ΔΙΕΡΕΥΝΗΣΗ ΤΗΣ ΣΧΕΣΗΣ ΜΕΤΑΞΥ ΤΟΥ ΑΚΑΘΑΡΙΣΤΟΥ ΕΘΝΙΚΟΥ ΠΡΟΪΟΝΤΟΣ ΚΑΙ ΤΩΝ ΕΚΠΟΜΠΩΝ CO 2 ΣΤΗΝ ΕΛΛΑΔΑ: Σαχτούρη 11, Πάτρα

ΔΙΕΡΕΥΝΗΣΗ ΤΗΣ ΣΧΕΣΗΣ ΜΕΤΑΞΥ ΤΟΥ ΑΚΑΘΑΡΙΣΤΟΥ ΕΘΝΙΚΟΥ ΠΡΟΪΟΝΤΟΣ ΚΑΙ ΤΩΝ ΕΚΠΟΜΠΩΝ CO 2 ΣΤΗΝ ΕΛΛΑΔΑ: 1960-2010 Δ. Καΐκα 1, Δ. Αστερίου 2, Ε. Ζέρβας 1 1 Σχολή Θετικών Επιστημών και Τεχνολογίας, Ελληνικό Ανοικτό Πανεπιστήμιο, Σαχτούρη 11, 26 222 Πάτρα 2 Σχολή Κοινωνικών Επιστημών, Ελληνικό Ανοικτό Πανεπιστήμιο, Μπουμπουλίνας 57-59, 26 222 Πάτρα ΠΕΡΙΛΗΨΗ Η παρούσα εργασία εστιάζει στη διερεύνηση της βραχυχρόνιας και μακροχρόνιας σχέσης μεταξύ της εθνικής παραγωγής (Ακαθάριστο Εθνικό Προϊόν, ΑΕΠ) και των εκπομπών CO 2 στην Ελλάδα κατά τη χρονική περίοδο 1960-2010 με τη χρήση κατάλληλων οικονομετρικών μεθόδων. Η μελέτη της σχέσης αυτής εντάσσεται στα πλαίσια της σκεπτικής της Περιβαλλοντικής Καμπύλης Kuznets (Environmental Kuznets Curve, EKC) σύμφωνα με την οποία η μετάβαση της παραγωγής από τη βιομηχανία στις υπηρεσίες και η αύξηση του εισοδήματος ενδέχεται να οδηγήσει σε αποκλιμάκωση της περιβαλλοντικής υποβάθμισης που δημιουργείται σε προηγούμενα στάδια οικονομικής μεγέθυνσης. Στο υπό εξέταση χρονικό διάστημα, οι εκπομπές CO 2 και το εισόδημα στην Ελλάδα αυξάνονται σημαντικά αλλά ταυτόχρονα παρατηρούνται σημαντικές μεταβολές στη διάρθρωση της ελληνικής οικονομίας, με κυριότερη τη μετάβαση της παραγωγής από την βιομηχανία στις υπηρεσίες. Σύμφωνα με τα αποτελέσματα της οικονομετρικής ανάλυσης της παρούσας εργασίας, το Ακαθάριστο Εθνικό Προϊόν αιτιάται τις εκπομπές CO 2 τόσο σε βραχυχρόνιο όσο και σε μακροχρόνιο επίπεδο. Σε μακροχρόνιο επίπεδο, παρατηρείται μία αμφίδρομη σχέση αιτιότητας ανάμεσα στις εκπομπές CO 2 και την οικονομική μεγέθυνση. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Οι συνολικές εκπομπές CO 2 στην Ελλάδα έχουν παρουσιάσει σημαντική αύξηση τις τελευταίες δεκαετίες. Ήδη, το 2007, τα επίπεδα των συνολικών εκπομπών CO 2 είναι κατά 36,6% μεγαλύτερα σε σχέση με τα επίπεδα του 1990, όταν το όριο σύμφωνα με την συνθήκη του Κιότο προβλέπει +25% μέχρι το 2010 [1]. Ωστόσο, σύμφωνα με πρόσφατες εκτιμήσεις, το 2010 οι εκπομπές CO 2 στην Ελλάδα είναι +22% των τιμών των εκπομπών του 1990. Αυτό οφείλεται κυρίως στη συρρίκνωση του πραγματικού προϊόντος της ελληνικής οικονομίας από το 2008 λόγω της οικονομικής κρίσης. Πολλές εργασίες επισημαίνουν πως η δομή της ελληνικής οικονομίας χαρακτηρίζεται από ισχυρή αλληλεξάρτηση μεταξύ της ενεργειακής κατανάλωσης και της οικονομικής μεγέθυνσης [2-4]. Κάθε αύξηση της εθνικής παραγωγής οδηγεί σε αύξηση των εκπομπών CO 2. Επί της ουσίας, η οικονομική μεγέθυνση της Ελλάδας βασίζεται στην ενεργειακή κατανάλωση και οδηγεί σε αύξηση των εκπομπών CO 2. Υπό αυτή την έννοια, η δομή της ελληνικής οικονομίας δεν επιτρέπει πολιτικές αποκλιμάκωσης του επιπέδου εκπομπών CO 2 χωρίς να υπάρχει κόστος σε όρους οικονομικής μεγέθυνσης [4]. Η παρούσα εργασία εστιάζει στη διερεύνηση της σχέσης μεταξύ της εθνικής παραγωγής (Ακαθάριστο Εθνικό Προϊόν, ΑΕΠ) και των εκπομπών CO 2 κατά τη χρονική περίοδο 1960-2010. Στη διάρκεια των ετών αυτών, η μεγέθυνση της ελληνικής οικονομίας επηρεάζεται από σημαντικές μεταβολές τόσο στο μοντέλο παραγωγής όσο και σε επίπεδο διαρθρωτικών μεταβολών. Απώτερος στόχος της εργασίας είναι να διαπιστωθεί εάν υφίσταται μία μακροχρόνια σχέση μεταξύ του ΑΕΠ και των εκπομπών CO 2 στα πλαίσια της θεωρίας Περιβαλλοντικής Καμπύλης Kuznets (Environmental Kuznets Curve, EKC εν συντομία). Η θεωρία της EKC αναπτύχθηκε στις αρχές της δεκαετίας του 1990 στα πλαίσια της διερεύνησης της πιθανής σχέσης μεταξύ της οικονομικής μεγέθυνσης και της υποβάθμισης

του περιβάλλοντος. Οι πρώτες εμπειρικές εκτιμήσεις εκτιμούν πως όταν μια οικονομία μεγεθύνεται, τότε υπάρχει αποκλιμάκωση της περιβαλλοντικής υποβάθμισης που δημιουργήθηκε στα προηγούμενα στάδια οικονομικής μεγέθυνσης [5-6]. Πιο συγκεκριμένα, η σχέση μεταξύ της οικονομικής μεγέθυνσης και της περιβαλλοντικής υποβάθμισης παίρνει τη μορφή ενός αντίστροφου U, παραπέμποντας στην ανάλυση του Simon Kuznets το 1955 για τη σχέση μεταξύ της εισοδηματικής ανισότητας και της οικονομικής μεγέθυνσης [7]. Η υπόθεση της EKC έχει μελετηθεί εμπειρικά για πολλούς τύπους ρύπων [8]. Οι περισσότερες μελέτες υποδεικνύουν πως η υπόθεση της EKC επιβεβαιώνεται για ρύπους που έχουν τοπική και αισθητή από τους δρώντες επίδραση και χαμηλό κόστος αντιμετώπισης. Όταν οι εμπειρικές μελέτες εξετάζουν ως μορφή περιβαλλοντικής υποβάθμισης τις εκπομπές CO 2 τότε τα αποτελέσματα υποδεικνύουν μια θετική σχέση ως προς την οικονομική μεγέθυνση [8-9]. Δηλαδή, όταν το εισόδημα αυξάνεται τότε αυξάνεται και το επίπεδο των εκπομπών CO 2. Μία ερμηνεία για αυτό, είναι ότι οι εκπομπές CO 2 δεν γίνονται άμεσα αισθητές σε τοπικό επίπεδο και το κόστος αντιμετώπισής τους είναι υψηλό καθώς συνδέεται άμεσα με την παραγωγική δομή μιας οικονομίας [8-9]. Επιπλέον, οι εκπομπές CO 2 έχουν παγκόσμια επίδραση καθώς ακόμα και εάν ο ρυθμός αύξησής τους περιοριστεί ως αποτέλεσμα ενδεχομένως της μείωσης του ρυθμού οικονομικής μεγέθυνσης κυρίως των σημερινά αναπτυγμένες χωρών- οι εκπομπές CO 2 σε παγκόσμιο επίπεδο θα συνεχίσουν να αυξάνονται λόγω της ραγδαίας οικονομικής ανάπτυξης των αναπτυσσόμενων οικονομιών [10]. Η υπόθεση της EKC αμφισβητείται ως προς πολλές παραδοχές ή υποθέσεις που υιοθετεί [11]. Από οικονομετρική άποψη, η κυρίαρχη κριτική έγκειται στο ότι πολλές εμπειρικές μελέτες χρησιμοποιούν panel data (δεδομένα πολλών χωρών σε ένα δείγμα) υποθέτοντας ότι όλες οι οικονομίες του δείγματος παρουσιάζουν τα ίδια χαρακτηριστικά ή την ίδια συμπεριφορά στο χρόνο. Όμως, κάθε οικονομία χαρακτηρίζεται από τις δικές της ιδιομορφίες και επομένως οι γενικεύσεις των συμπερασμάτων των εμπειρικών αυτών μελετών ενδέχεται να είναι παραπλανητικές [11-12]. Άλλη κριτική αφορά τη διαπίστωση ότι πολλές μελέτες κάνουν ελέγχους για συνολοκλήρωση των σειρών του πραγματικού ΑΕΠ και των εκπομπών CO 2 χωρίς όμως οι σειρές να είναι ολοκληρωμένες του ιδίου βαθμού [13]. Για το λόγο αυτό, έχει προταθεί πως είναι προτιμότερο η υπόθεση της EKC να εξετάζεται εμπειρικά ως προς μια χώρα σε βάθος χρόνου με τη χρήση κατάλληλων οικονομετρικών μεθόδων [11; 14]. Η περίπτωση της ελληνικής οικονομίας είναι εξαιρετικά ενδιαφέρουσα. Σε διάστημα 50 ετών, οι εκπομπές CO 2 έχουν παρουσιάσει σημαντική αύξηση ενώ η δομή της ελληνικής οικονομίας έχει περάσει από αρκετές φάσεις οικονομικής μεγέθυνσης (ανάπτυξη, στασιμότητα και ύφεση) έχοντας υποστεί σημαντικές διαρθρωτικές μεταβολές. Στην εργασία αυτή επιχειρείται η οικονομετρική διερεύνηση της κατεύθυνσης αιτιότητας μεταξύ του Ακαθάριστου Εθνικού Προιόντος (ΑΕΠ) και των εκπομπών CO 2 στο χρονικό διάστημα 1960-2010. Προκειμένου να επιτευχθεί αυτό, χρησιμοποιούνται σύγχρονες μέθοδοι ανάλυσης χρονολογικών σειρών που περιλαμβάνουν τον έλεγχο στασιμότητας των σειρών, τον έλεγχο για πιθανή σχέση συνολοκλήρωσης με το κριτήριο Johansen, την εκτίμηση του υποδείγματος διόρθωσης σφάλματος για την εύρεση μακροχρόνιας ισορροπίας και τέλος, την ανάλυση της κατεύθυνσης αιτιότητας κατά Granger. ΠΗΓΕΣ ΔΕΔΟΜΕΝΩΝ Τα δεδομένα για τις συνολικές εκπομπές CO 2 (kt) και για τις εκπομπές CO 2 του βιομηχανικού τομέα και του τομέα των υπηρεσιών στην Ελλάδα προέρχονται από τη βάση δεδομένων της Παγκόσμιας Τράπεζας [15]. Από την ίδια βάση δεδομένων αντλούνται τα δεδομένα για το πραγματικό ΑΕΠ στην Ελλάδα. Το ΑΕΠ περιλαμβάνει το σύνολο των προϊόντων και αγαθών που παράγει μια οικονομία ανά έτος, εκφρασμένο σε χρηματικές μονάδες $. Το πραγματικό ΑΕΠ είναι το ΑΕΠ εκφρασμένο σε τιμές ενός έτους βάσης ώστε να αποφεύγεται η επίδραση του πληθωρισμού στις τιμές της χρονοσειράς. Το έτος βάσης των δεδομένων που χρησιμοποιούνται εδώ είναι το 2005 [15]. Τέλος, τα δεδομένα για την τελική ενεργειακή κατανάλωση αντλούνται από τη βάση δεδομένων του Υπουργείου Περιβάλλοντος Ενέργειας και Κλιματικής Αλλαγής ΥΠΕΚΑ

[16]. Η τελική ενεργειακή κατανάλωση περιλαμβάνει την κατανάλωση ενέργειας για ενεργειακές χρήσεις στους διάφορους τομείς (βιομηχανία, μεταφορές, οικιακή-εμπορική και λοιπές χρήσεις), εκτός του τομέα ενέργειας και εκφράζεται σε 1000 ΤΙΠ (τόνους ισοδύναμου πετρελαίου). ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΑ ΚΑΙ ΣΥΖΗΤΗΣΗ Α. Εξέλιξη των Μεταβλητών στην Ελλάδα (1960-2010) Για λόγους διευκόλυνσης της ανάλυσης, η ευρύτερη περίοδος 1960-2010 μπορεί να διαχωριστεί σε τέσσερις διαδοχικές υποπεριόδους ανάλογα με την εξέλιξη του πραγματικού εισοδήματος ή την επίδραση άλλων παραγόντων που επηρέασαν την διαδικασία της οικονομικής μεγέθυνσης της ελληνικής οικονομίας. Στο σχήμα 1 αποτυπώνεται ο μέσος όρος των ετήσιων μεταβολών σε κάθε υποπερίοδο των ακόλουθων μεταβλητών: πραγματικό ΑΕΠ, συνολικές εκπομπές CO 2, συνολική ενεργειακή κατανάλωση και ενεργειακή κατανάλωση του βιομηχανικού τομέα, του τομέα των υπηρεσιών (μαζί με τις μεταφορές) και του οικιακού τομέα. Σχήμα 1. Μέσος όρος των ετήσιων μεταβολών σε κάθε υποπερίοδο. Από τις αρχές της δεκαετίας του 1960 και μέχρι την δεύτερη πετρελαϊκή κρίση (1979), η ελληνική οικονομία σημειώνει υψηλούς ρυθμούς οικονομικής ανάπτυξης που τροφοδοτούνται από τη σημαντική ανάπτυξη του βιομηχανικού τομέα όπως υποδεικνύεται και από την υψηλή ενεργειακή κατανάλωση του τομέα αυτού. Αντίστοιχα, καταγράφονται υψηλοί ρυθμοί αύξησης των εκπομπών CO 2. Σημειώνεται πως ενδιάμεσα, από το 1973 μέχρι το 1979, οι ρυθμοί μεγέθυνσης του πραγματικού ΑΕΠ, των εκπομπών CO 2 και της συνολικής ενεργειακής κατανάλωσης αυξάνονται, αλλά με χαμηλότερη ένταση. Μετά από τις δύο πετρελαϊκές κρίσεις, η επιβράδυνση της οικονομικής μεγέθυνσης ακολουθεί την επιβράδυνση του βιομηχανικού τομέα [2]. Ειδικότερα, μετά το 1980 η ενεργειακή κατανάλωση του βιομηχανικού τομέα αυξάνεται με χαμηλότερο ρυθμό σε σχέση με τη συνολική ενεργειακή κατανάλωση [17]. Στη μακρά αυτή υποπερίοδο (1980-1996) η ελληνική οικονομία καταγραφεί χαμηλούς ρυθμούς μεγέθυνσης του πραγματικού ΑΕΠ ενώ οι ρυθμοί μεγέθυνσης των συνολικών εκπομπών CO 2 και της συνολικής ενεργειακής κατανάλωσης είναι υψηλότεροι. Έπειτα, στην περίοδο 1997-2005 (το 2001 η Ελλάδα εντάχθηκε στη ζώνη του ευρώ) παρατηρούνται σημάδια οικονομικής ανάκαμψης: ο ρυθμός μεγέθυνσης του πραγματικού ΑΕΠ είναι υψηλότερος από τον αντίστοιχο ρυθμό της συνολικής ενεργειακής κατανάλωσης και των συνολικών εκπομπών CO 2, αλλά η ενεργειακή κατανάλωση του βιομηχανικού τομέα παραμένει χαμηλή. Αντίθετα με την εξέλιξη της ενεργειακής κατανάλωσης του βιομηχανικού τομέα, η ενεργειακή κατανάλωση του τομέα των υπηρεσιών

και του οικιακού τομέα παρουσιάζουν σημαντική αύξηση ήδη από τα μέσα της δεκαετίας του 1970. Μία ερμηνεία για αυτό είναι η βελτίωση των συνθηκών ζωής στην Ελλάδα [2]. Σαν αποτέλεσμα, αυξάνεται η χρήση των ιδιωτικών αυτοκινήτων [18], των ηλεκτρικών συσκευών [2] ή και των συστημάτων ψύξης κατά τους καλοκαιρινούς μήνες [19]. Από το 1980 και μέχρι το 2005, η ενεργειακή κατανάλωση του οικιακού τομέα και του τομέα των υπηρεσιών αυξάνονται σε ετήσια βάση με υψηλότερο ρυθμό σε σχέση με τη συνολική ενεργειακή κατανάλωση. Τέλος, από το 2005 μέχρι το 2010, όλα τα μεγέθη που αποτυπώνονται στο σχήμα 1 επηρεάζονται αρνητικά. Επίσημα, η οικονομική κρίση ξεσπάει το 2008, αλλά προϋπάρχουν ήδη σημάδια οικονομικής ύφεσης στην ελληνική οικονομία. Με εξαίρεση το πραγματικό ΑΕΠ και την ενεργειακή κατανάλωση των υπηρεσιών, όλες οι άλλες μεταβλητές παρουσιάζουν αρνητικούς ρυθμούς μεγέθυνσης. Η μεγαλύτερη αρνητική μεταβολή σχετίζεται με την ενεργειακή κατανάλωση του βιομηχανικού τομέα. Στο σχήμα 2 αποτυπώνονται οι ακόλουθοι δείκτες ετήσιας ποσοστιαίας μεταβολής με έτος βάσης το 1960: πραγματικό ΑΕΠ, συνολικές εκπομπές CO 2, συνολική ένταση εκπομπών CO 2 του πραγματικού ΑΕΠ, ένταση εκπομπών CO 2 της βιομηχανίας του πραγματικού ΑΕΠ και ένταση εκπομπών CO 2 των υπηρεσιών του πραγματικού ΑΕΠ. Η εξέλιξη του δείκτη του πραγματικού ΑΕΠ υποδεικνύει πως το 2008 το πραγματικό ΑΕΠ έχει αυξηθεί 6 φορές σε σχέση με τα επίπεδα του 1960, ενώ οι συνολικές εκπομπές CO 2 έχουν αυξηθεί 10 φορές κατά το ίδιο διάστημα. Οι δύο δείκτες παρουσιάζουν παρόμοια εξέλιξη μέχρι το 1973 αλλά στη συνέχεια ο ρυθμός αύξησής τους είναι διαφορετικός, πιθανά λόγω της επίδρασης της πρώτης πετρελαϊκής κρίσης. Ο δείκτης έντασης των εκπομπών CO 2 του πραγματικού ΑΕΠ διπλασιάζεται σταδιακά μέχρι το 2000 και στη συνέχεια μειώνεται. Αντίστοιχα, η εξέλιξη του δείκτη έντασης των εκπομπών CO 2 της βιομηχανίας του πραγματικού ΑΕΠ επιβεβαιώνει αυτό που επισημάνθηκε νωρίτερα: μέχρι τα μέσα της δεκαετίας του 1980 ο συγκεκριμένος δείκτης είναι υψηλότερος από το δείκτη έντασης εκπομπών CO 2 του πραγματικού ΑΕΠ, γεγονός που υπονοεί πως οι συνολικές εκπομπές CO 2, μέχρι το 1985, διαμορφώνονται κυρίαρχα από τον βιομηχανικό τομέα. Ήδη όμως, από τα μέσα της δεκαετίας του 1970, διαφαίνεται η ανοδική εξέλιξη του δείκτη έντασης εκπομπών CO 2 των υπηρεσιών του πραγματικού ΑΕΠ. Ο πιο ενεργοβόρος τομέας των υπηρεσιών που βασίζεται στα ορυκτά καύσιμα, είναι οι μεταφορές που έχουν παρουσιάσει σημαντική ανάπτυξη τις τελευταίες δεκαετίες στην Ελλάδα όπως αποτυπώνεται στην 5 η Εθνική Έκθεση για την κλιματική αλλαγή προς τη γραμματεία της Σύμβασης για την Κλιματική Αλλαγή του υπουργείου Περιβάλλοντος, Ενέργειας και Κλιματικής Αλλαγής [1]. Σχήμα 2. Δείκτες ετήσιων ποσοστιαίων μεταβολών (έτος βάσης 1960=100).

Η συνδυαστική ανάλυση των σχημάτων 1 και 2 επιβεβαιώνει πως η μεγέθυνση της ελληνικής οικονομίας και των εκπομπών CO 2 καθοδηγήθηκε κυρίαρχα από το βιομηχανικό τομέα μέχρι τα μέσα της δεκαετίας του 1980 και στη συνέχεια από τις υπηρεσίες. Ουσιαστικά παρατηρείται μία μετάβαση της παραγωγικής δομής από μία οικονομία που βασίζεται στην βιομηχανία προς μία οικονομία που βασίζεται στις υπηρεσίες. Η μετάβαση αυτή, ενδέχεται να ερμηνεύει την εξέλιξη του επιπέδου των εκπομπών CO 2 στην Ελλάδα για την περίοδο 1960-2010. Β. Εμπειρικά Αποτελέσματα Έλεγχος στασιμότητας σειρών Τεστ μοναδιαίας ρίζας Προκειμένου να διερευνηθεί η οποιαδήποτε σχέση μεταξύ των σειρών GDP και CO 2 θα πρέπει οι χρονολογικές αυτές σειρές εάν δεν είναι στάσιμες- να έχουν τον ίδιο βαθμό ολοκλήρωσης [20]. Σε διαφορετική περίπτωση υπάρχει ο κίνδυνος τα όποια αποτελέσματα να είναι κίβδηλα. Οι δύο σειρές μετασχηματίζονται σε λογαριθμική μορφή που επιτρέπει την κανονικοποίηση των στοιχείων. Ο έλεγχος γίνεται με βάση τον επαυξημένο έλεγχο Dickey- Fuller (ADF statistic) [21-22], τη στατιστική Phillips-Perron (PP statistic) [23] και την στατιστική KPSS των Kwiatkowski et al. [24]. Σύμφωνα με τα αποτελέσματα των ελέγχων ADF και PP στο πίνακα 1, οι σειρές περιέχουν μία μοναδιαία ρίζα, αλλά είναι στάσιμες στις πρώτες τους διαφορές. Πίνακας 1. Έλεγχος στασιμότητας σειρών (ADF, PP) Variables ADF PP levels No trend, no With trend, no With trend and No trend, no With trend, no With trend and LGDP 2.389803-2.908896-1.993360 4.167888-3.885122-2.460284 (-1.9476) (-2.9224) (-3.5043) (-1.9473) (-2.9202) (-3.5005) LCO2 2.777408-5.251402-1.605370 3.435441-6.375566-1.018584 First differences (-1.9476) (-2.9224) (-3.5043) (-1.9473) (-2.9202) (-3.5005) DLGDP -3.331459-4.243975-4.996089-3.208418-4.309256-5.111557 (-1.9476) (-2.9224) (-3.5043) (-1.9474) (-2.9215) (-3.5025) DLCO2-4.201509-5.512418-8.300307-4.195264-5.659879-8.706231 (-1.9476) (-2.9224) (-3.5043) (-1.9474) (-2.9215) (-3.5025) H O : Series contain a unit root Note: Figure in parenthesis is the critical value at 5% confidence level Στον πίνακα 2 αποτυπώνονται τα αποτελέσματα του ελέγχου KPSS. Σε επίπεδα και για τις δύο σειρές απορρίπτεται η μηδενική υπόθεση της στασιμότητας σε επίπεδο εμπιστοσύνης 5%. Στις πρώτες διαφορές, γίνεται δεκτή η μηδενική υπόθεση της στασιμότητας σε επίπεδο εμπιστοσύνης 1% εκτός από την περίπτωση της LCO2 με σταθερά όπου απορρίπτεται η μηδενική υπόθεση. Πίνακας 2. Έλεγχος στασιμότητας σειρών (KPSS) levels With trend and LGDP 1.245556 0.244373 (0.4630)** (0.1460)** LCO2 1.239974 0.320872 First differences (0.4630)** (0.1460)** DLGDP 0.637222 0.163142 (0.7390)* (0.2160)* DLCO2 1.003474 0.080001 (0.7390)* (0.2160)* H O : Series is stationary * critical value at 1% confidence level ** critical value at 5% confidence level

Ο συνδυασμός όλων των ελέγχων στασιμότητας, οδηγεί στο συμπέρασμα πως οι σειρές LGDP και LCO2 είναι μη στάσιμες σε επίπεδα αλλά στάσιμες στις πρώτες διαφορές. Άρα οι σειρές είναι ολοκληρωμένες του ιδίου βαθμού Ι(1). Έλεγχος συνολοκλήρωσης Η συνολοκλήρωση αποτελεί έναν τρόπο εκτίμησης της μακροχρόνιας σχέσης ισορροπίας μεταξύ δύο ή περισσοτέρων μεταβλητών. Αν δύο μεταβλητές συνολοκληρώνονται, τότε υπάρχει μία μακροχρόνια σχέση ισορροπίας μεταξύ τους έστω και αν βραχυχρόνια οι μεταβλητές βρίσκονται σε κατάσταση ανισορροπίας. Καθώς οι σειρές LGDP και LCO2 είναι ολοκληρωμένες του ιδίου βαθμού (Ι(1)), ο έλεγχος Johansen που επιλέγεται για τη διερεύνηση πιθανής συνολοκλήρωσης των σειρών αυτών [25-27], βασίζεται στο μοντέλο: Y t = a0 + a1 X t + dum74 + ε t [1] Στην σχέση [1], η dum74 εκφράζει μία ψευδομεταβλητή της LGDP για το έτος 1974 καθώς η γραφική απεικόνιση της σειράς εμφανίζει μια ακραία τιμή στο έτος αυτό. 1 Δεδομένου ότι οι σειρές περιλαμβάνουν ετήσια δεδομένα, ο αριθμός των χρονικών υστερήσεων ορίζεται σε k=1. Τα αποτελέσματα του ελέγχου Johansen δίνονται στον πίνακα 3: Πίνακας 3. Έλεγχος συνολοκλήρωσης Johansen Results of Johansen cointegration rank test for LGDP-LCO2 time series. Trend assumption: linear deterministic trend Series: LGDP-LCO2 Exogenous series: DUM74 Lags intervals (in first differences): 1-1 Hypothesized No. of cointegrating equation (r) Eigen value Max-Eigen statistic Trace Statistic r=0* 0.340034 20.36279 (14.26460) 20.90396 (15.49471) r 1 0.010984 0.541172 (3.841466) 0.541172 (3.841466) Normilised cointegration equation: LCO2=2.7742778 LGDP * rejection of the hypothesis at the 5% significance level Σύμφωνα με τα κριτήρια του στατιστικού ίχνους (trace statistic) και της μέγιστης ιδιοτιμής (maximum eigenvalue statistic) γίνεται δεκτή η υπόθεση για την ύπαρξη μίας σχέσης συνολοκλήρωσης μεταξύ των σειρών LGDP και LCO2. Η σχέση αυτή είναι η LCO2=2.7742778 LGDP και υποδεικνύει μία θετική μακροχρόνια σχέση ισορροπίας μεταξύ των σειρών LCO2 και LGDP. Συγκεκριμένα, η αύξηση του GDP κατά 1% οδηγεί σε αύξηση των εκπομπών CO 2 κατά 2,77%. Κατεύθυνση αιτιότητας Ο έλεγχος Johansen προηγουμένως υποδεικνύει πως υπάρχει τουλάχιστον μία σχέση συνολοκλήρωσης, αλλά δεν προσδιορίζει τη κατεύθυνση αιτιότητας μεταξύ των μεταβλητών LCO2 και LGDP. Για το λόγο αυτό, στο παρόν στάδιο γίνεται η ανάλυση αιτιότητας κατά Granger με βάση το πολυμεταβλητό υπόδειγμα διόρθωσης σφαλματος (Vector Error Correction Model, VECM), που περιγράφεται στο πίνακα 4, τόσο σε βραχυχρόνιο όσο και μακροχρόνιο επίπεδο [28-29]. 1 Η ακραία τιμή για το 1974 πολύ πιθανόν υφίσταται λόγω της πολιτικής αλλαγής από την διδακτορία προς την αποκατάσταση της δημοκρατίας στην Ελλάδα το έτος αυτό ή στο αποτέλεσμα της πετρελαϊκής κρίσης του 1973 ή και σε συνδυασμό τους.

Πίνακας 4. Πολυμεταβλητό Υπόδειγμα Διόρθωσης Σφάλματος (VECM) Results of the VECM between LGDP-LCO2 time series. Equation: D(LGDP)=C(1)*(LGDP(-1)+0.115147911535*LCO2(-1)-19.5412426885)+C(2)*D(LGDP(-1))+ C(3)*D(LGDP(-2))+ C(4)*D(LCO2(-1))+C(5)*D(LCO2(-2))+C(6)+C(7)*DUM74 Observations: 48 R 2 0.621210 Mean dependent var. 0.032599 Adjusted R 2 0.565778 S.D. dependent var. 0.038019 SE of regression 0.025053 Sum squared resid. 0.025733 Durbin Watson stat 1.458151 Equation: D(LCO2)=C(8)*(LGDP(-1)+0.115147911535*LCO2(-1)-19.5412426885)+C(9)*D(LGDP(-1))+C(10)*D(LGDP(-2))+ C(11)*D(LCO2(-1))+C(12)*D(LCO2(-2))+C(13)+C(14)*DUM74 Observations: 48 R 2 0.567690 Mean dependent var. 0.045113 Adjusted R 2 0.504425 S.D. dependent var. 0.066637 SE of regression 0.046911 Sum squared resid. 0.090225 Durbin Watson stat 2.032792 Τα αποτελέσματα της ανάλυσης αιτιότητας κατά Granger παρουσιάζονται στον πίνακα 5. Στη δεύτερη στήλη του πίνακα 5 δίδεται η στατιστική χ 2 του από κοινού ελέγχου Wald των χρονικών υστερήσεων των αντίστοιχων ερμηνευτικών μεταβλητών του VECM που δίνει ενδείξεις για βραχυχρόνια αιτιώδη σχέση. Στη τρίτη στήλη του πίνακα 5 δίνεται η στατιστική t του συντελεστή του μηχανισμού διόρθωσης σφάλματος (ECT) που δίνει ενδείξεις για μακροχρόνια αιτιώδη σχέση. Στη τελευταία στήλη αποτυπώνεται η στατιστική χ 2 του από κοινού ελέγχου Wald για τη στατιστική σημαντικότητα των συντελεστών του όρου διόρθωσης σφάλματος (ECT) και των χρονικών υστερήσεων των αντίστοιχων ερμηνευτικών μεταβλητών του VECM. Από τα αποτελέσματα φαίνεται να υπάρχει μια βραχυχρόνια σχέση αιτιότητας από το GDP προς τις CO 2 αλλά σε επίπεδο στατιστικής σημαντικότητας 10%. Αντίστροφα, η CO 2 δεν προκαλεί κατά Granger την GDP σε βραχυχρόνιο επίπεδο. Με βάση τους από κοινούς ελέγχους της στατιστικής χ 2 για μακροχρόνια σχέση, προκύπτει ότι σε επίπεδο σημαντικότητας 5% η GDP αιτιάται της CO 2 αλλά και η CO 2 αιτιάται της GDP. Επομένως, αν και βραχυχρόνια η GDP προκαλεί κατά Granger την CO 2, μακροχρόνια υπάρχει αμφίδρομη σχέση αιτιότητας μεταξύ των CO 2 και GDP. Πίνακας 5. Αιτιότητα κατά Granger Results of the Granger-causality test for LGDP-LCO2 time series based on the VECM. Null hypothesis Short-run χ 2 - statistics Long-run t - statistics Joint (short-run/long-run) χ 2 - statistics GDP does not Granger cause CO2 5.017334 (0.081) GDP CO 2 * 5.796668 (0.000) GDP CO 2 40.78146 (0.000) GDP CO 2 CO2 does not Granger cause GDP 0.150403 (0.927) 3.032918 (0.004) CO 2 GDP 12.39235 (0.006) CO 2 GDP * At 10% significance level Γ. Συζήτηση Η μακροχρόνια σχέση μεταξύ του πραγματικού ΑΕΠ και των εκπομπών CO 2 στην Ελλάδα δεν έχει μελετηθεί επαρκώς με τη χρήση οικονομετρικών εφαρμογών. Στην εργασία των Hatzigeorgiou et al. [4] που αφορά το χρονικό διάστημα 1977-2007, προκύπτει πως η GDP αιτιάται την CO 2 βραχυχρόνια και μακροχρόνια, αλλά δεν υπάρχει αμφίδρομη σχέση. Στην εργασία των Acaravci and Ozturk [3] για το χρονικό διάστημα 1960-2005, οι συγγραφείς υιοθετούν τη μέθοδο ARDL για τον έλεγχο συνολοκλήρωσης καθώς και διαφορετικό μοντέλο εκτίμησης, και προκύπτει μακροχρόνια σχέση αιτιότητας από το ΑΕΠ προς τις εκπομπές CO 2. Στη παρούσα εργασία το δείγμα καλύπτει τη μέγιστη δυνατή χρονική διάρκεια μεταξύ 1960-2010. Σε αυτή τη περίοδο το πραγματικό ΑΕΠ αιτιάται την CO 2 βραχυχρόνια (έστω και σε χαμηλό επίπεδο εμπιστοσύνης) αλλά και μακροχρόνια, αποτέλεσμα που είναι συμβατό με τα αποτελέσματα των Hatzigeorgiou et al. [4]. Αυτή η κατεύθυνση αιτιότητας υπονοεί πως μέσω

π.χ. μίας πολιτικής συντήρησης της χρησιμοποιούμενης ενέργειας, θα μπορούσε να υπάρχει οικονομική ανάπτυξη με χαληλότερες εκπομπές CO 2. Όμως σύμφωνα με τα αποτελέσματα, αντίστροφα, η CO 2 αιτιάται μακροχρόνια την GDP. Το αποτέλεσμα αυτό ενδέχεται να φαίνεται παράδοξο καθώς η CO 2 δεν είναι οικονομική μεταβλητή όμως η σχέση αυτή είναι απόλυτα δικαιολογημένη και σύμφωνη με έρευνες που επιβεβαιώνουν μακροχρόνια κατεύθυνση αιτιότητας από τις εκπομπές CO 2 προς το ΑΕΠ για μεγάλες περιφέρειες χωρών ή/και παγκόσμια [30-31] ή στις χώρες του ΟΟΣΑ [32]. Η ερμηνεία αποδίδεται στη λειτουργία του συνδετικού κρίκου μεταξύ του ΑΕΠ και των CO 2 που είναι η κατανάλωση ενέργειας η οποία με τη σειρά της βασίζεται στη διάθεσιμότητα της ενέργειας. Εάν μία οικονομία είναι ενεργειακά εξαρτώμενη (όπως είναι η οικονομία της Ελλάδας), τότε η ποσότητα της ενέργειας που χρησιμοποιείται, και σε επέκταση οι εκπομπές CO 2, θα προσδιορίζουν το ΑΕΠ που παράγεται στην οικονομία. Αυτό πρακτικά σημαίνει πως μία μείωση της ενεργειακής κατανάλωσης για τον περιορισμό των εκπομπών CO 2 (μέσω π.χ. της επιβολής ενός φόρου) θα έχει αρνητικές επιπτώσεις στην οικονομική ανάπτυξη [32]. Τελικά, η περιβαλλοντική επιβάρυνση που προκαλείται από τις κλιματικές αλλαγές μέσω της υπερσυσσώρευσης εκπομπών CO 2, έχει ως αποτέλεσμα την αναχαίτιση της διαδικασίας της περεταίρω οικονομικής μεγέθυνσης [32] και αυτό φαίνεται να ισχύει στη περίπτωση της ελληνικής οικονομίας. Οι μόνες λύσεις που διαφαίνονται είναι είτε η αναδιάρθρωση της ελληνικής οικονομίας ώστε να επεξαρτηθεί από την ενεργειακή διαθεσιμότητα, είτε η στροφή προς τη παραγωγή ενέργειας από ΑΠΕ, οι οποίες παράγουν λιγότερο CO 2. Η ύπαρξη μακροχρόνιας θετικής σχέσης μεταξύ των μεταβλητών του πραγματικού ΑΕΠ και των εκπομπών CO 2 στην Ελλάδα μας οδηγεί στο συμπέρασμα πως η σχέση αυτή δεν ακολουθεί την μορφή μιας καμπύλης EKC, παρά το γεγονός ότι στο υπό εξέταση διάστημα παρατηρείται μετάβαση της ελληνικής παραγωγικής δομής από την βιομηχανία στις υπηρεσίες. Μία εξήγηση για το αποτέλεσμα αυτό είναι πως οι υπηρεσίες, αν και άυλες, είναι στην ουσία ενεργοβόρες ιδιαίτερα ο τομέας των μεταφορών που βασίζεται στα ορυκτά καύσιμα. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Η παρούσα εργασία εστιάζει στη διερεύνηση της βραχυχρόνιας και μακροχρόνιας σχέσης μεταξύ της εθνικής παραγωγής (Ακαθάριστο Εθνικό Προϊόν, ΑΕΠ) και των εκπομπών CO 2 στην Ελλάδα κατά τη χρονική περίοδο 1960-2010 με τη χρήση κατάλληλων οικονομετρικών μεθόδων. Η μελέτη της σχέσης αυτής εντάσσεται στα πλαίσια του σκεπτικού της Περιβαλλοντικής Καμπύλης Kuznets (Environmental Kuznets Curve, EKC) σύμφωνα με την οποία η μετάβαση της παραγωγής από τη βιομηχανία στις υπηρεσίες και η αύξηση του εισοδήματος ενδέχεται να οδηγήσει σε αποκλιμάκωση της περιβαλλοντικής υποβάθμισης που δημιουργείται σε προηγούμενα στάδια οικονομικής μεγέθυνσης. Σύμφωνα με τα αποτελέσματα, στο υπό εξέταση χρονικό διάστημα, οι εκπομπές CO 2 και το εισόδημα στην Ελλάδα αυξάνονται σημαντικά, αλλά ταυτόχρονα παρατηρούνται σημαντικές μεταβολές στη διάρθρωση της ελληνικής οικονομίας, με κυριότερη τη μετάβαση της παραγωγής από την βιομηχανία στις υπηρεσίες. Η οικονομετρική ανάλυση υποδεικνύει πως οι χρονολογικές σειρές των εκπομπών CO 2 και του πραγματικού ΑΕΠ είναι στάσιμες στις πρώτες τους διαφορές και υπάρχει μία σχέση συνολοκλήρωσης. Σε βραχυχρόνιο και μακροχρόνιο επίπεδο, το Ακαθάριστο Εθνικό Προϊόν αιτιάται τις εκπομπές CO 2. Σε

μακροχρόνιο επίπεδο όμως, παρατηρείται μία αμφίδρομη σχέση αιτιότητας ανάμεσα στις εκπομπές CO 2 και την οικονομική μεγέθυνση. Σε κάθε περίπτωση η σχέση είναι θετική και δεν επιβεβαιώνεται μία σχέση της μορφής της Περιβαλλοντικής Καμπύλης Kuznets (EKC). ΒΙΒΛΙΟΓΡΑΦΙΑ [1] 5 η Εθνική Έκθεση για την κλιματική αλλαγή προς τη γραμματεία της Σύμβασης για την Κλιματική Αλλαγή, ΥΠΕΚΑ (Υπουργείο Περιβάλλοντος Ενέργειας και Κλιματικής Αλλαγής), http://www.ypeka.gr, retrieved January 15, 2013 [2] Hondroyiannis G., Lolos S., Papapetrou E., Energy consumption and economic growth: assessing the evidence from Greece, Energy Economics 24 (2002), p. 319-336. [3] Acaravci A., Ozturk I., On the relationship between energy consumption, CO(2) emissions and economic growth in Europe, Energy 35 (2010), p. 5412-5420. [4] Hatzigeorgiou E., Polatidis H., Haralambopoulos D., CO2 emissions, GDP and energy intensity: A multivariate cointegration and causality analysis for Greece, 1977-2007, Applied Energy 88 (2011), p. 1377-1385. [5] Shafic N., Bandyopadhyay S., Growth and Environmental Quality. Time-series and cross country evidence., World Development Report 1992, The World Bank Policy Research working paper no 904 (1992). [6] Grossman G.M., Krueger A.B., Economic-Growth and the Environment, Quarterly Journal of Economics 110 (1995), p. 353-377. [7] Kuznets S., Economic growth and income inequality, American Economic Review (1955), p. 1-28 [8] Dinda S., Environmental Kuznets Curve hypothesis: A survey, Ecological Economics 49 (2004), p. 431-455. [9] Arrow K., Bolin B., Costanza R., Dasgupta P., Folke C., Holling C.S., Jansson B.O., Levin S., Maler K.G., Perrings C., Pimentel D., Economic growth, carrying capacity, and the environment, Ecological Applications 6 (1996), p. 13-15. [10] Holtz-Eakin D., Selden T.M., Stoking the fires? CO2 emissions and economic growth, Journal of Public Economics 57 (1995), p. 85-101. [11] Stern D.I., Common M.S., Barbier E.B., Economic growth and environmental degradation: The environmental kuznets curve and sustainable development, World Development 24 (1996), p. 1151-1160. [12] de Bruyn S.M., van den Bergh J.C.J.M., Opschoor J.B., Economic growth and emissions: reconsidering the empirical basis of environmental Kuznets curves, Ecological Economics 25 (1998), p. 161-175. [13] Lee C.-C., Lee J.-D., Income and CO2 emissions: Evidence from panel unit root and cointegration tests, Energy Policy 37 (2009), p. 413-423. [14] Friedl B., Getzner M., Determinants of CO2 emissions in a small open economy, Ecological Economics 45 (2003), p. 133-148. [15] World Bank, http://databank.worldbank.org, retrieved December 12, 2012. [16] ΥΠΕΚΑ (Υπουργείο Περιβάλλοντος Ενέργειας και Κλιματικής Αλλαγής), http://www.ypeka.gr, retrieved January 15, 2013. [17] Polemis M.L., Modeling industrial energy demand in Greece using cointegration techniques, Energy Policy 35 (2007), p. 4039-4050. [18] Zervas E., Poulopoulos S., Philippopoulos C., CO2 emissions change from the introduction of diesel passenger cars: Case of Greece, Energy 31 (2006), p. 2915-2925. [19] Rapanos V.T., Polemis M.L., The structure of residential energy demand in Greece, Energy Policy 34 (2006), p. 3137-3143. [20] Granger C.W.J., Newbold P., Spurious regressions in econometrics, Journal of Econometrics 2 (1974), p. 111-120. [21] Dickey D.A., Fuller W.A., Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Journal of the American Statistical Association 74 (1979), p. 427-431. [22] Dickey D.A., Fuller W.A., Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica 49 (1981), p. 1057-1072.

[23] Phillips P.C.B., Perron P., Testing for a unit root in time series regression, Biometrika 75 (1988), p. 335-346. [24] Kwiatkowski D., Phillips P.C.B., Schmidt P., Shin Y.C., Testing the Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative of a Unit-Root - How Sure Are We That Economic Time-Series Have a Unit-Root, Journal of Econometrics 54 (1992), p. 159-178. [25] Johansen S., Statistical analysis of cointegration vectors, Journal of Economic Dynamics and Control 12 (1988), p. 231-254. [26] Johansen S., Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models, Econometrica 59 (1991), p. 1551-1580. [27] Johansen S., Juselius K., Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52 (1990), p. 169-210. [28] Granger C.W.J., Some recent development in a concept of causality, Journal of Econometrics 39 (1988), p. 199-211. [29] Granger C.W.J., Newbold P., Forecasting economic time series 2nd ed., Academic Press, Orlando, Fla., (1986). [30] Coondoo D., Dinda S., Causality between income and emission: a country groupspecific econometric analysis, Ecological Economics 40 (2002), p. 351-367. [31] Dinda S., Coondoo D., Income and emission: A panel data-based cointegration analysis, Ecological Economics 57 (2006), p. 167-181. [32] Dinda S., Climate change and human insecurity, Int. J. of Global Environmental Issues 9 (2009), p. 103-109.