شماره 18 سال نوسانات خودرگرسیو.O44, Q53, Q40 :JEL

Transcript

1 بخش در زیستمحیطی آلودگی و اقتصادی رشد رابطه اقتصاد موردي )مطالعه آن قیمت نوسانات بر تاکید با نفت ايران( باللي حميد همدان سينا بوعلي دانشگاه كشاورزي اقتصاد گروه استاديار مسئول( )نويسنده زماني اميد کشاورزی دانشکده كشاورزي اقتصاد رشته كارشناسارشد مدرس تربیت دانشگاه يوسفي علي اصفهان صنعتي دانشگاه روستايي توسعه گروه استاديار 1392/2/29 پذیرش: 1391/2/6 دریافت: میباشد. خام نفت به مربوط دنيا در فسیلی سوخت های برای تقاضا از بزرگي بخش چکیده: وسيع انتشار موجب اقتصادي مختلف بخشهاي در نفت مصرف افزایش اخير دهههاي در جهاني آسيبهاي بروز نيز و دیاکسیدکربن بهویژه گلخانهای گازهای و سمي آالينده مواد بررسی ارتباط این در است. شده هوایی و آب تغييرات و زمين كره شدن گرم همچون بخش در منابع این از ناشی زيستمحيطي آلودگیهای و اقتصادی متغیر های بین رابطه منحنی قالب در مذكور ارتباط بررسي مطالعه اين اصلي هدف است. اهمیت حایز نفت نفت بخش ارزشافزوده اقتصادی متغیرهای از منظور بدين است. کوزنتس زیستمحیطی سالهای طی نفت قیمت نوسانات متغیر و انرژی مصرف از ناشی شده منتشر اکسیدکربن دی روش از بهرهگيري با نفت قیمت نوسانات مدلسازی گرديد. استفاده ایران 1388 تا 1339 مدل طريق از کوزنتس رابطه مدلسازي و )ARCH( خودرگرسیو شرطی ناهمسان واریانس وجود نشاندهنده تحقيق نتایج گرفت. صورت )ARDL( گسترده وقفههای با خودتوضیح زا ناشی شده توليد دیاکسیدکربن و نفت بخش ارزشافزوده بین شکل زنگولهای رابطه داد. قرار تأیید مورد را انرژی بخش در کوزنتس فرضیه اساس همین بر که است آن مصرف معکوسی و معنیدار تاثیر نفت قیمت نوسانات كه داد نشان مدل از حاصل نتايج همچنین دارد. دیاکسیدکربن انتشار بر شرطی ناهمسان واریانس خودتوضیح مدل کوزنتس منحنی اقتصادي رشد واژهها: کلید قیمت. نوسانات خودرگرسیو.O44, Q53, Q40 :JEL طبقهبندی )چاپی( شاپا 3 شماره 18 سال ص ص ISC در نمایه 1392 پاییز

2 1392 پاییز 3 شماره هجدهم سال پژوهشی علمی- فصلنامه مقدمه گرفت قرار اقتصاددانان نظر مد گستردهای بهصورت توسعهپایدار مفهوم گذشته دهه دو طول در توسعهپایدار مختلف ابعاد ميان از داد. اختصاص خود به را بینالمللی مباحث بیشتر اصلي موضوع و AbdelSa- ( است برخوردار مهمي جايگاه و اهميت از منابعطبيعي و محيطزيست ديدگاه از آن كاربرد عبارت پایداری كه کرد تعریف گونه این را طبیعی منابع پايداري ميتوان منظر اين از.)bour, 2005 سیاستهای اجراي جريان در طبیعی منابع نگهداری و حفظ برای استاندارد حداقل سطح یک از است تخريب بحرانی ناحیه به رسیدن از اجتناب با اقتصادي اهداف به دستيابي كه طوري به اقتصادی توسعه حال در كشورهاي بهخصوص و كشورها بيشتر در.)Berkes, )1989 گردد حاصل منابعطبيعي رشد موارد اغلب در متأسفانه میشود. قلمداد برنامهريزيها مركزي هسته عنوان به اقتصادي رشد است داشته همراه به طبيعي منابع و محيطزيست زمينه در خصوص به ناگواري پيامدهاي اقتصادي بيان ميتوان حقيقت در و بوده محيطزيست با تنگاتنگ ارتباط در اقتصادي فعاليتهاي بيشتر زيرا در دليل همين به است. وابسته يكديگر به جوامع اقتصادي رشد و محيطزيست سرنوشت كه نمود زيستمحیطی تغييرات شاهد جهان جوامع اقتصادي رشد نوسانات با همراه گذشته سالهاي طول حقانی و )شرزهای است بوده ناشي گلخانهای گازهاي انتشار ميزان افزايش همانند نامطلوبي و بزرگ.)1388 گازهای انتشار اثر در جهان تدريجي شدن گرم محيطزيست تخريب و آلودگي اصلی دالیل از یکی لوط در فسيلي سوختهاي بهصورت انرژي مصرف از ناشي دیاکسیدکربن انتشار بهويژه گلخانهای سال در بار اولین برای را کوزنتس منحنی فرضیه کوزنتس می باشد. كشورها اقتصادي رشد فرآيند كوزنتس پرداخت. آن در اقتصادی رشد و درآمدی نابرابری بین رابطه بررسی به که نمود بیان 1955 شدن بدتر باعث اقتصادي رشد درآمد از معيني سطح تا كه رسيد نتيجه اين به خود مطالعات در درآمد توزيع اقتصادي رشد با همراه بعد به سطح آن از ولي ميگردد درآمد توزيع شدن( )ناعادالنهتر بين رابطه وجود مورد در مختلف اقتصاددانان توسط بسياري كارهاي آن از پس میشود. عادالنه نيز كوزنتس منحني همانند مشابهي منحني به پژوهشگران چون و گرفت صورت آلودگي و اقتصادي رشد بود( گرديده استخراج كوزنتس توسط )كه درآمدي نابرابري اقتصادي رشد بين رابطه از آمده بهدست اين ناميدند. كوزنتس زيستمحيطي منحني را منحني اين و معكوس( U منحني )يعني يافتند دست میشود محيطزيست تخريب باعث اقتصادي رشد آن در که است صعودي قسمت يك داراي منحني بهبود باعث اقتصادي رشد كه طوري به میشود نزولي ادامه در خود حداكثر به رسيدن از پس و 50

3 با... نفت بخش در زیستمحیطی آلودگی و اقتصادی رشد رابطه یوسفی و زمانی باللی 51.)1388 حقانی و )شرزهای میشود محيطزيست كيفيت داشتن نگه ثابت الاقل يا اقتصادي رشد طريق از محيطزيست كيفيت در بهبود امكان بود 1987 سال در توسعه و محيطزيست جهاني كنفرانس توسعهپایدار مباحث از بخشي آن موجود كشورها درآمد افزايش حين»در است: آمده جهاني توسعه گزارش در 1382(. مکگیلری و و )پرمن افزايش آن براي تقاضا نتيجه در و محيطزيست كيفيت بهبود در سرمايهگذاري براي موجود منابع میپردازند موضوع این به بیشتر اقتصادی رشد زیستمحیطی نتایج به مربوط نظریههای مییابد«. چه تا بلندمدت و میانمدت دورههای در زيستمحيطي منابع و اقتصادي رشد جانشینی احتمال که است. امکانپذیر حد نتیجه اساس بر ميتوان را كوزنتس زيستمحيطي منحني فرضيه زمینه در گرفته صورت مطالعات شکل زنگولهای رابطه بررسی به مطالعات این از دستهای نمود. بررسي متفاوت گروه دو در کار روش و پرداختهاند سرانه ناخاص درآمد و انرژی مصرف بین رابطه بررسی به دستهای و کوزنتس منحنی 1388(. نسریندوست و )فطرس مطالعه به ميتوان پرداختهاند كوزنتس زيستمحيطي منحني بررسي به كه اول گروه مطالعات از با كرد اشاره Shafik & Bandyopadhyay )1992( مطالعه و Grossman & Kruger )1991( در اما گردیده اثبات كوزنتس زيستمحيطي منحني فرضيه رابطه اول مطالعه در که تفاوت این ذكر است. نشده تایید رابطه این دوم مطالعه و نیرویکار انرژی مصرف درآمد دادههای 1994 تا 1948 دوره برای نيز Stern )2000( استفاده برداری خطای تصحیح الگوی و همانباشتگی روش از استفاده با آمریکا در را سرمایه ذخیره را كشور اين در GDP و انرژي مصرف بين دوطرفهاي عل یت وجود تحقیق این نتایج است. نموده 1960 دوره در كشور 88 مقطعي آمار از استفاده با Coondoo & Dinda )2006( ميدهد. نشان نتيجه اين به خطا تصحيح مدل و گرنجري عل يت آزمون همانباشتگي روش از استفاده و 1990 تا بیشتر جهان کل و اروپا آمریکا برای سرانه GDP و دیاکسیدکربن انتشار بين عل يت كه رسيدند توسعه كشورهاي كه كردهاند بيان زمينه اين در خود مطالعات به توجه با محققین این است. یکطرفه اقتصادي رشد زيرا كنند صرفنظر اقتصادي رشد از بايد محيطزيست تخريب از جلوگيري براي یافته در شده انجام مطالعات دیگر از ندارد. همراه به را آلودگي دادن كاهش مورد در مطلوب و دلخواه اثرات Friedl & Getzner )2003( و Roca )2001( Managi & Jena )2008( مطالعات به می توان زمینه این کرد. اشاره

4 1392 پاییز 3 شماره هجدهم سال پژوهشی علمی- فصلنامه كه نمود اشاره نكته اين به ميتوان گرفتهاند قرار دوم گروه در كه مرتبطي مطالعات با ارتباط در در و شد گرفته قرار آزمون مورد اقتصادی رشد و انرژی مصرف متغیر دو بین عل ی رابطه آنها اغلب در گرفته صورت مطالعات اولین از گرديداند. اشاره زیستمحیطی آلودگی به نيز آنها از محدودي تعداد نمود. اشاره Kraft )1978( مطالعه به می توان رابطه این در گرنجری عل یت آزمون همچنین و آماری مختلف روشهای از بهرهگیری با مطالعه این در ایشان دارد. وجود آمریکا در انرژی مصرف به محصول تولید از یکسویه رابطه یک که رسید نتیجه این به رابطه بررسي به 2004 تا 1960 زمانی سری آمار از استفاده با.Soytaş et al )2007( همچنین داده نشان مطالعه این نتایج پرداختهاند. آمريكا در انرژي مصرف و GDP و دياكسيدكربن نشر بين با خود مطالعه در James)2007( است. دیاکسیدکربن نشر علت انرژی مصرف بلندمدت در كه و انرژی مصرف دیاکسیدکربن انتشار بین رابطه بررسی به سال های آمار از استفاده وقفههای با خودرگرسیونی الگوی با مطالعه این در وی است. پرداخته فرانسه در مل ی ناخالص تولید وجود متغیرها بین معنیداری رابطه بلندمدت در که یافت دست نتیجه این به )ARDL( توزیعی هوايي و آب شرايط بررسي با Neumayer )2002( نیست. برقرار رابطه این مدت کوتاه در ولی دارد متغيرهاي بهعنوان نقل و حمل تجهيزات و تجديدپذير منابع به دسترسي فسيلي سوخت منابع است. داده قرار تایید مورد را EKC رابطه کشور 148 برای توضيحي رابطه EKC شده داده بسط مدل از استفاده با خود مطالعه در.Iwata et al)2010( همچنين حاکی مطالعه این نتایج دادند. قرار آزمون مورد را دیاکسیدکربن انتشار و هستهای انرژی متغیر بین با مطالعهای در Esmaeili & Abdollahzadeh )2009( همچنین دارد. فرانسه در رابطه این تایید از سرانه ناخالص تولید و نفت استخراج بین رابطه نفت تولیدکننده کشور 38 تابلویی دادههای از استفاده دادند. قرار بررسی مورد را جینی ضریب آزادی درجه شامل است شده برده بهکار رابطه این اثبات برای که متغیرهایی که است موضوع اين نشانگر تحقیق این نتایج می باشند. نفت ثابت ذخایر و نفت قیمت جمعیت پایداری می کنند عمل درآمد بهتر توزیع و جامعه آزادی درجه افزایش هدف با که سیاست هایی انتشار بین رابطه ARDL رهیافت از استفاده با Halicioglu )2008( دارند. بیشتری سازگاری قرار بررسی مورد دوره طی را ترکیه در خارجی تجارت و درآمد انرژی مصرف کربن خارجی تجارت و درآمد انرژی مصرف توسط کربن انتشار رابطه که داد نشان مطالعه این نتایج دادند. است. برقرار بلندمدت در خارجی تجارت و انرژی مصرف درآمد رابطه همچنین و 52

5 )1383( سعادت و صادقی است. گرفته صورت EKC زمینه در بسیاری مطالعات نیز ایران در در اقتصدی رشد و زیستمحیطی آلودگی جمعیت رشد بین عل ی روابط بررسي به خود مطالعه در پرداختند. ایران گرفت. قرار بررسی مورد هشیائو عل یت آزمون روش از استفاده با کوزنتس فرضیه مطالعه این در عل ی رابطه یک و اقتصادی رشد و زیستمحیطی تخریب بین دوطرفه رابطه یک داد نشان نتایج صورت ایران در که مطالعاتی دیگر از دارد. وجود زیستمحیطی تخریب به جمعیت رشد از یکطرفه شرزهای )1388( نسریندوست و فطرس )1387( همکاران و صالح مطالعه به می توان است گرفته عباسمحسن و نجارزاده )1384( زارع و آرمن )1380( مصطفایی و ابریشمی )1387( حقانی و زیستمحیطی منحنی فرضیه ساده بیان کرد. اشاره )1386( همکارن و حسنیصدرآبادی )1383( میتواند کمی شاخص هر که زیستمحیطی آلودگی شاخصهای از برخی بین که است این کوزنتس گرفته نظر در سرانه درآمد سطح صورت به معموال که اقتصادی رشد کمی شاخصهای از یکی و باشد توان افزایش با فرضيه اين اساس بر دیگر عبارت به دارد. وجود وارون U شکل به رابطهای میشود هب رسیدن از پس سرانجام اما مییابد افزایش زیستمحیطی تخریب مقدار ابتدا در جامعه اقتصادی حرکت یا و محیط تخریب به نسبت جامعه آگاهی جمله از مختلف دالیل به آلودگی حداکثر سطح 1(. )شكل شد خواهد آغاز منحنی نزولی روند اقتصاد شدن خدماتیتر سمت به فرضیه قالب در محیطزیست و اقتصادی رشد بین رابطه مطالعه این در شد ذکر آنچه اساس بر افزايش باعث اقتصادي رشد»آیا که کرد بررسی بتوان تا گرفت قرار بررسی مورد کوزنتس منحنی متغیرهای از مطالعه این در که تفاوت این با البته بالعكس«. يا است شده محيطزيست كيفيت شد. خواهند داده شرح تفصیل به بعدی بخش در که است شده استفاده متفاوتی با... نفت بخش در زیستمحیطی آلودگی و اقتصادی رشد رابطه یوسفی و زمانی باللی 53

6 هجدهم سال پژوهشی علمی- فصلنامه پژوهش روش این در میشود. استفاده مختلفی معادلههای از کوزنتس زیستمحیطی منحنی نمایش برای گرفته بهره شده استفاده آن از مطالعات بیشتر در که )1( معادله از رابطه این تبیین برای مطالعه :)Esmaeili & Abdollahzadeh, 2009( شد y 2 t = α + β1 xt + β2xt + β3zt + εt )1( 3 شماره 1392 پاییز مربوط z و درآمد نشاندهنده x زیستمحیطی شاخصهای نشاندهنده y مذكور معادله در نامیده کنترل متغیرهای اصطالح در كه است محیطزیست روی بر تاثيرگذار متغیرهایی سایر به نشان برای معیاری بهعنوان نفت مصرف از ناشی دیاکسیدکربن شاخص از مطالعه این در میشوند. یا و GDP همچون متغیرهایی از مختلف مطالعات در شد. استفاده زیستمحیطی آلودگی دادن Bulte & Soest,( گردید استفاده اقتصادی رشد دادن نشان برای معیاری بهعنوان سرانه GDP شاخص فسيلي انرژی بخش در كوزنتس زيستمحيطي فرضيه بررسي بهدليل مطالعه این در 2001(. رد می گیرد. قرار نظر مد انرژی بخش در اقتصادی رشد برای معیاری بهعنوان نفت گروه ارزشافزوده دارد: وجود حالت سه )1( معادله 54

7 β باشد به معنی عدم وجود ارتباط بین GDP بخش نفت و 1 = β 2 = β 3-1 اگر = 0 کاهش کیفیت محیطزیست )انتشار دیاکسیدکربن( در مدل است. 2- اگر β 0 و β 0 باشند به معنی وجود ارتباط خطی بين دو متغير مذكور رابطه رشد اقتصادی و آلودگی زیستمحیطی در بخش نفت با... باللی زمانی و یوسفی 1 2 = > 1 β باشد یک ارتباط در حال افزایش یکنواخت بین GDP بخش نفت و انتشار است. اگر 0 دیاکسیدکربن وجود دارد. درحالیکه اگر β 0 باشد نشاندهنده یک ارتباط در حال کاهش 1 < بین GDP بخش نفت و دیاکسیدکربن میباشد. 3- اگر β 0 و β 0 باشد تابع درجه دو می باشد. اگر β 0 و β 0 باشد 1 < < 2 β و 0 2 > 1 2 t i به معنی ارتباط U شکل بین GDP بخش نفت و دیاکسیدکربن است. درحالیکه اگر > 1 β باشد نشاندهنده ارتباط U شکل معکوس است و دارای نقطه بازگشت میباشد. 0 در این مطالعه از متغیرهای دیگری شامل قیمت نفت تولید و مصرف داخلی نفت جمعیت و شاخص نااطمینانی قیمت نفت بهعنوان متغیرهای کنترل برای نمایش هر چه بهتر EKC استفاده شده است. همچنين برای محاسبه متغیر نااطمینانی قیمت نفت مدل واریانس ناهمسان شرطی خودرگرسیو )ARCH( 1 بهكار گرفته شده است. الگوی خودتوضیح با وقفههای گسترده )ARDL( كه برای بررسی منحنی کوزنتس در بخش انرژی ایران استفاده گرديده به صورت زیر میباشد: LCO q4 p q1 q2 q3 2 t = c + ilcot i + β1 ilva + β + 2iLVAt i β t i 3i i 1 i= 0 i= 0 i= 0 α LUP )2( q5 Co 2 ناشی از انتشار که در آن LOD LUP LVA LCO و LPP بهترتیب نشاندهنده مواد نفتی ارزشافزوده حقیقی بخش نفت معیار نوسانات قیمت نفت تولید داخلی نفت 2 و جمعیت میباشد كه در مدل به شکل لگاریتمی مورد استفاده قرار گرفتهاند. الگوی بلندمدت برآورد گرديده نيز بهصورت معادله )3( ميباشد. 2 LCO = α 1 + α 2LVA + α3lva + α 4LUP + α5lod + α6lpp + ε )3( در اين مطالعه برای آزمون همجمعی متغیرها یا بررسی اینکه رابطه بلندمدت حاصل از این روش کاذب نیست از آزمون بنرجی دوالدو و مستر استفاده میشود. برای این منظور آماره t بر اساس 55 1.Auto-Regressive Conditional Heteroskedactisity 2.منظور کل تولید داخلی نفت است که درصد باالیی از آن صادر خواهد شد

8 1392 پاییز 3 شماره هجدهم سال پژوهشی علمی- فصلنامه میشود. محاسبه )3( رابطه t = ) p p ˆ α 1( /) δ ( )4( i i= 1 i= 1 ˆ α روش اين در سنجش معيار است. وابسته متغیر وقفههای ضرایب معیار انحراف δ ˆ α آن در که دوالدو توسط شده ارایه بحرانی مقادیر مطلق قدر از محاسباتی t مطلق قدر اگر كه است صورت بدين بلند مدت رابطه وجود و شده رد بلندمدت رابطه وجود عدم بر مبنی صفر فرضیه باشد بزرگتر مستر و و دیاکسیدکربن انتشار بین مدت کوتاه رابطه بررسی بهمنظور 1378(. )نوفرستی میشود پذیرفته روابط از حاصل پسماندهای منظور این برای است. شده استفاده خطا تصحیح مدل از متغیرها سایر متغیرها دیگر اول مرتبه تفاضل کنار در توضیحی متغیر یک بهعنوان زمانی وقفه یک با را همجمعی برآورد الگو ضرایب )OLS( معمولی مربعات حداقل روش از استفاده با سپس و نموده الگو وارد میشود. شرطی ناهمسان واریانس روش از نفت قیمت نوسانات بررسی بهمنظور شد اشاره که همانطور همسانی واریانس خطی رگرسیون کالسیک فروض از یکی شد. استفاده )ARCH( خودرگرسیو نکند. تغییر اخالل جمالت شرطی واریانس که است معنی بدین موضوع این است. اخالل جمالت واریانس مدلهای زمانی سری های در ناهمسانی واریانس وجود شرایط در شد اشاره که همانطور یافته تعمیم خودرگرسیو شرطی ناهمسانی واریانس و )ARCH( رگرسیو خود شرطی ناهمسانی روش این در شد. پیشنهاد معمول زمانی سری فرآیندهای برای جایگزینی بهعنوان )GARCH( ساده نیست. ثابت خطا جمله واریانس که می شود استفاده اتورگرسیو مدل یک از متغیر یک برای گردید. پیشنهاد بار اولین برای 1 انگل توسط که می باشد ARCH(q( مدل شرطی واریانس مدل ترین دوره اخالل جمله مقدار به پیشبینی خطای واریانس که را ناهمسانی واریانس از شکلی الگو این تا داد ارایه شرطی میانگین معادله کنار در را معادلهای چنین انگل می دهد. نشان است وابسته قبل توسط GARCH یا تعمیمیافته ARCH مدل گردد. برآورد نظر مورد متغیر واریانس طریق این از داد: نشان می توان زیر شکل به را )GARCH (p,q مدل یک گردید. مطرح Bollerslev )1986( yt = µ + ε t )5( h = ω + t q j= 1 β h j t j + p j= 1 α ε 2 j t j )6( 1.Engle 56

9 یک از کلی طور به میانگین معادله این واقع در است. 1 میانگین معادله نشاندهنده )1( رابطه ) h t ( دوم معادله در شد. خواهد تشکیل )ARIMA( 2 تجمعی متحرک میانگین اتورگرسیو مدل شرطی واریانس صورتی در باالتر مرتبه با GARCH(p,q( مدل برای است. ε شرطی واریانس با... نفت بخش در زیستمحیطی آلودگی و اقتصادی رشد رابطه یوسفی و زمانی باللی t باشد: برقرار زیر شرط که آمد خواهد بهدست 1 q j= 1 p α β > 0 )7( j j= 1 j مانند مختلفی معیارهای از GARCH مدل مناسب ترین آوردن بهدست برای است ذکر به الزم اساس بر متغیر یک مدلسازی طریقه می شود. استفاده )SBC( 4 بیزین شوارتز و )AIC( 3 آکائیک با سپس و شد خواهد برازش متغیر میانگین معادله ابتدا که است صورت این به GARCH روش بهدست است اخالل جزء شرطی واریانس که )6( رابطه اساس بر و معادله این اخالل جزء از استفاده آمد. خواهد دادهها تحلیل و تجزیه اقتصادی متغیرهای از ایران )نفت( انرژی بخش در کوزنتس منحنی رابطه بررسی برای زا کمکی متغیرهای سایر و انرژی مصرف از ناشی شده منتشر دیاکسیدکربن نفت بخش ارزشافزوده اطالعات و آمار گرديد. استفاده ایران 1388 تا 1339 سالهای طی نفت قیمت نوسانات متغیر جمله این به تحقیق روش شد. جمعآوری )WB( جهانی بانک و مرکزی بانک اطالعات و آمار از تحقیق قیمت نوسانات نمایش برای معیاری که ARCH مدل تخمین از حاصل نتایج ابتدا که است صورت بررسی مورد است كوزنتس زيستمحيطي منحني رابطه در موثر متغيرهاي از يكي بهعنوان نفت برآورد براي موثر متغيرهاي ساير كنار در ARCH مدل تخمین از حاصل نتايج سپس و گرفت قرار از حاصل نتايج لذا شد گرفته بهكار ARDL الگوي قالب در كوزنتس زيستمحيطي منحني رابطه گرفت. قرار بررسي مورد متفاوت بخش دو در مطالعه اين 57 1.Mean Equation 2.Autoregressive Integrated Moving Average 3.Akaike Information Criterion 4.Schwarz Baysian Information Criterion

10 فصلنامه علمی- پژوهشی 1- مدلسازي نوسانات قيمت نفت در اين مطالعه براي مدلسازی نوسانات قیمت نفت در الگوی ARCH و كاربرد آن در مدل منحني كوزنتس پس از تعیین رتبه ایستایی )d( سري زماني متغیر قيمت نفت با استفاده از معیار شوارتز- بیزین )SBC( تعداد جمالت خودرگرسیو و تعداد جمالت میانگین متحرک معادله میانگین متغیر قیمت نفت محاسبه و تعیین گردید. سپس بر اساس نتایج آماره شوارتز- بیزین از بین حالتهای مختلف فرآیند) 1,1,0 ( ARIMA بهعنوان بهترین حالت لحاظ گردید. این فرآیند به صورت رابطه )4( نشان داده شد كه در آن OP نمایانگر قیمت نفت است. D) LOP( α + ε )8( t = 0 + α1d) LOP( t 1 t سال هجدهم همچنين برای بررسی همبستگی سریالی مدل از آزمون ضریب الگرانژ )LM( 1 استفاده گرديد كه نتایج این آزمون حاکی از عدم وجود این مشکل در مدل برازش شده بود. در مرحله بعد جهت بررسی وجود ناهمسانی واریانس )اثرات )ARCH در مدل از آزمون ARCH-LM استفاده گردید. همانطور که در جدول )1( نشان داده شده است. فرضیه صفر مبنی بر وجود همسانی واریانس رد شده و فرضیه مقابل پذیرفته شد. شماره 3 با استفاده از معیارهای شوارتز- بیزین )SBC( و آکائیک )AIC( وقفههای مناسب مدا تعیین شد و بهترین الگو برای نمایش نوسانات قیمت نفت الگوی) GARCH)1,1 انتخاب گرديد. برای بررسی تصریح مناسب الگو از آزمون جارگ- برا 2 )JB( استفاده شد که نتایج آن در جدول 2 نشان داده پاییز Lagrange Multiplier Test 2.Jargue-Bera 58

11 شده است. نتایج اين آزمون نشان می دهد توزیع جمالت اخالل به صورت نرمال است در نتیجه مدل )1,1( GARCH به درستی تصریح شده است. پس از تصریح مناسب مدل نتایج GARCH)1,1( به صورت جدول )3( بهدست آمد: رابطه رشد اقتصادی و آلودگی زیستمحیطی در بخش نفت با... باللی زمانی و یوسفی بهطوريكه اشاره گرديد نتایج حاصل از مدل GARCH بهعنوان معیاری جهت نمایش نوسانات قیمت نفت در تخمين مدل منحني كوزنتس استفاده ميگردد برآورد مدل يا رابطه منحني زيستمحيطي كوزنتس قبل از تخمین مدل نهايي ابتدا با استفاده از آزمون ریشه واحد ایستایی سری های زماني مدل با بهرهگیری از سه روش بررسی گرديد. با توجه به نتايج بهدست آمده کل متغیرها به غیر متغیر نوسانات قیمت نفت با یکبار تفاضلگیری ایستا شدند و هر سه آماره نتایج تقریبا یکسانی را ارایه دادند )جدول 3(.

12 فصلنامه علمی- پژوهشی در مرحله بعد با استفاده از متغیرهای یاد شده و همچنین متغیر نوسانات قیمت نفت منحنی کوزنتس در بخش نفت با استفاده از مدل ARDL تخمين زده میشود. نتایج حاصل از برآورد مدل پویای ARDL از طریق معیار شوارتز- بیزین برای بررسی منحنی کوزنتس در جدول 4 آورده شده است. سال هجدهم 2 با توجه به آماره R متغیرهای توضیحی 89 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح خواهند داد همچنین آماره F نشان از معنیداری کل رگرسیون در سطح 99 درصد است. نتایج حاصل از آزمون 3 تشخیص خود همبستگی پیاپی پسماندها 1 خطا در تصریح فرم تابعی مدل 2 نرمال بودن پسماندها و واریانس ناهمسانی 4 نشاندهنده مناسب بودن الگوی مورد مطالعه جهت بررسی روابط در بین متغیرها بوده و هیچ کدام از این فروض نقض نشده است. در مرحله بعد با استفاده از ضرایب مدل پویای ARDL وجود ارتباط درازمدت بین متغیرها آزمون شد. با مقایسه مقدار محاسباتی و کمیت بحرانی ارایه شده توسط بنرجی دوالدو و مستر در سطح 90 درصد فرضیه صفر در مدل رد و یک رابطه تعادلی درازمدت بین متغیرهای الگو تایید شد. نتایج حاصل از برآورد رابطه بلند مدت در جدول 5 نشان داده شده است. شماره 3 پاییز Serial Correlation 2.Functional Form 3.Normality 4.Heteroscedasticity 60

13 وجود همانباشتگي بين مجموعهاي از متغيرهاي اقتصادي مبناي استفاده از مدلهاي تصحيح خطا را فراهم میکند. الگوي تصحيح خطا در واقع نوسان هاي كوتاهمدت متغيرها را به مقادير درازمدت آنها ارتباط ميدهد. بهمنظور بررسي روابط كوتاهمدت انتشار دیاکسیدکربن در بخش نفت و ساير متغيرهاي مورد مطالعه از مدل تصحيح خطا استفاده شد كه نتايج آن در جدول 6 آورده شده است. ضريب تصحيح خطا در مدل معادل 0/64 برآورد گرديد. این امر بدين معني است كه در حدود 64 درصد از انحرافات مقدار دیاکسیدکربن از مقدار تعادلي درازمدت پس از گذشت يك دوره تعديل میشود لذا ميتوان گفت كه سرعت تعديل در مدل فوق نسبتا باالست و ميتوان به اثرگذاري سياست ها در كوتاهمدت اميدوار بود. به عبارت ديگر برای تعدیل کامل نتایج حاصل از یک سیاست 1/3 سال زمان الزم خواهد بود. رابطه رشد اقتصادی و آلودگی زیستمحیطی در بخش نفت با... باللی زمانی و یوسفی 61 همانطور که نتایج نشان داد فرضیه منحنی کوزنتس پذیرفته می شود. این بدان معنی است

14 1392 پاییز 3 شماره هجدهم سال پژوهشی علمی- فصلنامه نشان می توان شکل U صورت به را دیاکسیدکربن انتشار و نفت بخش ارزشافزوده بین ارتباط که به یا میباشد ارتباط این بودن معکوس از حاکی بلندمدت رابطه در LVA ضریب بودن منفی داد. افزایش با دیگر عبارت به است. متغیر دو این رابطه بودن شکل زنگولهای نشاندهنده دیگر عبارت بعدی مرحله در اما افزایش نفتی مواد از ناشی دیاکسیدکربن مرحلهای تا نفت بخش ارزشافزوده اثرات کاهش برای انگیزه نفتی درآمدهای افزایش با که صورت این به داشت خواهد نزولی روند مییابد. افزایش آن زیستمحیطی انتشار بر معنیداری اثر متغیرها سایر داخلی تولید از غیر به کنترل متغیرهای با ارتباط در و معکوس تاثیر نفت قیمت نوسانات که می دهد نشان نتایج دیگر سوی از دارند. دیاکسیدکربن ریسک فرض با نفت قیمت نوسانات افزایش دارد. نفت بخش در دیاکسیدکربن انتشار بر معنیداری خواهد نفتی مواد مصرف آن متعاقب و تولید کاهش باعث بخش این در موجود بنگاههای بودن گریز مطالعات اساس بر دارد. پی در را مواد این از ناشی دیاکسیدکربن انتشار کاهش نهایت در که شد عضو کشورهای توسط نفت عرضه شرایط Watkins & Strelfel )1998(.Kaufmann et al )2008( دلیل داد. نمایش عرضه مقدار و قیمت کالسیک رابطه با را آن نمی توان که است گونهای به اوپک,Favennece( دانست اخیر سال های طول در نفت قیمت پیدرپی افزایش در می توان را موضوع این بلندمدت رابطه در جمعیت و نفت تولید ضریب كه ميدهند نشان نتايج ديگر سوي از 2005(. جستجو نفت ذخیره و صادرات داخلی مصرف روند در میتوان را امر این دلیل نمیباشد. معنیدار الزم می باشد. کوزنتس نظریه وجود از حاکی نفت ارزشافزوده معنیدار و منفی ضریب همچنين کرد. بر مثبت و منفی اثر ترتیب به داخلی مصرف و جمعیت آمده بهدست نتایج اساس بر است ذکر به داشت. خواهند دیاکسیدکربن انتشار نتیجهگیری اثرات بین رابطه بررسی به کوزنتس زیستمحیطی منحنی نظریه از استفاده با مطالعه این در منظور این به شد. پرداخته ایران نفت بخش ارزشافزوده و نفت مصرف از ناشی زیستمحیطی متغیرهای از و زیستمحیطی شاخص بهعنوان نفتی مواد از ناشی Co 2 انتشار ساالنه دادههای از متغیرهای بهعنوان جمعیت و نفت داخلی مصرف نفت داخلی تولید نفت بخش حقیقی ارزشافزوده گردید. استفاده اقتصادی نفت بخش ارزشافزوده شکل زنگولهای ارتباط و کوزنتس نظریه وجود از حاکی حاصل نتایج 62

15 و میزان دیاکسیدکربن ناشی از مواد نفتی دارد. این نتیجه در حالی است که در منابع دیگر به این موضوع اشاره شده است که بخش انرژی فرضیات منحنی کوزنتس را تأمین نمی نماید )پرمن و مکگیلری 1382(. الزم به ذکر است نتایج حكايت از ارتباط معنیدار اما ضعیف بین ارزشافزوده بخش نفت و دیاکسیدکربن انتشار یافته دارد. در این تحقیق قیمت و تولید نفت اثر معنیداری در انتشار دیاکسیدکربن نداشتند و این در حالی است که در مطالعات پیشین قیمت و تولید نفت دارای اثرات متفاوتی بر یکدیگر بودهاند. همچنین بر اساس یافتههای تحقیق نوسانات قیمت نفت تاثیر معکوس و معنیداری بر انتشار دیاکسیدکربن در بخش نفت دارد بهطوریکه افزایش نوسانات قیمت نفت با فرض ریسک گریز بودن بنگاههای موجود در این بخش باعث کاهش تولید و متعاقب آن مصرف مواد نفتی خواهد شد که در نهایت کاهش انتشار دیاکسیدکربن ناشی از این مواد را در پی دارد. الزم به ذکر است کوچک بودن ضریب این متغیر در مدل حاکی از تاثیر جزیی آن دارد. در ارتباط با متغیر جمعیت و منفی بودن ضریب این متغیر نشاندهنده رابطه معکوس دیاکسیدکربن و جمعیت است. در صورتی که در دنیای واقع انتظار بر این است که با افزایش جمعیت و تقاضای بیشتر برای مواد نفتی دیاکسیدکربن ناشی از آنها نیز افزایش یابد. نتایج تخمین نشاندهنده رابطه مثبت مصرف داخلی نفت و آلودگی ناشی از آن است که در دنیای واقعی نیز انتظار بر همین است. همانطور که نشان داده شد فرضیه منحنی کوزنتس در بخش انرژی ایران را می توان پذیرفت و این بدین معنی است که با گذشت زمان با افزایش ارزشافزوده نفت میزان آلودگی ناشی از مواد نفتی روندی کاهشی خواهد داشت. رابطه رشد اقتصادی و آلودگی زیستمحیطی در بخش نفت با... باللی زمانی و یوسفی 63 منابع 1 ابريشمي 1. ح. و مصطفايي آ. )1380(. بررسي رابطه بين رشد اقتصادي و مصرف فرآوردههاي عمده نفتي در ايران. دانش و توسعه جلد 1 شماره 14 صفحات آرمن 2. س. ع. و زارع ر. ا. )1384(. بررسي رابطه عل يت گرنجري بين مصرف انرژي و رشد اقتصادي در ايران طي سالهاي پژوهشهاي اقتصادي ايران سال 6 شماره 21 صفحات پرمن 3. ر. ما ی. و مکگیلری ج. )1382(. اقتصاد محیطزیست و منابع طبیعی. ترجمه ح. ر. ارباب. تهران: نشر نی. صفحات حسني 4. صدرآبادي م. عماداالسالم ح. و هديه ع. )1386(. بررسي رابطه عل ي مصرف انرژي اشتغال و توليد ناخالص داخلي )ايران طي سالهاي (. پژوهشنامه علوم انساني و اجتماعي سال 7 شماره 24 صفحات

16 1392 پاییز 3 شماره هجدهم سال پژوهشی علمی- فصلنامه نقش بر تأكيد با مل ي درآمد و كربن انتشار ميان عل ي رابطه بررسي )1387(. م. حقانی و ع. غ. 5 شرزهای صفحات 87 شماره 44 جلد اقتصادي تحقيقات انرژي. مصرف )یک ایران در زیستمحیطی اثرات و اقتصادی رشد جمعیت رشد )1383(. ر. سعادت و ح. 6 صادقی صفحات 36 شماره 9 سال اقتصادی تحقیقات عل ی(. تحلیل ناخالص توليد بين عل يت رابطه بررسي )1387(. س. يزداني و ح. باريكاني س. ز. شعباني ا. 7 صالح 7. و كشاورزي اقتصاد اكسيدكربن(. دي گاز موردي )مطالعه ايران در گلخانهاي گازهاي حجم و داخلي صفحات 66 جلد 17 سال توسعه رشد و انرژي مصرف آب آلودگي هوا آلودگي رابطه بررسي )1388(. م. نسريندوست و ح. م. 8 فطرس صفحات 21 شماره 6 سال انرژي اقتصاد مطالعات ايران در اقتصادي رد اقتصادي بخشهاي رشد و انرژي حاملهاي مصرف بين رابطه )1383(. ا. عباسمحسن و ر. 9 نجارزاده صفحات 2 جلد 1 سال انرژي اقتصاد مطالعات ايران. خدمات موسسه تهران: اول. چاپ اقتصادسنجی. در همجمعی و واحد ریشه )1378(. ح. م. 1 نوفرستی صفحات رسا. فرهنگی 11. AbdelSabour, S. A. (2005). Quantifying the external cost of oil consumption within the context of sustainable development. Energy Economics Journal, 33(6), Berkes, F. (1989). Common property resources: Ecology and community-based sustainable development. London: Belhaven Press. pp. 48-5S. 13. Bollerslev, T. (1986). Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity. Journal of Econometrics, 31(3), Bulte, E. H., & Soest, D. P. (2001). Environmental degradation in development countries: Households and the (reverse) environmental Kuznets curve. Journal of Development Economics, 65(1), Coondoo, D., & Dinda, S. (2006). Income and emission: A panel-data based co-integration analysis. Ecological Economics, 57(2), Esmaeili, A., & Abdollahzadeh, N. (2009). Oil exploitation and the environmental Kuznets curve. Energy Policy, 37(1), Favennece, J. P. (2005). Oil and natural gas supply for Europe. Catalysis Today, 106(2005), Friedl, B., & Getzner, M. (2003). Determinants of Co2 emission in a small open economy. Ecological economics, 45(1), Grossman, G. M., & Kruger, A. B. (Eds.). (1991). Environmental impact of North American free trade agreement. The US-Mexico Free Trade Agreement. Cambridge, MA.: MIT press. pp Halicioglu, F (2008). An econometric study of CO 2 emissions, energy consumption, income and foreign trade in Turkey. MPRA Paper, No pp Iwata, H., Okada, K., & Samreth, S. (2010). Empirical study on the environmental Kuznets curve for CO 2 in France: The role of nuclear energy. Energy Policy, 38(3),

17 رابطه رشد اقتصادی و آلودگی زیستمحیطی در بخش نفت با... باللی زمانی و یوسفی 22. James, K. G. (2007). Global inequality and global macroeconomics. Journal of Policy Modeling, 29(4), Kaufmann, R. K., Bradford, A., Belanger, L. H., Mclaughlin, J. P., & Miki, Y. (2008). Determinants of OPEC production: Implications for OPEC behavior. Energy Economics, 30(1), Kraft, J. A.)1978(. On the relationship between energy and GNP. Journal of Energy and Development, 3(1), Managi, S., & Jena, P. R. (2008). Environmental productivity and Kuznets curve in India. Ecological Economics, 65(2), Neumayer, E. (2002). Can natural factors explain any cross-country difference in carbon dioxide emission. Energy Policy, 30(1), Roca, J. A. V. (2001). Energy intensity, Co 2 emission and the environmental Kuznets curve: The Spanish case. Energy Policy, 29(7), Soytaş, U., Sari, R., Bradley, T. E. (2007). Energy consumption, income, and carbon emissions in the United States. Ecological Economics, 62(1), Stern, D. I. (2000). A multivariate co-integration analysis of the role of energy in the US macro economy. Energy Economics, 22(2), Watkins, G. C., & Strelfel, G. G. (1998). World crude oil supply: Evidence from estimating supply functions by country. Journal of Energy Finance & Development, 3(1),