تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از تابع فاصلهای در استانهای ایران

فصلنامه علمي- پژوهشي مطالعات اقتصادي كاربردي ايران سال چهارم شمارهي 16 زمستان 1931 صفحات: 42-1 تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از تابع فاصلهای در استانهای ایران *1 پریا پارسا 4 زینالعابدین صادقی سیدعبدالمجید جالئیاسفندآبادی 3 تاریخ دریافت: 9394/04/09 تاریخ پذیرش: 9394/00/62 چکیده در این مقاله سعی شده تا توابع فاصلهای هذلولی پارامتری را که به تازگی توسعهیافتهاند جهت تجزیه و تحلیل کارایی زیستمحیطی و انرژی 03 استان ایران برای سالهای 0031-0033 بر اساس دادههای تابلویی به کار گرفته شوند تا رشد بهرهوری زیستمحیطی کل عوامل تولید را از طریق دو مؤلفه قابلاندازهگیری ت» غییر در فناوری و تغییر در کارایی فنی زیستمحیطی«بر اساس توابع فاصلهای هذلولی تخمین زده شده محاسبه نماید. نتایج در این دوره زمانی نشان میدهند بهرهوری زیستمحیطی کل عوامل تولید بهطور متوسط 3/74 درصد کاهشیافته و این موضوع به علت کاهش شدید در کارایی فنی زیستمحیطی و همچنین افزایش انتشار آالینده CO 2 است. با افزایش انتشار CO 2 تغییرات بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید کوچکتر از تغییرات بهرهوری کل عوامل شده و بدین معناست که محیطزیست به جای بهبود با پدیده تخریب در طی دوره زمانی مذکور مواجه شده است. کلیدواژهها: استانهای ایران کارایی انرژی کارایی زیستمحیطی بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید تابع فاصلهای طبقهبندی D24,Q43,Q53 :JEL Email: paria_parsa1988@yahoo.com Email: Abed_sadeghi@yahoo.com Email: Jalaee@gmail.com 1. دانشجوی کارشناسی ارشد اقتصاد انرژی دانشگاه شهید باهنر کرمان ( * نویسنده مسئول( 4. استادیار گروه اقتصاد دانشگاه شهید باهنر کرمان 3. استاد گروه اقتصاد دانشگاه شهید باهنر کرمان

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 2 مقدمه نیروی انسانی سرمایه ماشینآالت مواد اولیه اطالعات زمان و انرژی منابع موردنیاز برای سیستم تولید محسوب میشوند. در پی فرآیند ایجاد ارزش افزوده کاالها و خدمات به عنوان ستانده مطلوب و ضایعات به عنوان ستانده نامطلوب به دست میآیند. افزایش استفاده از نهادههای تولیدی منجر به افزایش تولید ناخالص داخلی GDP( ( 1 سپس ارتقای استانداردهای زندگی بهبود کیفیت زندگی و نهایتا منجر به توسعه اقتصادی میگردند. به عبارتی شرط الزم برای توسعه اقتصادی در یک بخش مستلزم رشد اقتصادی در آن بخش است. بنا بر نظریههای تولید و عرضه رشد اقتصادی از دو طریق حاصل میشود: 1( افزایش تولید با بهکارگیری عوامل تولید بیشتر در چارچوب فناوری 4( افزایش تولید با بهکارگیری روشهای پیشرفتهتر و کارآمدتر تولید. همانطور که مالحظه میگردد روش دوم با مفهوم بهرهوری گره خورده است )امیرتیموری و خلیلیان 1331(. در سال 1191 سازمان توسعه و همکاری 4 بهطور رسمی بهرهوری را حاصل تقسیم مقدار یا ارزش محصول بر مقدار یا ارزش اقتصادی )OECD( یکی از عوامل تولید معرفی نمود. همچنین بهرهوری کل عوامل تولیدی حاصل تقسیم مقدار یا ارزش محصول بر مقدار یا ارزش همهی عوامل تولیدی آن محصول است اما اندازهگیری بهرهوری بدون توجه به خسارتهای زیستمحیطی وارده میتواند گمراهکننده باشد. میتوان تولیدکنندهای را متصور بود که با استفاده بیرویه از نهادهها و تخریب منابع زیستمحیطی همچون هوا و آب به سطح باالیی از بهرهوری اقتصادی دست مییابد اما تولیدکننده دیگری به رغم رعایت مالحظات زیستمحیطی به همان سطح بهرهوری دست پیدا میکند. شاخصهای متداول بهرهوری تفاوتی میان این دو تولیدکننده قائل نمیباشند ازاینرو در محاسبه بهرهوری بایستی عامل تخریب زیستمحیطی را گنجاند. به همین دلیل بهرهوری اقتصادی زیستمحیطی معیار مناسبتری نسبت به بهرهوری اقتصادی است )میرزایی.)1311 کشور ایران کشوری درحالتوسعه است. نرخ رشد سالیانه GDP در ایران طی سالهای 1339-1311 بهطور متوسط 2/33 درصد بوده است. بیشترین ارزش افزوده در طی این دوره متعلق به بخشهای صنعت و معدن است. همچنین نرخ رشد سالیانه مصرف انرژی در همین دوره بهطور متوسط 2/42 درصد بوده است. بزرگترین مصرفکنندگان انرژی بخش خانگی و تجاری هستند. با توجه به ساختار انرژی در ایران استفاده از سوختهای فسیلی جهت تأمین مصارف انرژی منجر به انتشار آالیندههای بسیار خطرناکی میشود. آالیندهها آن دسته از عواملی هستند که باعث تغییر در ترکیب طبیعی محیطزیست شده و به عنوان مواد زیانآور جدید وارد آن میگردند. طبق گزارش ترازنامه انرژی کشور ایران در میان گازهای آالینده و گلخانهای انتشاریافته از کل بخش انرژی در طی سالهای 1. Gross Domestic Product 2. The Organization for Economic Co-Operation and Development(OECD)

0 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 1339-1311 دیاکسید کربن ( 4 )CO باالترین رتبه و همچنین بر اساس آخرین گزارش منتشرشده از مرکز تحلیل اطالعات دیاکسید کربن CDIAC( ) 1 در سال 4114 میالدی ایران رتبه پانزدهم را در میان 419 کشور جهان به لحاظ میزان انتشار دیاکسید کربن داشته است. همچنین طبق گزارش ترازنامه انرژی در طی دوره زمانی 1339-1311 و در میان سوختهای فسیلی سه سوخت گاز طبیعی گازوئیل و نفت کوره در انتشار CO 4 باالترین رتبه و همچنین بخشهای نیروگاهی حملونقل و خانگی بیشترین سهم را در انتشار این آالینده خطرناک داشتهاند. انتشار CO 4 سبب افزایش دمای زمین از بین رفتن برخی گونههای گیاهی و جانوری افزایش بیماریهای تنفسی مهاجرت برخی از بافتهای جمعیتی و غیره میگردد. افزایش نگرانیهای اخیر در مورد خطرات زیستمحیطی ناشی از فعالیتهای اقتصادی باعث شده است تا مسائل زیستمحیطی در ارزیابی عملکرد بنگاههای اقتصادی لحاظ گردند. به نظر میآید در پی تسریع رشد اقتصادی بایستی مالحظات زیستمحیطی به عنوان هدف دوم سیاستگذاری پس از هدف اولیه رشد اقتصادی در کشورهای درحالتوسعه قرار داده شود. در این تحقیق به تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید در ایران با استفاده از تابع فاصلهای پرداخته میشود. سؤال اصلی این پژوهش عبارت است از: چه مقدار از تغییرات بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید ETFPC( ( 4 مربوط به تغییرات بهرهوری کل عوامل TFPC( و چه مقدار از آن مربوط به تغییرات انتشار ) 3 4 CO است. بر این اساس چارچوب مقاله به گونهایی است که پس از مقدمه ادبیات موضوع در بخش دوم مبانی نظری در بخش سوم روش برآورد مدل در بخش چهارم نتایج برآورد مدل در بخش پنجم و در پایان نیز نتیجهگیری و ارائه پیشنهادها بیان شده است. 1. ادبیات موضوع با توجه به نامحدود بودن نیازهای انسانی افزایش جمعیت و رقابت شدید در اقتصاد جهانی افزایش تولید امری اجتنابناپذیر است. افزایش تولید منجر به رشد اقتصادی میگردد. رشد اقتصادی به بهرهوری کل عوامل تولید نظیر نیروی کار و موجودی سرمایه مربوط میشود. استفاده از نهادههای تولیدی در طی فرآیند رشد اقتصادی منجر به تولید ستاندههای نامطلوب در کنار ستاندههای مطلوب میگردند. ستاندههای نامطلوب به عنوان آالینده وارد محیطزیست شده و اثرات مخربی بر آن میگذارند. از ضرورتهای تحقیق اضافه نمودن عامل زیستمحیطی به مفهوم بهرهوری کل عوامل تولید و نام بردن از آن به عنوان بهرهوری زیستمحیطی کل عوامل تولید است. تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی 1. Carbon Dioxide Information Analysis Center (CDIAC) 2. Environmental Total Factor Productivity Change (ETFPC) 3. Total Factor Productivity Change (TFPC)

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 7 عوامل تولید به دو مؤلفه قابلاندازهگیری»تغییر در فناوری و تغییر در کارایی فنی زیستمحیطی«با فرض وجود دو نوع ستانده مطلوب و نامطلوب نیاز به استفاده از توابع فاصلهای دارد. در این تحقیق از توابع فاصله هذلولی استفادهشده و تخمین کارایی با استفاده از روش تحلیل مرزی تصادفی انجامگرفته است. برای این کار از یک تابع ترانسلوگ برای بیان شکل تابع فاصله هذلولی استفاده میشود. این روش محقق را قادر خواهد ساخت تا با استفاده از روش دادههای تابلویی و ترجیحا روش درستنمایی کارایی زیستمحیطی را اندازهگیری کند. در این قسمت به نتایج برخی از مطالعات داخلی و خارجی صورت گرفته در خصوص ارزیابی کارایی و بهرهوری زیستمحیطی با استفاده از روشهای مختلف اشارهشده است. 1-1. مطالعات داخلی دریجانی و همکاران )1332( در مقاله خود به برآورد کارایی زیستمحیطی با استفاده از تحلیل مرزی 1 پرداختهاند. در این مقاله با جمعآوری اطالعات تولیدی سال 1334 کلیه کشتارگاههای تصادفی )SFA( دام فعال استان تهران و نمونهبرداری از پساب مبادی ورودی و خروجی سیستمهای تصفیه فاضالب آنها و همچنین سنجش پارامترهای بار آلی و شیمیایی و میکروبی و از طریق برازش تابع مرز تصادفی فاصله ستانده نرمال شده مقادیر کارایی بهکارگیری منابع و کارایی زیستمحیطی را ارزیابی کردهاند. نتایج نشان میدهند اکثر کشتارگاهها به لحاظ زیستمحیطی کارا نیستند. رضایی و همکاران )1311( در مقاله خود از شاخص کارایی و بهرهوری زیستمحیطی و رویکرد تابع فاصلهای جهتدار برای ارزیابی عملکرد زیستمحیطی- اقتصادی دو گروه از کشورهای منتخب واردکننده و صادرکننده سوختهای فسیلی استفاده کردهاند. نتایج نشان میدهند بهرهوری زیستمحیطی کشورهای واردکننده بهطور متوسط در دوره زمانی 1122-4112 بهاندازه 1/12 درصد و کشورهای صادرکننده در دوره مشابه 1/2 درصد رشد داشته است. همچنین با توجه به فرضیه منحنی کوزنتس زیستمحیطی نتایج نشان میدهند رابطه بین بهرهوری زیستمحیطی و درآمد سرانه در هر دو گروه از کشورها به شکل N معکوس است. صادقی و همکاران )1311( در مقاله خود به بررسی رابطه کوزنتسی در کشورهای اسالمی منتخب با تأکید بر کارایی محیطزیست پرداختند. در این مقاله با استفاده از روش DEA و روش دادههای تابلویی به بررسی ارتباط میان کارایی محیطزیست و درآمد سرانه پرداختهشده است. ابتدا کارایی محیط زیست برای 11 کشور اسالمی منتخب در دوره - 4112 1111 محاسبهشده است. نتایج نشان میدهند رشد کارایی محیطزیست در ایران )1/111( است. دلیل باال بودن رشد کارایی محیطزیست ایران بیشتر به خاطر باالتر بودن رشد کارایی تکنولوژیکی است. سپس کارایی محیطزیست بهدستآمده از روش 1. Stochastic Frontier Analysis (SFA)

1 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 مالم کوئیست در قالب مدل اقتصادسنجی دادههای تابلویی مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. نتایج حاصل نشاندهنده وجود ارتباط میان کارایی محیطزیست و درآمد از نوع کوزنتسی است. سیفی و همکاران )1314( در مقاله خود با بررسی موردی نیروگاههای حرارتی تولید برق در استانهای خراسان جنوبی رضوی و شمالی به اندازهگیری کارایی زیستمحیطی پرداختهاند. در این مطالعه با استفاده از اطالعات سالهای 32 تا 32 مربوط به 1 نیروگاه حرارتی برق کارایی زیستمحیطی صنعت برق نسبت به آالینده اکسید نیتروژن با استفاده از توابع فاصله هایپربولیک و رهیافت اقتصادسنجی الگوی مرز تصادفی با بهرهگیری از شکل تابعی ترانسلوگ محاسبهشده است. نتایج نشان میدهند کارایی زیستمحیطی نیروگاههای نمونه بهطور متوسط 13/31 درصد است. همچنین قیمت سایهای معادل 1/14 ریال به ازای هر کیلوگرم اکسید نیتروژن را نشان میدهد. صادقی و همکاران )1314( در مقاله خود به بررسی اثر القایی قیمت انرژی بر روی تغییر فناوری و میزان انتشار آلودگی در صنایع ایران پرداختهاند. جامعه آماری موردنظر شامل 41 صنعت و دوره زمانی سالهای -1322 1331 است. در این مطالعه با استفاده از تابع فاصلهی جهتدار مدل موردنظر تصریح و با استفاده از شاخص تغییر بهرهوری اثر تغییر قیمت انرژی بر میزان تغییر فناوری و آلودگی بررسیشده است. نتایج نشان میدهند بین قیمتهای نسبی انرژی و تغییرات فناوری در ایران طی دورهی موردمطالعه رابطه مشخصی وجود ندارد و همچنین بین قیمتهای نسبی انرژی و انتشار آلودگی نیز در طی دورهی موردمطالعه رابطهی مستقیم وجود دارد. 2-1. مطالعات خارجی )4111( 1 در مقاله خود از دو روش DEA ناپارامتری و تابع فاصلهای هذلولی کوا ستا و همکاران ترانسلوگ پارامتری جهت برآورد رتبه بهرهوری صنعت برق آمریکا برای دوره زمانی 1113-1112 میالدی استفاده کردهاند. نتایج حاکی از آن است میانگین رتبه کارایی بهدستآمده از تابع فاصلهای هذلولی ترانسلوگ پارامتری بیشتر از روش DEA ناپارامتری است. این خصوصیت ترانسلوگ پارامتری را جایگزین معتبری برای DEA ناپارامتری میسازد. ازاینرو تابع فاصلهای هذلولی ترانسلوگ پارامتری به عنوان یک ابزار تجربی جهت ارزیابی کارایی محیطزیست ارجحیت دارد و میتواند به راحتی با استفاده از روشهای معمول اقتصادسنجی بر پایه حداکثر درست نمائی )ML( اجرا شود. )4113( 4 در مورد صنعت کشاورزی ایتالیا به بررسی کارایی محیطزیست و بودجه فاالوینا و همکاران عمومی پرداختند. در این مقاله از تابع فاصلهای خروجی جهتدار DODF( ) 3 و روش )DEA( استفادهشده است. با توجه به لزوم کاهش انتشار آالیندهها روش DODF به محقق اجازه میدهد آالیندهها را به عنوان خروجی نامطلوب در نظر گرفته و به تعریف مجدد بهرهوری و شاخصهای کارایی 1. Cuesta and et al. 2. Falavigna and et al. 3. Directional Output Distance Function

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 1 بپردازد. نتایج نشان میدهند که در میان نواحی مختلف ایتالیا تفاوت قابل توجهی از عملکرد محیط- زیست و برآورد بهرهوری در زمان انتشار آالیندهها وجود دارد. در کارایی محیط زیست بر اساس شاخص بهرهوری کل عوامل تولید TFP( ( 1 پیشرفت فنی نقش مهمی را ایفا میکند. )4113( 4 به اندازهگیری کارایی زیستمحیطی در 13 کشور جهان برای یوئینگ لین و همکاران دوره زمانی 1131-4119 میالدی و تجزیه و تحلیل اینکه آیا تصویب پروتکل کیوتو سبب افزایش در کارایی زیستمحیطی شده است پرداختند. در این پژوهش از یک مدل تابع فاصله جهتدار برای اندازهگیری ستانده مطلوب )GDP( و ستانده نامطلوب )2 )CO و تخمین دادههای تابلویی استفادهشده است. در این پژوهش کشورها به 2 دسته تقسیمشدهاند: 1- کشورهایی با درآمد باال 4- کشورهایی با درآمد متوسط رو به باال 3- کشورهایی با درآمد متوسط رو به پایین و 2- کشورهایی با درآمد پایین. نتایج نشان میدهند کشورهای گروه اول و دوم باالترین پیشرفت را در متوسط کارایی زیستمحیطی داشته درحالیکه کشورهای گروه سوم و چهارم رشد منفی در متوسط کارایی زیستمحیطی داشتهاند. )4112( 3 به تجزیه و تحلیل کارایی زیستمحیطی بخش کشاورزی در 93 روستا از کو و همکاران نواحی شمالی تایوان با استفاده از روش DEA پرداختند. نتایج نشان میدهند در طی فرآیند کشاورزی باید به اثرات زیستمحیطی آن توجه شود. برای کشاورزی در ارتفاعات باال مسئله محیطزیست بایستی بیشتر مدنظر قرار گیرد. همیشه درگیری میان توسعه کشاورزی در ارتفاعات باال با حفاتت از محیطزیست وجود دارد. در این تجزیه و تحلیل ضمن شناسایی نواحی ناکارا که بایستی با کمک دولت بهبود یابند کاهش آلودگی مهمترین مسئله در منطقه بیان میگردد. )4119( 2 در مقاله خود به تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید پرداختند. ژانگ و یه در این مقاله از توابع فاصلهای هذلولی برای تجزیه و تحلیل کارایی زیستمحیطی و انرژی برای 41 استان از کشور چین در سالهای 1119-4111 میالدی بر اساس دادههای تابلویی استفادهشده است تا رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید را از طریق دو مؤلفه قابلاندازهگیری یعنی»تغییرات فنی زیستمحیطی«و»تغییرات کارایی زیستمحیطی«تجزیه کنند. نتایج حاکی از آن است در میان کارایی زیستمحیطی استانهای چین اختالف زیادی وجود دارد و رشد بهرهوری زیستمحیطی بیشتر به علت تغییرات فنی زیستمحیطی است تا به علت تغییرات کارایی زیستمحیطی. همانطور که از پیشینه تحقیق مشخص است مطالعات متفاوتی در خصوص بررسی اثرات رشد بهرهوری عوامل تولید بر کارایی زیستمحیطی صورت گرفته اما مورد مطالعاتی در اینگونه از تحقیقات مجموعهای از چند کشور مجموعهای از چند کارگاه صنعتی و یا یک صنعت مشخص بوده است. با 1. Total Factor Productivity 2. Yu-Ying Lin and et al. 3. Kuo and et al. 4. Zibin Zhang, Jianliang Ye

4 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 توجه به اینکه درزمینهی ارزیابی تأثیر رشد بهرهوری کل عوامل تولید بر کارایی زیستمحیطی در استانهای ایران تاکنون کار مطالعاتی صورت نگرفته است به همین دلیل این تحقیق کار نسبتا جدیدی خصوصا در حیطه اقتصاد محیطزیست ایران است. 2. مبانی نظری )1139( 1 در این تحقیق تابع فاصلهای هذلولی پارامتری را که برای اولین بار توسط فار و همکاران )4111( 4 برای اندازهگیری کارایی زیستمحیطی توسعه داده مطرح و سپس توسط کوا ستا و همکاران شد جهت اندازهگیری و تخمین کارایی زیستمحیطی و کارایی انرژی در استانهای ایران استفاده میشود. تابع فاصلهای هذلولی میتواند خاصیت نسبتا همگن خود را به راحتی به مشخصه ترانسلوگ 3 انعطافپذیر وارد نماید. در این پژوهش از یک روش پارامتری از تجزیه شاخص بهرهوری مالمکوئیست )1121( 2 در توابع فاصلهای هذلولی استفاده میشود. فرض با استفاده از ل م اتحاد درجه دوم دیوورت میشود فناوری تولید )T( از طریق تبدیل بردار نهاده x )شامل: موجودی سرمایه K نیروی کار L و انرژی E( به یک ستانده مطلوب )GDP( و یک ستانده نامطلوب )انتشار )CO 4 با یک مجموعه امکانات تولید مدلسازی میگردد: {x ستانده مطلوب و نامطلوب نامبرده شده را تولید نماید ): 2 T={(x, GDP, CO )1( )1119( 9 حاصل میشود. تابع فاصلهای این قاعده از فروض بدیهی مطرحشده توسط فار و پریمونت هذلولی معرفیشده توسط کوا ستا و همکاران )4111( به شکل زیر بیان میگردد: D H (x, GDP, CO 2 ) = inf{θ (x, GDP/θ, CO 2 θ ) T} )4( ضریب تعدیل بوده به همین دلیل این رابطه ارائهکننده همزمان»حداکثر توسعه و گسترش 1 فناوری»GDP و»حداکثر محدودیت انتشار»CO 4 است که یک مؤسسه اقتصادی را بر خط مرزی T قرار میدهد. ب رد تابع فاصلهای هذلولی 1<D H 1 است. اگر = 1 2) D H(x, GDP, CO باشد بدین معناست که مشاهده بر مرز فناوری T بوده و نمیتوان تحت فناوری جاری بهطور همزمان به کاهش انتشار CO 4 و توسعه GDP پرداخت به همین دلیل این نهاد اقتصادی از این پس بهعنوان یک تولیدکننده کارا معرفی میگردد. اگر 1> (2 D H(x, GDP, CO باشد بدین معناست که به هر 1. Färe and et al. 2. Cuesta and et al. 3. Malemquist index 4. Quadratic Identity Lemma Diewert, W. E. 5. Rolf Färe and Daniel Primont. 6. Boundary

)3( تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 3 حال مؤسسه اقتصادی پتانسیل الزم را برای بهبود کارایی زیستمحیطیاش با توسعهی همزمان GDP و کاهش انتشار CO 4 در مقایسه با تولیدکننده کارا دارد اما به عنوان یک تولیدکننده ناکارا تلقی میگردد. فناوری T نسبت به ستانده مطلوب غیر کاهشی و نسبت به ستانده غیر مطلوب و نهادهها غیر افزایشی است و شرط همگنی را با درجات 1-1 1 و 1 به شکل زیر تأمین میکند: D H (x, ρgdp, ρ 1 CO 2 ) = ρd H (x, GDP, CO 2 ), ρ > 0 )2( که به این معناست برای مجموعهای از نهادههای معین اگر GDP به یک نسبت معین افزایش یابد و انتشار CO 4 با همان نسبت کاهش یابد بنابراین تابع فاصلهای هذلولی به همان نسبت افزایش مییابد. برای بررسی کارایی زیستمحیطی و انرژی تنها با کاهش بیشتر نهاده انرژی تابع فاصلهای هذلولی 1 تعریف میشود: در رابطه )4( به صورت یک تابع فاصلهای هذلولی صرفهجویی در انرژی ESH( D( D ESH (K, L, E, GDP, CO 2 ) = inf{θ: (K, L, Eθ, GDP/θ, CO 2 θ) T} که دارای خصوصیاتی همانند تابع فاصلهای هذلولی بوده و مطابق رابطه زیر تقریبا همگن نیز است: )9( تابع فاصلهای هذلولی افزایشیافته میشود: D ESH (K, L, ρ 1 E, ρgdp, ρ 1 CO 2 ) = ρd ESH (x, GDP, CO 2 ), ρ > 0 4 )D EH( )1( که تقریبا همگن نیز است به طوری که رابطه زیر برقرار است: با کاهش بیشتر بر تمامی نهادهها به صورت زیر تعریف D EH (x, GDP, CO 2 ) = inf{θ: (xθ, GDP/θ, CO 2 θ) T} D EH (ρ 1 x, ρgdp, ρ 1 CO 2 ) = ρd EH (x, GDP, CO 2 ), ρ > 0. 3. روش برآورد مدل برای برآورد کارایی فنی زیستمحیطی و انرژی یک ف رم از تابع ترانسلوگ در قالب تابع فاصلهای پارامتری با خصوصیات مطلوبی همچون انعطافپذیری محاسبه آسان و اعمال همگنی همراه با نهادههای نیروی کار موجودی سرمایه انرژی و یک ستانده مطلوب )GDP( و یک ستانده نامطلوب )انتشار )CO 4 به صورت تابع ترانسلوگ تصادفی با دادههای تابلویی مشخص میگردد: )2( 1. energy saving hyperbolic distance function 2. The enhanced hyperbolic distance function

3 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 lnd it = α 0 + α k lnk it + α l lnl it + α e lne it + α t t + 0.5α kk (lnk it ) 2 + 0.5α ll (lnl it ) 2 + 0.5α ee (lne it ) 2 + 0.5α tt t 2 + α kl lnk it lnl it + α ke lnk it lne it + α le lnl it lne it + α kt t lnk it + α lt t lnl it + α et t lne it + β GDP lngdp it + 0.5β GDP 2(lnGDP it ) 2 + β CO2 lnco 2,it + 0.5β CO2 (lnco 2,it ) 2 + β GDPCO2 lngdp it lnco 2,it + γ kgdp lnk it lngdp it + γ lgdp lnl it lngdp it + γ egdp lne it lngdp it + γ tgdp t lngdp it + δ kco2 lnk it lnco 2,it + δ lco2 lnl it lnco 2,it + δ eco2 lne it lnco 2,it + δ tco2 t lnco 2,it + ε it i = 1,2,, N, t = 1,2,, T )3( it متغیر زمان و نشاندهنده فناوری است و t است. t و در زمان i تابع فاصلهای برای استان D it 1 برای یک جمله تصادفی با توزیع نرمال ) 2 it,0)n است. به پیروی از کوا لی و پرلمان )1111( سنجش همگنی تابع فاصله نیاز به یک وزن نظیر است که معادل معکوس یکی از ستاندهها است. در معادله 3 برای اینکه تابع تقریبا همگن باشد وزنی که در ستانده نامطلوب ضرب میشود توان منفی 4 یک دارد بنابراین با استفاده از شرط همگنی در معادله )3( و انتخاب GDP به عنوان متغیر نرمالسازی برای تابع فاصلهای هذلولی در معادله )3( رابطه زیر برقرار است: )1( D H,it (K it, L it, E it, t, GDP it /GDP it, CO 2,it GDP it ) = D H,it /GDP it با گرفتن لگاریتم از دو طرف رابطه )1( و ترکیب آن با معادله )3( و با توجه به اینکه حاصل ) it ln(gdp it /GDP برابر صفر میشود روابط )11( و )11( به صورت زیر به دست میآیند: )11( ln(d H,it /GDP it ) = TL(K it, L it, E it, t, CO 2,it ) + ε it بر اساس قاعده ریاضی مربوط به توابع لگاریتمی رابطه زیر برقرار است: )11( ln(gdp it ) = TL(K it, L it, E it, t, CO 2,it ) + ε it ln(d H,it ) که TL نشاندهنده تابع ترانسلوگ و CO 2,it = CO 2,it GDP it است. با تعریف ) H,it u it = ln(d به عنوان یک عبارت ناکارا در چارچوب تجزیه و تحلیل مرزی تصادفی تابع اقتصادسنجی برآورد شده به صورت زیر است: )14( ln(gdp it ) = TL(K it, L it, E it, t, CO 2,it ) + ε it + u it )1111( 3 در چارچوب مدل زمانی منعطف ناکارایی فنی زیستمحیطی به شکلی که کامب هاکر معرفی نمود به صورت زیر مطرح میگردد: 1. Tim Coelli, Sergio Perelman 2. Normalizing 3. Kumbhakar

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 03 u it = u i /[1 + exp(bt + ct 2 )] )13( که u i یک توزیع نیمه نرمال ) u u i N +,0) 2 دارد و b وc پارامترهایی هستند که باید تخمین زده شوند. بهطور مشابه با استفاده از شرایط تقریبا همگن مطرحشده در روابط )9( و )2( توابع زیر به ترتیب برای تابع فاصلهای هذلولی صرفهجویی در انرژی و تابع فاصلهای هذلولی افزایشیافته تخمین زده میشوند: )12( ln(gdp it ) = TL(K it, L it, E it, t, CO 2,it ) + ε it + u it ln(gdp it ) = TL(K it, L it, E it, t, CO 2,it ) + ε it + u it )19( E it = E it GDP it K که, it it = K it GDP it, L it = L it GDP برقرار است. 1-3. تجزیه تغییرات TFP زیستمحیطی ازآنجاکه معادله )3( میتواند به شکل تابع درجه دوم از متغیرهای, K ln GDP, ln CO 2, ln ln E, ln L, t در نظر گرفته شود بنابراین میتوان لم اتحاد درجه دوم دیوورت را در این تابع )4114( 1 برای در نظر گرفتن تغییرات در تابع فاصلهای )3( از فاصلهای اعمال کرد. با پیروی از اور آ یک دوره به دوره بعد برای هر استان i اتحاد به شکل زیر نوشته میشود: ln D it+1 ln D it = 1 2 [ ln D it+1 + ln GDP it+1 + 1 2 [ ln D it+1 ln D it + ln D it x=k,l,e ] ln x it+1 ln x it ) + 1 2 ] ln ( CO 2,it+1 ln CO 2,it CO 2,it i = 1,2,, N, t = 1,2,, T ln D it ] ln ( GDP it+1 ) ln GDP it GDP it ln ( x it+1 ) + 1 [ ln D it+1 x it 2 ln D(t+1) [ + t ln D(t) t ln CO 2,it+1 + با فاکتور گرفتن از یک منفی در عبارت دوم و سوم تغییرات بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید ETFPC( ) 4 از دوره t تا 1+t به شکل زیر بیان میگردد: ], )11( ETFPC = 1 2 [ ln D it+1 + ln GDP it+1 ln D it ] ln ( GDP it+1 ) ln GDP it GDP it 1 2 [ ln D it+1 + ln D it ] ln ( x it+1 ) ln x it+1 ln x it x it x=k,l,e )12( 1. Luis Orea 2. Environmental Total Factor Productivity Change (ETFPC)

00 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 1 2 [ ln D it+1 ln CO 2,it+1 + ln D it ln CO 2,it ] ln ( CO 2,it+1 CO 2,it ) ETFPC فوق میتواند به صورت کسر کردن متوسط نرخهای رشد موزون شده نهادهها و انتشار CO 4 از GDP در نظر گرفته شود. وزنها به ترتیب کششهای فاصلهای نهادهها و ستاندهها هستند. با چینش دوباره معادله )11( EFTPC میتواند به صورت زیر تجزیه گردد: ETFPC = [ln D it+1 ln D it ] 1 2 [ ln D t+1 t + ln D t ] t )13( معادله پارامتری )13( تغییرات TFP زیستمحیطی را به تغییرات کارایی فنی زیستمحیطی )جبران 1 و تغییرات در فناوری زیستمحیطی )نوآوری( تجزیه میکند. این تجزیه با تجزیه عقبافتادگی( ناپارامتری شاخص بهرهوری مالمکوئیست به تغییر کارایی و فناوری معرفیشده توسط فار و همکاران 4 مطابقت دارد. اور آ )4114( در مقاله خود با عنوان تجزیه پارامتری شاخص بهرهوری )1112( مالمکوئیست بیان میکند که عالمت منفی عبارت دوم در معادله )13( پیشرفت فنی را به مقادیر مثبت یا منفی تبدیل میسازد. اگر ستانده نامطلوب در معادله )13( مدنظر قرار نگیرد در واقع تغییرات متداول بهرهوری کل عوامل TFPC( ) 3 به شرح زیر خواهد بود: TFPC = 1 2 [ ln D it+1 + ln GDP it+1 x=k,l,e ln D it ] ln ( GDP it+1 ) ln GDP it GDP it 1 2 [ ln D it+1 + ln D it ] ln ( x it+1 ) ln x it+1 ln x it x it ) 11( )41( بنابراین رابطه میان تغییرات TFP زیستمحیطی و تغییرات متداول TFP به صورت زیر است: ETFPC = TFPC 1 2 [ ln D it+1 ln CO 2,it+1 + ln D it ln CO 2,it ] ln ( CO 2,it+1 CO 2,it ) معادله باال تفسیر ی دارد: اگر انتشار CO 4 کاهش یابد ETFPC بزرگتر از TFPC خواهد بود. بدین معنا که ETFPC اعتبار به بهبود زیستمحیطی خواهد داد. اگر انتشار CO 2 4 افزایش یابد ETFPC کوچکتر از TFPC خواهد بود. بدین معنا که ETFPC اعتبار را از تخریب زیستمحیطی کسر خواهد نمود. ازاینرو ETFPC تغییرات TFP را اندازهگیری میکند درحالیکه بهطور همزمان محاسبه تغییرات زیستمحیطی را در برمیگیرد. 1. catching up 2. Fare and et al. 3. Total factor productivity change (TFPC) 4. Credit

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 02 2-3. داده و اطالعات در این قسمت جامعه آماری و شیوه گردآوری دادهها و اطالعات موردنیاز برای انجام تحقیق بیانشده است. الزم به ذکر است برای اجتناب از مسائل و مشکالت همگرایی هریک از متغیرهای نهاده و 1 خود تقسیم شوند. الزم به ذکر است که ستانده به جزء متغیر فناوری t بایستی بر میانگین هندسی استان البرز در سال 1331 از استان تهران جدا شد. دادههای موردنیاز برای این استان تنها برای سال 1311 موجود بود. به همین دلیل در این تحقیق دادههای استان البرز با استان تهران یکی در نظر گرفتهشده است. متغیر تولید ناخالص داخلی حقیقی نیروی کار موجودی سرمایه خالص حقیقی مصرف انرژی انتشار دیاکسید کربن منبع سالنامه آماری استانها و ترازنامه انرژی کشور در طی دوره زمانی 1311 1339 جدول 1: منبع دادهها توضیحات حقیقی کردن دادهها با استفاده از شاخص قیمت خرده فروشی صورت گرفته است. ازآنجاکه تنها آمار سرشماری سالهای 1339 و 1311 موجود است بنابراین برای داده سازی سایر سالها از این فرض استفادهشده که نرخ رشد جمعیت با نرخ رشد نیروی کار تولیدکننده کاال و خدمات مساوی است که فرضی دور از واقعیت نیست. برای محاسبه موجودی سرمایه هر استان از نسبت سرمایه به تولید ( ratio Capital-output )method استفاده میشود. در این روش فرض میشود که مقدار ذخیره سرمایه هر استان به سرمایه کل کشور برابر با نسبت تولید ناخالص استان به تولید ناخالص کشور است. بدین ترتیب با ضرب این نسبت در کل سرمایه کشور میزان ذخیره سرمایه در سال 1332 برای تمامی استانها به دست میآید. سپس از سال 1332 به بعد مجموع تسهیالت پرداختی بانکها به بخش غیردولتی و میزان هزینههای عمرانی دولت )تملک داراییهای سرمایهای( به عنوان سرمایهگذاری سالیانه در هر استان به میزان ذخیره موجودی سرمایه سال قبل اضافه گردید. میزان استهالک سالیانه سرمایه هر سال از ذخیره سرمایه استانها کسر شد تا ذخیره سرمایه خالص هر استان به دست آید. استهالک سرمایه برای تمامی استانها نیز یکسان در نظر گرفتهشده است. برای حقیقی کردن موجودی سرمایه از شاخص قیمت خردهفروشی استفادهشده است. میزان مصرف انرژی 3 نوع سوخت با واحدهای مختلف )گاز مایع بنزین هواپیما بنزین اتومبیل نفت سفید نفت گاز نفت کوره گاز طبیعی و برق( جمعآوری و سپس به واحد یکسانی تبدیلشدهاند. nfc CE ff = برای محاسبه انتشار دیاکسید کربن در هر استان از فرمول ) i i=1(fc i EF )کی و همکاران 4113( 4. که در آن ارز کهارتی هر نوع سوخت در ضریب انتشارش ضرب شده است. ضریب انتشار هر نوع از سوخت معادل نسبت میزان انتشار آالینده به ازای هر واحد مصرف سوخت است. 2. Ke and et al. 1. میانگین هندسی برابر است با ریشهn ا م از حاصلضرب n متغیر

00 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 4. نتایج حاصل از برآورد الگو در این قسمت با استفاده از نرمافزار استتا 14 ابتدا آزمون مانایی متغیرها در هر سه مدل بررسی گردیده و سپس با انجام آزمون F لیمر تصمیمگیری بین مدل تلفیقی و تابلویی صورت گرفته و با انجام آزمونهای هاسمن و بروش پاگان اثرات تصادفی و یا ثابت هر سه مدل فاصله هذلولی مشخصشده است. سپس با استفاده از فرمان sfpanel و (kumb90) model در نرمافزار استتا پارامترهای هر سه مدل بر اساس روش حداکثر درست نمائی تخمین زده شده و بر اساس نتایج بهدستآمده بهترین مدل برای ایران انتخاب گردیده است. در پایان این بخش با کمک پارامترهای تخمین زده شده برای مدل انتخابی و با استفاده از نرمافزار اکسل کارایی فنی زیستمحیطی )ETE( و تجزیه تغییرات TFP زیستمحیطی محاسبهشدهاند. 1-4. آزمون ریشه واحد یکی از عوامل اثرگذار بر تجزیه و تحلیلهای رگرسیونی در نظر گرفتن روند تغییر متغیرها در زمان یا مانایی آنها است. مانا بودن دادهها مانع از ایجاد رگرسیون کاذب میان متغیرها میشود. در این تحقیق 1 1 0 (جهت تشخیص مانایی متغیرها استفادهشده است. فرضیه H و H به صورت زیر از آزمون )LCC( میباشند: نامانا )ایستا نبودن( :H0 مانا )ایستا بودن( :H1 اگر مقدار احتمال محاسبهشده کوچکتر از سطح خطای 9 درصد باشد فرضیه H 0 رد میشود. جدول )4( نتایج حاصل از انجام این آزمون را برای متغیر وابسته و متغیرهای مستقل اصلی مدل در هر سه تابع فاصله هذلولی نشان میدهد: 1. Levin_Lin_Chu

ln(gdp it ) ln(k it ) ln(l it ) ln(e it ) تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 07 جدول 2: نتیجه آزمون LLC تابع فاصله هذلولی هذلولی صرفهجویی در انرژی هذلولی افزایشی آماره t آماره t آماره t متغیرها تعداد مشاهدات مقطعی وقفه مقدار احتمال نتیجه مقدار احتمال نتیجه مقدار احتمال نتیجه -13/2419 مانا 13/2419- مانا مانا -13/2419 I(0) 31-49/1232 مانا 13/9111- مانا مانا -13/9111 I(0) 31-12/1442 مانا 11/3131 مانا مانا 11/3131 I(0) 31-49/3211 مانا 49/3211- مانا مانا -11/1113 I(0) 31-41/2339 مانا 41/2339- مانا مانا -41/2339 I(0) 31 ln(co 2,it ) منبع: یافتههای تحقیق همانطور که از نتایج جدول )4( مشخص است مقادیر احتمال برای تمامی توابع فاصله هذلولی برابر با صفر و به این معناست که در تمامی سطوح معنیداری فرضیه صفر رد میشود. 2-4. آزمون F لیمر گاهی اوقات دادههای آماری به صورت سری زمانی برای هریک از مقاطع مختلف در دسترس میباشند 1 )تابلویی( گفته میشود. در مدلهای تابلویی ابتدا بایستی به چنین مجموعهای از دادهها دادههای پانل 4 نام برده شده است تعیین با انجام دادن آزمون F لیمر که در برخی از مراجع از آن به عنوان آزمون چو شود که مدل از نوع پول )تلفیقی( است یا تابلویی. در این آزمون فرضیه H 0 و H 3 1 به صورت زیر بیان میگردند: بیانگر یکسان بودن عرض از مبدأها در تمام مقاطع )روش دادههای تلفیقی( H :0 =1 = =2 H 1: i j بیانگر ناهمسانی عرض از مبدأها )روش دادههای تابلویی( 1. Panel data 2. Chow test 3. Pool data

01 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 اگر مقدار احتمال محاسبهشده کوچکتر از سطح خطای 9 درصد باشد فرضیه H 0 رد میشود و بنابراین بایستی از روش دادههای تابلویی استفاده کرد )مهرگان و دلیری 1331(. نتایج این آزمون برای هر سه تابع فاصله هذلولی در جدول )3( ارائهشده است. تابع فاصلهای هذلولی هذلولی صرفهجویی در انرژی هذلولی افزایشی منبع: یافتههای تحقیق جدول 3: نتایج آزمون F لیمر مقدار آماره F مقدار احتمال نتیجه روش دادههای تابلویی روش دادههای تابلویی روش دادههای تابلویی 41/41 39/11 132/33 همانطورکه از نتایج جدول باال مشخص است مقادیر احتمال برای تمامی توابع فاصله هذلولی برابر با صفر و به این معناست که در تمامی سطوح معنیداری فرضیه صفر رد میشود. 3-4. آزمون هاسمن بهطورکلی روش دادههای تابلویی شامل روش اثرات ثابت و روش اثرات تصادفی میشود. در این حالت پارامترها برای تمام مقاطع یکسان بوده و اختالف در عرض از مبدأ و یا در اجزای پسماند است که اولی توسط روش اثرات ثابت و دومی توسط روش اثرات تصادفی بیان میشود. برای تصمیمگیری بین اثرات ثابت و تصادفی مدل از آزمونهایی همچون آزمون هاسمن استفاده میگردد. آماره این آزمون دارای توزیع 2 با درجه آزادی K )تعداد متغیرهای توضیحی( است. در آزمون هاسمن فرضیههای H 0 و H 1 به صورت زیر تعریف میشوند: روش اثرات تصادفی H 0: s روش اثرات ثابت H 1: s که در آن s عرض از مبدأ مربوط به آماره هاسمن )H( است. اگر مقدار احتمال محاسبهشده کوچکتر از سطح خطای 9 درصد باشد فرضیه H 0 رد میشود. در این حالت توصیه میشود از روش اثرات ثابت برای دادههای تابلویی استفاده گردد )مهرگان و دلیری 1331(. نتایج این آزمون در جدول )2( ارائهشده است. تابع فاصلهای جدول 4: نتیجه آزمون هاسمن مقدار آماره 2 هذلولی مقدار احتمال نتیجه روش اثرات تصادفی 1/1314 1/44 منبع: یافتههای تحقیق

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 01 1 4-4. آزمون بروش پاگان آزمون دیگری که برای انتخاب بین اثرات تصادفی و ثابت مورداستفاده قرار میگیرد آزمون بروش پاگان است. به علت خطای نرمافزار در انجام آزمون هاسمن برای دو تابع فاصله هذلولی دیگر از آزمون بروش پاگان برای آنها استفاده میگردد. 4 فرضیههای این آزمون به صورت زیر میباشند )مهرگان و دلیری 1331(. روش اثرات ثابت = 0 u H 0 : 2 روش اثرات تصادفی 0 u H 1 : 2 همچنین آزمون بروش پاگان میتواند برای انتخاب بین روش تلفیقی و اثرات تصادفی استفاده گردد. در چنین حالتی فرضیههای آزمون به صورت زیر است: روش دادههای تلفیقی :0 H روش اثرات تصادفی :1 H اگر مقدار احتمال محاسبهشده کوچکتر از سطح خطای 9 درصد باشد فرضیه H 0 رد میشود. در این حالت توصیه میشود از روش اثرات تصادفی استفاده گردد )2007.)Tores-Reyna, نتایج این آزمون در جدول )9( ارائهشده است. تابع فاصلهای هذلولی هذلولی صرفهجویی در انرژی هذلولی افزایشی منبع: یافتههای تحقیق جدول 5: نتایج آزمون بروش پاگان مقدار آماره 2 191/13 113/93 مقدار احتمال 1/111 1/111 1/111 422/31 نتیجه روش اثرات تصادفی روش اثرات تصادفی روش اثرات تصادفی در چارچوب روش اثرات تصادفی فرض میشود که جزء عرض از مبدأ دارای توزیع تصادفی است. قاعدتا باید حجم نمونه بهاندازه کافی بزرگ باشد تا بتوان چنین فرضی را در نظر گرفت بنابراین جزء عرض از مبدأ در این روش دارای یک قسمت ثابت )0 ( و یک قسمت تصادفی it( u( است و فرض حاکم بر این جزء تصادفی شبیه فروض حاکم بر جزء اخالل it( ( بوده و این دو جزء اخالل جدیدی را به وجود میآورند )مهرگان و دلیری 1331(. در جدول )1( نتایج حاصل از تخمین پارامترهای هر سه تابع فاصله هذلولی بیانشده که با استفاده از فرمان sfpanel و (kumb90) model در نرمافزار استتا و بر اساس روش حداکثر درست نمائی تخمین زده شدهاند. 1. Breusch and Pagan 4. تخمین با پیغام خطایی مبنی بر عدم توانایی نرمافزار در تشکیل ماتریس )41 41( برای ضرایب و واریانسهای مدل مواجه و در قسمت راهنمای برنامه استتا دعوت به استفاده از سایر آزمونها بیان شد.

04 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 همچنین آزمون ی برای پارامترهای هر سه مدل در سطح اطمینان 11 درصد انجامگرفته است. جدول 6: تخمین پارامترهای توابع فاصلهای هذلولی تابع فاصله پارامتر آزمون معنیداری صرفهجویی در انرژی مقدار آزمون معنیداری مقدار افزایشیافته آزمون معنیداری آماره Z Frontier 1/24 1/4311223-1/39-1/3921412-1/11-1/111992-1/43-1/3111331 4/11 1/1239342 4/21 122-1/31-1/1121113-1/12-1/1213214-3/24-1/1123421-2/91-1/1311414 1/99 1/1121132-3/11-1/2933112 1/34 1/1114313 1/12 1/1119111 1/41 1/1114114-1/91-1/9111433-1/31-1/9933199-1/21-1/1331419 2/43 1/1912339 1/19 1/933219 1/24 1/1113434 آماره Z 2/13-1/23 1/49 1/13 3/12 1/11-1/11 1/13-2/19-1/93 1/99-1/11 1/21-1/31 1/14-1/12 1/11-1/21 1/19-1/13-1/31 1/4113419 1/413313 1/3329291 1/1421322 1/1324334 1/1141331 1/1332929-1/412221 1/1131432-1/1311141-1/1919193 1/4224144-1/1113922 1/1113393-433 1/1121419-1/1112132 1/1923321-1/4313344 1/1913331-1/1113313- Inefficiency 1/1443129 1/1122431 1/3231221 1/1913324 12/11449 1/22-1/24 1/34 11/31 134/14 424/2312 1/1113124-1/1131244 1/3132293 1/1322212 43/93931 1/94 1/32 1/31 12/11 143/39 419/1311 هذلولی آماره Z مقدار 1/93 1/1211144-1/11-121 4/12 1/1311192 13/1 1/1433433 3/39 1/1124911 1/21 1/1131114-3/32-1/4413132-1/22-1/1434133-1/12-1/1131214 1/34 1/1413213 1/39 1/1214141-1 -1/121342 1/31 1/1122112-4/41-1/1123122-1/14-1/1139413-31/12-1/3213124-1/23-1/132913-4/12-1/1941112 3/12 1/1193222 1/94 1/1319123 4/41 322-4/22-1/122211 4/33 1/4321212 9/31 1/1312221 11/33 1/1421393 411/24 1/221221 342/1211 B C u ( 0 K L E t KK LL EE tt KL KE LE tk tl te β CO2 β CO2 2 δ kco2 δ LCO2 δ ECO2 δ tco2 u/ Log مخل likelihood نتایج حاصل از تخمین ML در جدول )1( نشان میدهند که تابع فاصلهای هذلولی ترین تابع و تابع فاصلهای هذلولی صرفهجویی در انرژی بیترین تابع برای کشور ایران است. بنابراین مدل تابع فاصله هذلولی برای کشور ایران انتخاب میشود زیرا پارامترهای جز ناکارایی در این مدل بوده این مدل بیشترین پارامترهای معنیدار را داشته و آماره Log Likelihood در آن نسبت

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 03 به بقیه مدلها بزرگتر است. از آنجاکه تابع فاصلهای هذلولی به صورت یک تابع لگاریتمی بیانشده است بنابراین ضرایب مرتبه اول میتوانند به عنوان کشش فاصلهای هریک از متغیرها بیان گردند. بر اساس تئوری انتظار بود که ضرایب نهادههای تولیدی )نیروی کار موجودی سرمایه مصرف انرژی و فناوری( منفی و گردند تا اینگونه تفسیر شوند که هر افزایشی در ارزش آنها فاصله تا مرز کارایی را افزایش خواهد داد اما بر اساس نتایج بهدستآمده از تابع فاصلهای هذلولی بهجز ضریب موجودی سرمایه که منفی و است بقیهی نهادههای تولیدی ضریب مثبت دارند اما به دلیل بودن در سطح 11 درصد نمیتوان از نتایج بهدستآمده برای آنها چشمپوشی کرد. میتوان ضرایب مثبت این نهادهها را اینگونه توجیه نمود که وضعیت رکودی حاکم بر اقتصاد ایران یکی از عوامل اثرگذار بر بیکاری بوده است یعنی اقتصاد از همه ترفیتهای تولیدی استفاده نمیکند و درنتیجه ترفیت مازاد وجود دارد. در رابطه با ضریب مثبت مصرف انرژی میتوان چنین توجیه نمود که بر اساس آمار ترازنامهی انرژی کشور یکی از بزرگترین مصرفکنندگان انرژی همواره بخش خانگی بوده که در زمره تولیدکنندگان ستاندههای مطلوب قرار نگرفته و در عوض تولیدکننده ستاندههای نامطلوب هستند بنابراین سایر بخشهای تولیدکننده در مقایسه با بخش خانگی میزان انرژی کمتری مصرف میکنند. وجود ترفیتهای خالی عدم اشتغال کامل در سیستم تولید و مصرف بخش بزرگی از انرژی در بخش غیر تولیدی منجر شده است تا نتایج تخمین مطابق با بیان تئوری پیش نرود. ضریب انتشار CO 4 در تابع فاصله هذلولی منفی و در سطح 11 درصد است و بدین معناست هر افزایش در انتشار این آالینده فاصله تا مرز کارایی را افزایش میدهد. دو ضریب مربوط به ناکارایی زیست- محیطی در تابع فاصله هذلولی در سطح 11 درصد هستند و نشان میدهند که کارایی )ناکارایی( فنی زیستمحیطی در طول زمان در حال تغییر است. آمارههای و u پارامترهای مربوط به توزیع 1 مالحظه میگردد مقدار برآورد جزء اخالل میباشند. بر اساس آزمون تعمیمیافته نسبت درست نمایی شده u به شکل ی متفاوت از صفر است. در نتیجه میتوان استنباط نمود که روش حداکثر درست نمایی به روش حداقل مربعات معمولی ترجیح دارد. 5-4. پیشبینی کارایی فنی زیستمحیطی ETE( ) 2 به موقعیتی که در آن یک بنگاه بتواند با مقدار نهادههای معین محصول بیشتری با آلودگی کمتری تولید کند یا مقدار محصول مشخصی را با مقدار نهاده و آلودگی کمتری داشته باشد کارایی فنی زیستمحیطی گویند. هدف اصلی تحلیل مرزی تصادفی تخمین کارایی است. در قسمت قبل u it = ln D H,it بیانشده است میتوان آن را به صورت u it = ln D H,it نیز بیان نمود. با فرض اینکه ω it = ε it u it باشد با استفاده از پارامترهای تخمین زده شده مدل مقادیر ω it و 1. Generalized Likelihood Ratio Test 2. Environmental Technical Efficiency

03 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 سپس انحرافات از یک به وسیله خطای ترکیبی ) it exp ε) it u محاسبه میگردند. براساس قاعده ریاضی ) it exp(ε it u it ) = exp(ε it ) exp( u و با توجه به اینکه جمله تصادفی it دارای توزیع نرمال با میانگین صفر است ازاینرو = 1 ) it exp(ε بوده و کارایی فنی زیستمحیطی )ETE( مطابق با رابطه زیر برای هر استان در هر سال به دست خواهد آمد. ETE it = exp( u it ) = exp(ln D H,it ) = D H,it )41( این رابطه بیان میکند که تولیدکننده در چه فاصلهای از مرز کارایی قرار دارد و بر اساس عدد بهدستآمده چگونه میتواند با افزایش در ستانده مطلوب و کاهش در ستانده نامطلوب خود را به مرز کارایی برساند. جدول 7: میانگین کاراییهای فنی زیستمحیطی استانها و رتبهبندی آنها در طی سالهای - 1331 1335 ETE استانها 1 /1212 آذربایجان شرقی 1 /2231 آذربایجان غربی 1 /1122 اردبیل 1 /1131 اصفهان 1 /9139 ایالم 1 /2292 بوشهر 1 /3211 تهران 1 1493/ چهارمحال و بختیاری 1 /2122 خراسان جنوبی 1 /1321 خراسان رضوی 1 /1119 خراسان شمالی 1 /9242 خوزستان 1 /2432 زنجان 1 /2311 سمنان 1 3111/ سیستان و بلوچستان میانگین کشوری رتبه استانها رتبه 43 3 11 12 2 14 43 12 13 11 11 1 4 9 2 41 3 41 41 41 1 31 49 19 42 44 42 13 11 1 فارس قزوین قم کردستان کرمان کرمانشاه کهگیلویه و بویراحمد گلستان گیالن لرستان مازندران مرکزی هرمزگان همدان یزد ETE 1 /1111 1 /3343 1 /2211 1 /2411 1 /2933 1 /2312 1 /9333 1 /2122 1 /1313 1 /2111 1 /1291 1 /2223 1 /3121 1 /2311 1 /3342 بر اساس جدول )2( میانگین ETE کشور در طی سالهای -1339 1311 معادل بوده است. همانطور که گفته شد مقدار عددی ETE بیانگر میزان فاصله تا مرز کارایی است. ازآنجاکه بر اساس نتایج قسمت قبلی تابع فاصله هذلولی انتخابشده است و در این تابع تنها ستانده مطلوب و نامطلوب مورد تعدیل سازی قرارگرفتهاند بنابراین برای کاهش فاصله تا مرز کارایی باید بهطور همزمان ستانده مطلوب افزایش و ستانده نامطلوب کاهش یابد تا فاصله تا مرز کارایی مقدار عددی (ETE) نیز کاهش یابد. این موضوع را میتوان به شکل یک کسر با رابطه زیر بیان نمود:

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 23 CO 2 (1 ETE) = GDP ( 1 ETE ) = ETE (1 ETE) = ETE ( 1 1) ETE بنابراین افزایش GDP حقیقی بهطور متوسط بهمیزان 23/11 درصد )1/23192=-1 1 ( و کاهش همزمان انتشار CO 4 به 31/31 درصد )1/3131=1-( بدون تغییر در نهادهها و با استفاده از فناوری جاری منجر به بهبود عملکرد تولیدی کشور و دستیابی به کارایی میشود. همچنین بر اساس میانگین ETE کشور ETE استانهای تهران ایالم کهگیلویه و بویراحمد خوزستان اصفهان چهارمحال و بختیاری خراسان رضوی فارس خراسان شمالی اردبیل آذربایجان شرقی مازندران و گیالن پایینتر از میانگین کشوری بوده و سایر استانها نظیر سیستان و بلوچستان هرمزگان قزوین یزد و... باالتر از این میانگین میباشند. در میان استانها تهران دارای کمترین و سیستان و بلوچستان دارای بیشترین ETE هستند. )44( 6-4. برآورد تغییرات بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید )ETFPC( با توجه به روابط 11 13 و 41 مطرحشده در این تحقیق تجزیه ETFPC برای تابع فاصله هذلولی برای دوره 1339-1311 به صورت جدول زیر است. تغییرات در CO 2 )9( 1 /41341 1 /42112 1 /24391 1 /31113 1 /21914 1 /29124 1 /39311 1 /43241 1 /41123 1 /32111 1 /41211 1 /33492 1 /12213 1 /11114 1 /42231 1 /32131 1 /34229 1 /32213 1 /42229 1 /11342 استانها جدول 3: تجزیه ETFPC برای تابع فاصله هذلولی TFPC )2(=)1(+)9( 1 /12332 1 /49241 1 /31119 1 /31423 1 /42121 1 /32114 1 /31931 1 /19332 1 /11914 1 /31122 1 /11312 1 /42133 1 /91222 1 /22123 1 /44911 1 /33242 1 /41299 1 /41142 1 /42412-1 ETC )3( 1 /12113 1 /42112 1 /11111 1 /31221 1 /12223 1 /12111 1 /42134 1 /13121-1/11133 1 /49111 1 /13129 1 /11111 1 /14433 1 /13932 1 /12314 1 /44133 1 /11411 1 /14231 1 /41121-1/11131 ETEC )4( - 1/41199-1/41391-1/12311-1/31339-1/41331-1/41111-1/43114-1/41419-1/13313-1/41914-1/12131-1/42334-1/11314-1/41121-1/43124-1/41132-1/41211-1/19113-1/42122-1/12231 ETFPC )1(=)4(+)3( - 4-1/11319-1/11312-1/11319-1/13911-1/13991-1/12241-1/12932-1/19191-1/11994-1/11131-1/11121-1/12142-1/14191-1/19431-1/13192-1/11411-1/13231-1/13443-1/11211 آذربایجان شرقی آذربایجان غربی اردبیل اصفهان ایالم بوشهر تهران چهارمحال و بختیاری خراسان جنوبی خراسان رضوی خراسان شمالی خوزستان زنجان سمنان سیستان و بلوچستان فارس قزوین قم کردستان کرمان

20 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 تغییرات در CO 2 1 /92291 1 /24133 1 /31293 1 /42322 1 /43222 1 /43313 1 /33122 1 /11444 1 /13323 1 /23111 1/21111 TFPC 1 /93919 1 /91431 1 /44112 1 /13412 1 /11932 1 /44933 1 /41314 1 /94312 1 /19111 1 /13922 1 /31231 ETC 1 /41244-1/13211 1 /11312 1 /11123 1 /11221 1 /12113 1 /11233 1 /13243 1 /21131 1 /11131 1/13311 ETEC - 1/42114-1/13111-1/13191-1/44111-1/44111-1/42422-1/11911-1/41994-1/39443-1/41211-1/44332 ETFPC - 1/12111-1/41314-1/11919-1/11121-1/11311-1/11431-1/14239-1/12342 1 /11214-1/11333-1/13213 استانها کرمانشاه کهگیلویه و بویراحمد گلستان گیالن لرستان مازندران مرکزی هرمزگان همدان یزد میانگین زمان در این تحقیق گسسته است بنابراین برای هر استان تغییرات بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید )ETFPC( تغییرات کارایی فنی زیستمحیطی )ETEC( و تغییرات در فناوری زیستمحیطی )ETC( برای هر دو سال محاسبهشده است. بهطور متوسط بیشترین تغییرات (ETFPC( به علت تغییرات در کارایی فنی زیستمحیطی )ETEC( به جای تغییرات در فناوری زیستمحیطی )ETC( بوده است. بر اساس نتایج جدول )3( ETFPC بهطور متوسط 3/22 درصد در طی دوره زمانی 1311-1339 کاهشیافته و این موضوع به علت کاهش شدید در کارایی فنی زیستمحیطی است. انتشار آالینده CO 4 در طول سالهای 1311-1339 بهطور متوسط 21/41 درصد افزایشیافته است بنابراین با افزایش انتشار CO 4 تغییرات بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید کوچکتر از تغییرات بهرهوری کل عوامل )TFPC( شده و بدین معناست که ETFPC اعتبار را از تخریب زیستمحیطی کسر خواهد نمود. بر اساس نتایج بزرگترین ETFPC معادل 1/22 درصد متعلق به استان همدان بوده و به علت کاهش 39/44 درصد در ETEC و افزایش 21/11 درصد در ETC بوده است. نتیجهگیری در این مقاله کارایی فنی زیستمحیطی و انرژی در کشور ایران با استفاده از تابع فاصلهای هذلولی پارامتری که ترین تابع نسبت به دو تابع مطرحشده دیگر بود برآورد شده است. بر اساس نتایج کشور ایران پتانسیل باالیی برای کاهش انتشار آالینده CO 4 و مصرف انرژی و بهطور همزمان افزایش GDP دارد. به طو یر که با افزایش GDP حقیقی بهطور متوسط به میزان 23/11 درصد )1/23192=1-1( و کاهش همزمان انتشار CO 4 به 31/31 درصد )1/3131=1-( بدون 1 منجر به بهبود عملکرد تولیدی کشور و دستیابی به تغییر در نهادهها و با استفاده از فناوری جاری 1. علت بیان»بدون تغییر در نهادهها«این است که پیشبینی کارایی فنی زیستمحیطی بر اساس تابع فاصله هذلولی )ترین( تابع صورت گرفته است. در قسمت برآورد مدل بیان شد که تنها در ستانده مطلوب و نامطلوب تابع فاصله هذلولی عملیات تعدیل سازی صورت میگیرد.

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 22 کارایی میشود. کارایی فنی زیستمحیطی و انرژی در استانها مختلف متفاوت است. برای اکثر استان- های کشور کارایی فنی زیستمحیطی در طول زمان در حال کاهش بوده و روند نزولی داشته است. این در حالی است که برای برخی از استانها نظیر ایالم بوشهر خراسان جنوبی سیستان و بلوچستان کرمان قزوین و مرکزی کارایی فنی زیستمحیطی و انرژی در طول زمان به شکل یا در حال تغییر بوده است در میان استانها تهران دارای کمترین و سیستان و بلوچستان دارای بیشترین ETE هستند. بر اساس تابع فاصلهای هذلولی برآورد شده و تجزیه رشد TFP زیستمحیطی به تغییر در کارایی فنی و فناوری زیستمحیطی نتایج نشان میدهند که بیشترین تغییرات (ETFPC) به علت تغییرات در کارایی فنی زیستمحیطی )ETEC( به جای تغییرات در فناوری زیستمحیطی )ETC( بوده است. برای بهبود بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید میتوان مجموعه سیاستهایی را پیشنهاد نمود که: 1- سبب بهبود کارایی فناوری زیستمحیطی شوند نظیر: - بهبود تکنولوژی و استفاده از فناوریهای جدید که میزان انرژی کمتری مصرف و درنتیجه آلودگی کمتری نیز تولید میکنند. بهبود تکنولوژی باعث میشود در صنایع آلودگی کمتری رخ دهد و این صنایع به نحو کاراتری عمل کرده و با هزینههای کمتری نسبت به دفع آلودگی اقدام کنند. 4- سبب کاهش انتشار آالیندهها شوند نظیر: - افزایش قیمت انرژی خصوصا برای بخشهای )خانگی حملونقل نیروگاهها(. - صرفهجویی در مصرف انرژی از طریق سیاستهای تشویقی برای مصرفکنندگان. - تجهیزات و لوازم مربوط به بخش خانگی و همچنین وسایل حملونقل بایستی به لحاظ مصرف انرژی و انتشار آالیندهها کاراتر شوند.

( ( ( ( ( ( ( ( 20 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 01- زمستان 0037 منابع امیر تیموری سمیه و خلیلیان صادق )1331 رشد بهرهوری کل عوامل تولید در بخشهای مهم اقتصاد ایران طی برنامههای اول دوم و سوم توسعه. اقتصاد کشاورزی و توسعه سال هجدهم شماره 21 پاییز 1331. دریجانی علی شرزهای غالمعلی یزدانی سعید پیکانی غالمرضا و صدراالشرافی سید مهریار )1332 برآورد کارایی زیستمحیطی با استفاده از تحلیل مرزی تصادفی: مطالعه موردی کشتارگاههای دام استان تهران اقتصاد کشاورزی و توسعه سال سیزدهم شماره 113-129. 91: رضائی علی آماده حمید و محمدی تیمور )1311 تحلیل بهرهوری و کارایی زیستمحیطی در کشورهای منتخب واردکننده و صادرکننده منابع انرژی فسیلی: رویکرد تابع فاصلهای جهتدار فصلنامه اقتصاد محیطزیست و انرژی سال اول شماره 13-141. 4: سیفی احمد سلیمیفر مصطفی و فنودی هانیه )1314 اندازهگیری کارایی زیستمحیطی: بررسی موردی نیروگاه- های حرارتی تولید برق در استانهای خراسان جنوبی رضوی و شمالی فصلنامه اقتصاد انرژی ایران سال دوم شماره.12-21 :2 صادقی سید کمال اکبری اکرم و ممیپور سیاب )1311 بررسی رابطه کوزنتسی در کشورهای اسالمی منتخب با تأکید بر کارایی محیطزیست. فصلنامه اقتصاد محیطزیست و انرژی سال اول شماره 142-123. 4: صادقی زینالعابدین گلستانی شهرام پوربافرانی احسان )1314 بررسی اثرات القایی قیمت انرژی بر روی تغییرات فنآوری کارگاههای صنعتی ایران و ارزیابی آثار محیطزیستی فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی در ایران سال دوم شماره 129-113. 9: مهرگان نادر دلیری حسن )1331 کاربرد استتا در آمار و اقتصادسنجی نور علم و دانشکده علوم اقتصادی تهران چاپ اول. میرزایی حمزه )1311 تأثیر مقررات زیستمحیطی بر رشد بهرهوری کل عوامل تولید: مطالعهی موردی مجتمع فوالد مبارکه اصفهان پایاننامه کارشناسی ارشد رشتهی علوم اقتصادی دانشگاه اصفهان. Coelli, T., Perelman, S. (1999); Technical efficiency of European railways: a distance function approach, Applied Economics, 32: 1967-1976. Cuesta, R. A.; Knox Lovell, C. A. and Zofio, J. L. (2009); Environmental efficiency measurement with translog distance functions: A parametric approach, Journal of Ecological Economics, 68: 2232-2242. Diewert, W. E (1976); Exact and superlative index numbers, Journal of Economic, 4: 115-145. Falavigna, G.; Manello, A. and Pavone, S. (2013); Environmental efficiency, productivity and public funds: The case of the Italian agricultural industry, Journal of Agricultural Systems, 121: 73-80. Färe, R.; Grosskopf, S. and Lovell, C. A. K. (1985); The Measurement of Efficiency of Production, Kluwer-Nijhoff Publishing, Boston. Färe, R.; Grosskopf, S.; Norris, M. and Zhang, Z. (1994); Productivity growth, technical progress, and efficiency change in industrialized countries, Journal of American Economic Association, 84: 66-83. Färe, S. and Primont, D. (1995). Multi-Output Production and Duality: Theory and Application. MA: Kluwer Academic Publishers, Boston.

تجزیهی رشد بهرهوری زیستمحیطی عوامل تولید با استفاده از... 27 Kumbhakar, S. (1990); Production frontier, panel data and time-varying technical efficiency, Journal of Econometrics, 46: 201-212. Kuo, H., Chen, H. and Tsou, K. (2014); Analysis of Farming Environmental Efficiency Using a DEA Model with Undesirable Outputs, APCBEE Procedia, 10: 154-158. Orea, L. (2002); Parametric decomposition of a generalized Malmquist productivity index, Journal of Productivity Analysis, 18: 5-22. Tores-Reyna, O. (2007); Panel Data Analysis Fixed and Random Effects using Stata, Princeton university, United States, editing 6. Yu-Ying L.; Eugene, Ch.; Ping-Yu, Ch. and Chi-Chung (2013); Measuring the environmental efficiency of countries: A directional distance function meta frontier approach, Journal of Environmental Management, 119: 134-142. Zhang, Z. and Ye, J. (2015); Decomposition of environmental total factor productivity growth using hyperbolic distance functions: A panel data analysis for China, Journal of Energy Economics 47: 87-97.