف انرژی، لگاریتم اندازه توسعه مالی و لگاریتم درجه بازبودن تجاری است که از نسبت مجموع صادرات و واردات به تولید ناخالص داخلی بدست میآید. همچنین جزء اخلال مدل است.
دومین مدل استفاده شده در این مقاله بدون در نظر گرفتن فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس به صورت زیر است:
همچنین در مدلهایی متغیر سرمایهگذاری مستقیم خارجی نیز به صورت زیر وارد میشود.
تمامی متغیرها در مدلهای بالا به صورت لگاریتمی در نظر گرفته شدهاند.
5. برآورد مدل و تفسیر نتایج
در این مقاله به منظور بررسی رابطه تعادلی بلندمدت بین انتشار 2CO و متغیرهای توضیحی رشد اقتصادی، توسعه مالی و دیگر متغیرهای تأثیرگذار، از رویکرد ARDL استفاده شده است. رویکرد ARDL نسبت به سایر تکنیکهای همگرایی، سه مزیت مهم دارد؛ اول این که در این روش متغیرها میتوانند انباشته از درجههای یک و صفر و یا ترکیبی از این دو باشند. دوم این که با وجود نمونههای کوچک، روش ARDL نتایج مناسبتری نسبت به سایر تکنیکهای همگرایی به همراه دارد. سوم این که رویکرد ARDL با اتخاذ وقفههای مناسب، مشکلات همبستگی سریالی و درونزایی را کاهش میدهد.
در اولین مرحله باید مانایی متغیرها مورد برسی قرار گیرد. براساس نتایج بدست آمده از آزمون دیکی فولر تعمیمیافته (ADF)، متغیرهای، ،، و تمام شاخصهای توسعه مالی انباشته از درجه یک هستند. متغیرهای و انباشته از درجه صفر یا هستند. به عبارت دیگر این متغیرها در سطح مانا هستند. نتایج آزمون مانایی در جدول 1 آمده است.
جدول 1. نتایج مربوط به آزمون مانایی متغیرهای مدل
ADF |
تفاضل مرتبه اول متغیرها |
ADF |
سطح متغیرها |
-73/5 |
-62/1 |
||
-34/3 |
-46/2 |
||
-35/3 |
-43/2 |
||
- |
-36/3 |
||
-42/6 |
-96/1 |
||
-56/6 |
-82/1 |
||
-07/5 |
-65/1 |
||
-50/4 |
-10/1 |
||
- |
-25/4 |
||
-47/4 |
-28/2 |
اولین مرحله در تکنیک ARDL این است که وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها مورد آزمون قرار گیرد. برای این منظور باید عدد یک را از مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کسر کرده و بر مجموع انحراف معیار ضرایب مذکور تقسیم کرد. مقدار آماره این آزمون توسط خود نرمافزار محاسبه شده و همان آماره آزمون t معنیداری ضریب ECM است. فرضیه صفر در این حالت بیانگر این است که همانباشتگی یا رابطه بلندمدت میان متغیرها وجود ندارد و فرضیه مقابل بیانگر وجود رابطه همانباشتگی یا بلندمدت است. در این حالت اگر قدرمطلق t بدست آمده از قدرمطلق مقادیر بحرانی ارائه شده توسط بنرجی، دولادو و مستر[9] بزرگتر باشد، فرضیه صفر رد شده و وجود رابطه بلندمدت پذیرفته میشود.
در جداول مربوط به برآورد مدلها (جدول 2) در قسمت آماره t-student، مقدار این آماره به طور مجزا گزارش شده است که بیانگر وجود رابطه همانباشتکننده بلندمدت میان متغیرها در تمام مدلها است.
در مرحله بعد، پس از مشخص شدن وجود رابطه بلندمدت میان متغیرها، میتوان مدل را برآورد نمود. برای این کار ابتدا باید طول وقفه بهینه را براساس یکی از معیارهای شوارتز- بیزین (SBC)، آکاییک (AIC) و یا هنان کویین (HQ) مشخص نمود. به منظور انتخاب طول وقفه بهینه در مدلهای برآوردی، از معیار شوارتز بیزین (SBC) استفاده شده است. این معیار به عنوان یک معیار صرفهجو، کمترین طول وقفه ممکن را انتخاب میکند. معمولاً در نمونههایی با حجم کم از این معیار برای تعیین طول وقفه بهینه استفاده میشود.
حال میتوان مدل را برآورد کرد. با وجود معیارهای مختلف برای توسعه مالی و همچنین آزمون وجود فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس (EKC) در ایران، 18 مدل مختلف برآورد شده است. نتایج برآوردهای کوتاهمدت و بلندمدت تمام مدلها اغلب مشابه بودند. تنها تفاوت مدلهای کوتاهمدت و بلندمدت در مقدار عددی ضرایب آنها است که در اکثر حالات، ضرایب کوتاهمدت کوچکتر از بلندمدت هستند. بنابراین تنها نتایج بلندمدت مدلها در زیر آورده شده است. دوره زمانی مدلهایی که در آنها نرخ ذخیره قانونی به عنوان شاخص توسعه مالی بکار رفته است (مدلهای 6، 10، 12 و 15)، به علت دادههای در دسترس، از سال 1973 تا 2007 است. دوره زمانی بقیه مدلها 2007-1971 میباشد. همچنین نتایج مربوط به مدل ECM نیز در تمام مدلها برآورد شده است. این ضریب نشان میدهد که در صورت بروز یک شوک در کوتاهمدت، سرعت تعدیل به تعادل بلندمدت به چه میزان است. همچنین آزمونهای تشخیص و ثبات نیز برای اطمینان از خوبی برازش مدلها انجام شده است. آزمونهای تشخیص، خودهمبستگی سریالی، فرم تبعی، نرمالیتی و ناهمسانی واریانس را مورد بررسی قرار میدهد. آزمونهای ثبات نیز شامل نمودارهای CUSUM و CUSUMSQ است. اگر نمودارهای CUSUM و CUSUMSQ درون پیوندهای بحرانی سطح 5% معنیداری قرار گیرند، فرضیه صفر، مبنی بر ثبات تمام ضرایب در مدل رگرسیونی را نمیتوان رد کرد. براساس نتایج نمودارهای CUSUM و CUSUMSQ ضرایب در تمام مدلهای برآوردی باثبات است. نتایج مربوط به ضرایب بلندمدت تمام مدلها، ضریب ECM و آزمونهای تشخیص در جدول 2 آورده شده است.
در مدلهای اول، دوم، هفدهم و هجدهم، نسبت تعهدات نقدینگی به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفته شده است. ضریب این متغیر در این مدلها به ترتیب 39/0-، 36/0-، 38/0- و 36/0- است. به عنوان مثال در مدل اول، در حالی که فرضیه EKC رد میشود، ضریب منفی و معنیدار نشان میدهد که 1% افزایش در نسبت تعهدات نقدینگی به GDP به طور متوسط در بلندمدت سبب 39/0 درصد کاهش انتشار سرانه 2CO میگردد. بنابراین افزایش میزان توسعه مالی از طریق افزایش در ایران میتواند منجر به کاهش انتشار 2CO شود. از طرفی ضرایب درآمد سرانه و مجذور درآمد سرانه در مدل معنیدار نیست. بدین معنی که فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در ایران صادق نیست. همچنین ضریب مصرف انرژی در مدل اول 52/0 بوده و مثبت و معنیدار است. بدین معنی که در بلندمدت یک درصد افزایش در مصرف انرژی به طور متوسط سبب 52/0 درصد افزایش در انتشار 2CO میشود. همچنین ضریب منفی و معنیدار درصد بازبودن تجاری نشاندهنده این است که یک درصد افزایش در درجه بازبودن تجاری در ایران به طور متوسط سبب کاهش 19/0 درصدی انتشار 2CO میشود. همچنین در این مدل ضریب ECM، 63/0- بدست آمده است. بدین معنی که در صورت بروز یک شوک در کوتاهمدت، سرعت تعدیل به تعادل بلندمدت در هر دوره به طور متوسط 63 درصد است. ضریب ECM در مدلهای دوم و هفدهم و هجدهم نیز به لحاظ عددی و تفسیر تقریباً مشابه مدل اول است. همچنین در این مدل نتایج آزمونهای تشخیص نیز نشانگر خوبی برازش مدل است. بدین معنی که در مدل خودهمبستگی سریالی، فرم تبعی نامناسب، عدم نرمالیتی و ناهمسانی واریانس وجود ندارد.
در مدلهای سوم، هفتم، یازدهم و شانزدهم، نسبت اعتبارات داخلی اعطا شده به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلیبه عنوان شاخص توسعه مالی در نظر گرفته شده است. ضریب عددی این متغیر در مدلهای مذکور به ترتیب 3/0-، 35/0-، 33/0- و 27/0- است. به عنوان مثال در مدل سوم، ضریب منفی و معنیدار آن بدین معنی است که یک درصد افزایش در توسعه مالی از طریق افزایش این نسبت، به طور متوسط سبب کاهش 3/0 درصدی در انتشار 2CO در بلندمدت میشود. در این مدل با افزایش یک درصدی درآمد سرانه، انتشار 2CO به طور متوسط در بلندمدت به میزان 27/1 درصد افزایش مییابد. همچنین ضریب مثبت و معنیدار مصرف انرژی نشان میدهد که یک درصد افزایش در مصرف انرژی به طور متوسط در بلندمدت سبب 61/0 درصد افزایش در انتشار 2CO میشود. درجه بازبودن تجاری در این مدل معنیدار نیست. ضریب ECM در این مدل 49/0- است که نشانگر سرعت تعدیل کمتری نسبت به دو مدل اول است. همچنین ضریب ECM در مدلهای هفتم، یازدهم و شانزدهم به ترتیب 5/0-، 54/0- و 27/0- است. نتایج آزمون تشخیص نیز در این مدل مناسب است.
چنانکه گفته شد، انتظار میرود با افزایش میزان آلودگی محیطی کاهش یابد؛ اما ضریب درایران در هیچ کدام از مدلهای برآوردی معنیدار نیست. بدین معنی که در بلندمدت نقش تعیینکنندهای در تغییر آلودگی محیطی در ایران ندارد. با توجه به حجم کم سرمایهگذاری مستقیم خارجی در ایران میتوان گفت که نتایج مدل در مورد عدم تأثیر در میزان آلودگی محیطی، منطقی است. به عنوان مثال در مدل چهارم ضریب متغیر در بلندمدت رد میشود. همچنین در این مدل، متغیرهای درآمد سرانه و مصرف انرژی با اندکی تغییر مشابه مدل سوم است. ضریب نیز مانند مدل سوم رد میشود. در این مدل ضریب ECM، 37/0- شده که نشانگر این است که سرعت تعدیل نسبت به مدلهای قبل کمتر است. این نتیجه با توجه به رد ضرایب و منطقی به نظر میرسد.
در مدلهای پنجم، نهم، سیزدهم و چهاردهم، نسبت کل اعتبارات ایجاد شده به وسیله بخش بانکی به تولید ناخالص داخلی به عنوان شاخص توسعه مالی، در نظر گرفته شده است. ضریب عددی این متغیر در مدلهای مذکور به ترتیب 26/0-، 27/0-، 26/0- و 25/0- است. به عنوان مثال در مدل پنجم ضریب منفی و معنیدار بدین معنی است که با افزایش یک درصدی این نسبت، میزان انتشار 2CO به طور متوسط در بلندمدت به میزان 26/0 درصد کاهش مییابد. همچنین در این مدل ضریب درآمد سرانه 78/0 است که نسبت به مدلهای قبلی مقدار عددی این ضریب کوچکتر است. ضریب مصرف انرژی نیز در این مدل تقریباً مشابه مدل چهارم است. ضریب در این مدل مانند دو مدل اول منفی و معنیدار است. بدین معنی که با افزایش یک درصدی در درجه بازبودن تجاری، میزان انتشار آلودگی به میزان 16/0 درصد کاهش مییابد. ضریب ECM در مدلهای پنجم، نهم، سیزدم و چهاردهم به ترتیب 69/0-، 69/0-، 7/0- و 7/0- است. ضریب ECM در این مدلها تقریباً مشابه دو مدل اول است. اما مقدار عددی آن نسبت به مدلهای قبلی بیشتر است که نشاندهنده سرعت تعدیل بیشتر در این مدلها است.
در مدلهای ششم، دهم، دوازدهم و پانزدهم، انحراف از میانگین نرخ ذخیره قانونی به عنوان شاخص سرکوب مالی (عکس توسعه مالی)، در نظر گرفته شده است. مقدار عددی ضرایب در مدلهای مذکور به ترتیب 008/0، 008/0، 007/0 و 007/0 است. به عنوان مثال در مدل ششم ضریب نرخ ذخیره قانونی 008/0 است. مقدار این ضریب بسیار کوچک است که نشاندهنده این است که یک درصد افزایش در نرخ ذخیره قانونی سبب افزایش 008/0 درصدی در انتشار آلودگی میشود که مقدار بسیار ناچیزی است. در واقع نرخ ذخیره قانونی نقش ناچیزی در انتشار 2CO ایفا میکند. بنابراین در این حالت با افزایش نرخ ذخیره قانونی و در نتیجه افزایش سرکوب مالی (کاهش میزان توسعه مالی)، انتشار 2CO افزایش مییابد. ضریب درآمد سرانه و مصرف انرژی مانند تمام مدلهای فاقد مجذور درآمد سرانه، در این مدل نیز معنیدار است و ضریب در این مدل مشابه مدل سوم و چهارم بیمعنی است. ضریب ECM نیز در این مدلها تقریباً مشابه دو مدل اول است.
جدول 2. نتایج بلندمدت مربوط به برآورد مدل ARDL
مدل ششم |
مدل پنجم |
مدل چهارم |
مدل سوم |
مدل دوم |
مدل اول |
|
***315/10- [427/7-] |
***252/6- [318/4-] |
***789/11- [86/4-] |
***758/10- [678/6-] |
***934/6- [192/5-] |
535/19 [739/0] |
|
***102/1 [149/5] |
***7822/0 [244/4] |
***513/1 [622/3] |
***274/1 [833/4] |
***929/0 [218/5] |
196/6- [872/0-] |
|
NA |
NA |
NA |
NA |
NA |
479/0 [002/1] |
|
***536/0 [986/9] |
***498/0 [768/12] |
***504/0 [571/6] |
***613/0 [677/8] |
***52/0 [562/12] |
***529/0 [374/12] |
|
NA |
NA |
NA |
NA |
***367/0- [443/3-] |
***392/0- [526/3-] |
|
**008/0 [124/2] |
NA |
NA |
NA |
NA |
NA |
|
NA |
***267/0- [376/3-] |
NA |
NA |
NA |
NA |
|
NA |
NA |
NA |
**307/0- [1/2-] |
NA |
NA |
|
NA |
NA |
018/0- [317/1-] |
NA |
NA |
NA |
|
05/0- [547/0-] |
*16/0- [883/1-] |
418/0- [697/1] |
165/0- [305/1-] |
**2028/0- [151/2-] |
*192/0- [037/2-] |
|
700/0 |
769/0 |
508/0 |
895/0 |
867/0 |
877/0 |
|
328/0 |
591/0 |
182/0 |
418/0 |
749/0 |
558/0 |
|
841/0 |
610/0 |
900/0 |
635/0 |
602/0 |
578/0 |
|
222/0 |
118/0 |
189/0 |
114/0 |
114/0 |
170/0 |
|
185/5- |
883/5- |
743/2- |
309/4- |
937/5- |
925/5- |
|
***609/0- [185/5-] |
***696/0- [883/5-] |
***37/0- [743/2-] |
***497/0- [309/4-] |
***633/0- [937/5-] |
***632/0- [925/5-] |
|
مدل دوازدهم |
مدل یازدهم |
مدل دهم |
مدل نهم |
مدل هشتم |
مدل هفتم |
|
039/16 [558/0] |
666/36 [996/0] |
739/15 [537/0] |
697/10 [434/0] |
781/6 [14/0] |
904/26 [713/0] |
|
043/6- [774/0-] |
525/11- [156/1-] |
933/5- [75/0-] |
783/3- [57/0-] |
518/3- [269/0-] |
855/8- [866/0-] |
|
482/0 [918/0] |
859/0 [276/1] |
475/0 [887/0] |
306/0 [688/0] |
339/0 [385/0] |
682/0 [986/0] |
|
***547/0 [348/9] |
***618/0 [108/8] |
***554/0 [428/9] |
***503/0 [534/12] |
***508/0 [39/6] |
***59/0 [589/8] |
|
NA |
NA |
NA |
NA |
NA |
NA |
|
*007/0 [762/1] |
NA |
**008/0 [092/2] |
NA |
NA |
NA |
|
NA |
NA |
NA |
***276/0- [406/3-] |
NA |
NA |
|
NA |
**338/0- [074/2-] |
NA |
NA |
NA |
**35/0- [168/2-] |
|
004/0- [526/0-] |
001/0- [17/0-] |
NA |
NA |
019/0- [325/1-] |
NA |
|
054/0- [522/0-] |
082/0- [667/0-] |
031/0- [328/0-] |
*151/0- [754/1-] |
412/0- [643/1-] |
1/0- [844/0-] |
|
751/0 |
695/0 |
702/0 |
743/0 |
510/0 |
734/0 |
|
052/0 |
285/0 |
043/0 |
475/0 |
126/0 |
782/0 |
|
740/0 |
983/0 |
895/0 |
689/0 |
936/0 |
819/0 |
|
372/0 |
216/0 |
381/0 |
156/0 |
235/0 |
178/0 |
|
933/4- |
487/4- |
119/5- |
8336/5- |
682/2- |
436/4- |
|
***626/0- [933/4-] |
***544/0- [487/4-] |
***604/0- [119/5-] |
***696/0- [833/5-] |
***368/0- [682/2-] |
***509/0- [436/4-] |
|
مدل هجدهم |
مدل هفدهم |
مدل شانزدهم |
مدل پانزدهم |
مدل چهاردهم |
مدل سیزدهم |
|
***009/7- [396/4-] |
457/19 [726/0] |
***597/10- [559/6-] |
***4/10- [47/7-] |
***618/6- [987/3-] |
027/11 [447/0] |
|
***939/0 [412/4] |
19/6- [859/0-] |
***279/1 [809/4] |
***128/1 [093/5] |
***835/0 [816/3] |
924/3- [591/0-] |
|
NA |
479/0 [99/0] |
NA |
NA |
NA |
32/0 [716/0] |
|
***519/0 [005/12] |
***527/0 [862/11] |
***562/0 [588/8] |
***53/0 [776/9] |
***495/0 [494/12] |
***499/0 [318/12] |
|
***363/0- [068/3-] |
***386/0- [157/3-] |
NA |
NA |
NA |
NA |
|
NA |
NA |
NA |
*007/0 [81/1] |
NA |
NA |
|
NA |
NA |
NA |
NA |
***253/0- [027/3-] |
***262/0- [070/3-] |
|
NA |
NA |
*277/0- [802/1-] |
NA |
NA |
NA |
|
0007/0- [089/0] |
001/0- [134/0-] |
003/0- [332/0-] |
003/0- [441/0-] |
003/0- [462/0-] |
003/0- [514/0-] |
|
**205/0- [054/2-] |
*196/0- [961/1-] |
139/0- [102/1-] |
07/0- [686/0-] |
*175/0- [91/1-] |
*167/0- [812/1-] |
|
854/0 |
861/0 |
653/0 |
752/0 |
747/0 |
725/0 |
|
759/0 |
569/0 |
917/0 |
371/0 |
664/0 |
536/0 |
|
590/0 |
563/0 |
574/0 |
690/0 |
555/0 |
629/0 |
|
113/0 |
170/0 |
125/0 |
211/0 |
107/0 |
147/0 |
|
733/5- |
728/5- |
37/4- |
96/4- |
803/5- |
764/5- |
|
***635/0- [733/5-] |
***635/0- [728/5-] |
***534/0- [37/4-] |
***627/0- [96/4-] |
***704/0- [803/5-] |
***706/0- [764/5-] |
اعداد داخل [] مربوط به آماره t هستند.
* سطح معنیداری %10، ** سطح معنیداری %5 و *** سطح معنیداری %1 است.
همانگونه که ملاحظه میشود ضرایب ECM در تمام مدلها معنیدار و منفی است و در مدلهای مختلف در محدوده 36/0 تا 7/0 تغییر کرده است. آزمونهای ثبات و تشخیص نیز در اکثر مدلها مطلوب بودند. همچنین براساس نتایج بدست آمده رابطه توسعه مالی و آلودگی محیطی در تمام مدلها و با شاخصهای مختلف توسعه مالی، منفی است که این نتیجه همراستا با نتایج جلیل و فریدون (2011) در مورد توسعه مالی است. در تمام مدلها ضریب خالص سرمایهگذاری مستقیم خارجی بیمعنی است که البته با توجه به حجم کم سرمایهگذاری خارجی در ایران این نتیجه منطقی به نظر میرسد. همچنین در برخی مدلها ضریب درجه بازبودن تجاری تأثیر منفی و معنیداری بر تخریب زیستمحیطی دارد و در برخی حالات بیمعنی است. ضریب مصرف انرژی در تمام مدلها مثبت و به شدت معنیدار است. بدین معنی که مصرف انرژی یکی از عوامل مهم اثرگذار در روند آلودگی در ایران است. اثر مثبت مصرف انرژی روی انتشار 2CO همراستا با نتایج آلام، فاطیما و بات (2007) و جلیل و فریدون (2011) در این زمینه است. همچنین فرضیه زیستمحیطی کوزنتس در ایران در تمام مدلها و در بلندمدت رد میشود. بنابراین براساس ضریب مثبت و معنیدار درآمد میتوان گفت که با افزایش درآمد، آلودگی محیطی در ایران به طور مداوم افزایش مییابد.
6. نتیجهگیری
این مقاله به طور خاص به بررسی اثر مصرف انرژی و توسعه مالی روی انتشار 2CO در ایران میپردازد. به ویژه هدف اصلی این مقاله بررسی نقش توسعه مالی در روند انتشار 2CO در ایران است. همانگونه که مشاهده میشود، براساس نتایج بدست آمده، فرضیه منحنی زیستمحیطی کوزنتس در ایران در تمام حالات در بلندمدت رد میشود. همچنین تمام شاخصهای توسعه مالی در ایران در بلندمدت اثری منفی و معنیدار بر روی انتشار 2CO دارند. بدین معنی که با افزایش هر کدام از آنها، انتشار 2CO کاهش خواهد یافت. یا به عبارت دیگر در محیطی که آلودگی وجود داشته باشد، زمینه مناسبی برای توسعه مالی فراهم نیست. همچنین تأثیر نرخ ذخیره قانونی به عنوان شاخص سرکوب مالی (معکوس توسعه مالی) بر روی انتشار سرانه 2CO در تمام مدلها بسیار ناچیز است.
براساس نتایج بدست آمده از تمام مدلها، مصرف انرژی و درآمد سرانه تأثیر مثبت و معنیداری در تعیین روند انتشار 2CO دارند. براساس نتایج این پژوهش مصرف انرژی تأثیر قابل توجهی در روند انتشار آلودگی در ایران دارد. این امر میتواند به علت استفاده از انواع منابع و انرژیهای ناکارا، استفاده ناکارا از منابع انرژی و استفاده از تکنولوژیهای آلاینده و ناکارا در صنایع کارخانهای باشد. همچنین تأثیر مثبت درآمد سرانه روی میزان انتشار 2CO سرانه و رد فرضیه زیستمحیطی کوزنتس در ایران حاکی از یک ارتباط خطی صعودی بین درآمد سرانه و انتشار 2CO است؛ به این معنی که با افزایش درآمد سرانه در ایران، انتشار 2CO به طور مدام در حال افزایش است. در واقع میتوان گفت که ایران در مراحل اولیه توسعه اقتصادی قرار دارد و هنوز به نقطه اوج منحنی کوزنتس (نقطه بازگشت در ادبیات) نرسیده است.
نتایج مقاله در زمینه تأثیر منفی توسعه مالی و تأثیر مثبت مصرف انرژی و درآمد بر تخریب زیستمحیطی، در راستای نتایج جلیل و فریدون (2011) است ولی در مورد فرضیه زیستمحیطی کوزنتس، نتایج مقاله متفاوت از نتایج آنها است. اثر درجه بازبودن تجاری روی انتشار 2CO در مدلهای مختلف متفاوت است. ضریب منفی و معنیدار درجه بازبودن تجاری در برخی مدلها میتواند به این معنی باشد که کالاهای آلاینده در ایران از دیگر کشورها مانند چین وارد میشود. این امر موجب میشود که در ایران به عنوان کشور واردکننده با افزایش درجه بازبودن تجاری، آلودگی کاهش یابد و در کشور صادرکننده آلودگی افزایش یابد. همچنان که جلیل و فریدون (2011) نشان دادند این ضریب در مورد چین مثبت است که این خود دلیلی بر پذیرش فرضیه پناهگاه آلودگی در مورد چین است. در واقع کالاهای آلاینده در چین تولید میشود و به کشورهای دیگر (از جمله ایران) صادر میشود. عدم معنیداری آن در برخی مدلهای دیگر نیز میتواند ناشی از حجم کم مبادلات خارجی ایران با دیگر کشورها باشد. بنابراین با وجود نتایج متفاوت در مورد درجه بازبودن تجاری، نمیتوان نظر قاطعی در مورد اثر آن بر روند آلودگی در ایران داد. در تمام مدلها جریان خالص سرمایهگذاری مستقیم خارجی معنیدار نیست. به این معنی که این متغیر اثری بر انتشار 2CO در ایران ندارد که البته با توجه به حجم کم در ایران این نتیجه دور از انتظار نیست.
براساس نتایج بدست آمده، مصرف انرژی اثرگذارترین متغیر در تعیین روند آلودگی محیطی است. سهم بزرگی از مصرف انرژی در ایران مربوط به سوختهای فسیلی است که سوختهایی به شدت آلاینده هستند. بنابراین، یافتن جایگزینی مناسب برای سوختهای فسیلی و انرژیهای ناکارا میتواند اثری مثبت در کاهش روند تخریب زیستمحیطی در ایران داشته باشد.
منابع
الف- فارسی
امیرتیموری، سمیه و صادق خلیلیان (1388)، «بررسی رشد اقتصادی و میزان انتشار گاز 2CO در کشورهای عضو اوپک: رهیافت منحنی زیستمحیطی کوزنتس»، علوم محیطی، سال هفتم، شماره 1.
فطرس، محمدحسن و رضا معبودی (1390)، «رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی هوا در ایران»، فصلنامه اقتصاد محیط زیست و انرژی، سال اول، شماره 1.
فطرس، محمدحسن.، غفاری، هادی و آزاده شهبازی (1388)،«مطالعه رابطه آلودگی هوا و رشد اقتصادی کشورهای صادرکننده نفت»، فصلنامه پژوهشهای رشد و توسعه اقتصادی، سال اول، شماره 1.
متفکرآزاد، محمدعلی و رباب محمدی خانقاهی (1391)، «بررسی اثرات رشد اقتصادی، مصرف انرژی و درجه بازبودن تجاری بر کیفیت محیطزیست در ج. ا. ایران»، فصلنامه اقتصاد محیط زیست و انرژی، سال اول، شماره 3.
مولایی، مرتضی.، کاووسی کلاشمی، محمد و حامد رفیعی (1389)، «بررسی رابطه همجمعی درآمد سرانه و انتشار سرانه دیاکسیدکربن و وجود منحنی کوزنتس زیستمحیطی دیاکسیدکربن در ایران»، علوم محیطی، سال هشتم، شماره اول. 216-205.
ب- انگلیسی
Halicioglu, F. (2009), “An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey”, Energy Policy, No. 37(3), pp. 1156-1164. doi: 10.1016/j.enpol.2008.11.012.
Jalil, A. and M. Feridun (2011), “The Impact of Growth, Energy and Financial Development on the Environment in China: A Cointegration Analysis”, Energy Economics, No. 33(2), pp. 284-291. doi: 10.1016/j.eneco.2010.10.003.
Munasinghe, M. (1999), “Is Environmental Degradation an Inevitable Consequence of Economic Growth: Tunneling through the Environmental Kuznets Curve”, Ecological Economics, No. 29(1), pp. 89-109.
Talukdar, D. and C. M. Meisner (2001), “Does the Private Sector Help or Hurt the Environment? Evidence from Carbon Dioxide Pollution in Developing Countries”, World Development, No. 29(5), pp. 827-840. doi: 10.1016/s0305-750x(01)00008-0.
Tamazian, A. and B. Bhaskara Rao (2010), “Do Economic, Financial and Institutional Developments Matter for Environmental Degradation? Evidence from Transitional Economies”, Energy Economics, No. 32(1), pp. 137-145. doi: 10.1016/j.eneco.2009.04.004.
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, No. 37(1), pp. 246-253. doi: 10.1016/j.enpol.2008.08.025.
* استادیار گروه اقتصاد دانشگاه شهید باهنر کرمان horryhr@uk.ac.ir
** دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه شهید باهنر کرمان jalaee@uk.ac.ir
*** کارشناس ارشد اقتصاد انرژی دانشگاه شهید باهنر کرمان saeid904@gmail.com
[1]. Munasinghe (1999)
[2]. Talukdar and Meisner (2001)
[3]. Halicioglu (2009)
[4]. Tamazian Chousa and Vadlamannati (2009)
[5]. Tamazian and Bhaskara Rao (2010)
[6]. Jalil and Feridun (2011)
[7]. www.worldbank.org
[8] .www.cbi.ir
[9]. Banerjee, Dolado and Master