دوره 16، شماره 3 - ( مردادو شهریور 1396 )                   جلد 16 شماره 3 صفحات 81-92 | برگشت به فهرست نسخه ها

XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Ghorashi N, Alavi Rad A. Impact of Banking Development on CO2 Emissions in Iran . TB. 2017; 16 (3) :81-92
URL: http://tbj.ssu.ac.ir/article-1-1483-fa.html
قرشی نغمه، علوی راد عباس. تاثیرتوسعه بانکی بر انتشار CO2 درایران. طلوع بهداشت. 1396; 16 (3) :81-92

URL: http://tbj.ssu.ac.ir/article-1-1483-fa.html


دانشیار دانشگاه آزاد اسلامی ، alavi_rad@abarkouhiau.ac.ir
واژه‌های کلیدی: انتشار CO2، توسعه بانکی، مصرف انرژی، ARDL، DOLS
متن کامل [PDF 204 kb]   (129 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (565 مشاهده)
متن کامل:   (114 مشاهده)
تاثیرتوسعه بانکی بر انتشار CO2 درایران
نویسندگان: نغمه قرشی1، عباس علوی راد2
1.گروه اقتصاد، واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان، ایران
2.نویسنده مسئول: گروه اقتصاد، واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان ، ایران 
تلفن تماس: 09133511972        alavi_rad@abarkouhiau.ac.ir Email:
چکیده
مقدمه: شناسایی تاثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تجارت خارجی بر میزان انتشار  CO2تا کنون هم در بعد داخلی و هم در بعد بین الملل در سطح وسیعی بررسی شده است، هر چند در زمینه چگونگی تاثیرگذاری توسعه مالی و توسعه بانکی بر میزان انتشار CO2 تحقیقات بسیار اندکی بویژه در ایران صورت گرفته است. بنابراین هدف اصلی مقاله کنونی پوشش شکاف تحقیقاتی در این زمینه می باشد.
روش بررسی: مطالعه حاضر یک تحلیل  سری زمانی طی سال های 1390- 1350 می باشد. جهت بررسی وجود یا عدم وجود رابطه بلندمدت همجمعی میان میزان انتشار  CO2و شاخص های توسعه بانکی در ایران، ضرایب بلند مدت با بهره گیری از روش های خود بازگشتی با وقفه های توزیعی(ARDL) و حداقل مربعات پویا (DOLS ) برآورد گردید. همچنین جهت اجرای آزمون های اقتصاد سنجی از نرم افزارهای Microfit(5.0) و Eviews(9.0) استفاده شد.
یافته ها: نتایج نشان داد نسبت مانده تسهیلات سیستم بانکی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی(شاخص توسعه بانکی) موجب کاهش انتشار CO2 در ایران می گردد. همچنین نتایج منطبق بر تئوری ها و بسیاری از مطالعات تجربی نشان داد تاثیر مصرف انرژی بر انتشار CO2در بلند مدت مثبت و معنادار است.
نتیجه گیری: دولت می تواند با سیاست گذاری منسجم روی پرداخت تسهیلات سیستم بانکی به شرکت ها، کیفیت محیط زیست را ارتقاء دهد. زیرا در این چارچوب شرکت ها برای دریافت تسهیلات از سیستم بانکی ملزم به اجرای برنامه های مدون برای کاهش پیامدهای منفی مصرف انرژی شده و این در بلند مدت منجر به انتشار  CO2 کمتر می شود.
 
واژه های کلیدی: انتشار CO2 ، توسعه بانکی، مصرف انرژی، ARDL، DOLS
 
مقدمه
آلودگی رو به رشد هوا و تاثیرات زیان بار آن بر سلامتی بشر یکی از چالش های مهم زیست محیطی در چند دهه گذشته بوده است (1) .هرچند مکانیسم های اثرات آلودگی هوا برسلامتی انسان پیچیده است و به درستی درک نشده اند(2)، اما مطالعات اپیدمیولوژیک نشان داده که ارتباط منسجمی بین آلودگی هوا با علایم تنفسی، کاهش عملکرد ریه، برونشیت مزمن و مرگ و میر وجود دارد(3).
افزایش میزان غلظت دی‌اکسیدکربن یکی از شناخته شده ترین خطرات محیط زیستی می باشد. در مقیاس جهانی، میزان غلظت دی‌اکسیدکربن) (CO2 در جو از زمان انقلاب صنعتی تاکنون بیش از 25 درصد افزایش یافته است(1). افزایش غلظت دی اکسید کربن مانند سایر آلاینده ها اثرات فاجعه باری بر سلامت انسان ها داشته است، زیرا دی اکسید کربن یک ماده استنشاقی و بالقوه سمی می باشد و در صورتی که غلظت آن در هوای تنفسی افزایش پیدا کند موجب کاهش PH خون به کمتر از 35/7 می شود( 5 ، 4)  و هرچه که غلظت دی اکسید کربن استنشاقی افزایش یابد علائم بالینی نیز شدیدتر می شود، مانند سردرد ، افزایش فشار خون، کما و مرگ(5). مطالعات زیادی وجود ارتباط بین مرگ و میر و آلودگی هوا را نشان می دهند. تحقیقات در اتریش، فرانسه و سوئیس نشان دهنده این مهم است که بیش از 6  درصد از مرگ ها ناشی از آلاینده های هوا می باشد(6). ویلسون و همکاران نیز نشان دادند بین غلظت آلاینده های هوا و افزایش مراجعین به بیمارستان در کشور آمریکا ارتباط معنی داری وجود دارد(7).
اما علت اصلی افزایش آلودگی هوا و بخصوص انتشار گاز دی اکسید کربن چیست؟ تحقیقات فراوانی وجود دارد که در آن با توجه به منحنی زیست محیطی کوزنتس ، رابطه بین رشد اقتصادی و بحران زیست محیطی مورد توجه قرار گرفته است. گراسمن و کروگر نشان می دهند که توسعه اقتصادی در مراحل اولیه باعث افزایش آلایندگی ها و بحران زیست محیطی می شود، لکن پس از گذشتن از یک سطح خاص از توسعه اقتصادی این آلایندگی کاهش می یابد، زیرا که در مراحل اولیه رشد اقتصادی، به دلیل پایین بودن آگاهی ها نسبت به مشکلات زیست محیطی، توجه به محیط زیست اهمیت چندانی ندارد. ولی در مراحل بالاتری از رشد ایجاد تغییرات ساختاری ، افزایش آگاهی های زیست محیطی، اجرای قوانین زیست محیطی و تلاش برای ایجاد دستیابی به تکنولوژی های برتر ، به کاهش تدریجی تخریب محیط زیست منجر شده و  بهبود کیفیت محیط زیست آغاز می شود(8).
اما تاثیر فعالیت های اقتصادی بر روی نشر آلاینده ها در یک محیط دو متغیره هنوز مبهم است و به نظر می رسد معرفی چند متغیر دیگر می تواند کمک کند تا پیچیدگی روابط موجود بین رشد اقتصادی و محیط زیست مشخص شود. دخیل دانستن مصرف انرژی در آلودگی محیط زیست به عنوان یکی از عوامل اصلی، امروزه یک امر عادی است(9). در سال های اخیر رابطه بین مصرف انرژی بخصوص انرژی های فسیلی و انتشار co2 به دلیل افزایش آگاهی از انتشار گازهای گلخانه ای اهمیت زیادی پیدا کرده است(13-10). لذا انرژی یک مساله مهم در انتشار co2 می باشد.
اسبیا و همکاران نشان می دهد که رشد اقتصادی و مصرف انرژی با کیفیت زیست محیطی دارای یک رابطه منفی هستند(14). رابطه مثبت بین متغیرهای مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار co2 در ایران در مطالعه بهبودی و همکاران نشان داده شده است(15). صادقی و ابراهیمی نیز بیان می کنند که در بلند مدت تولید ناخالص داخلی، مصرف انرژی و آزادسازی تجاری تاثیر معنی داری بر انتشار دی اکسید کربن دارند(16).
از سوی دیگر بخش مالی نیز می تواند نشر co2 را تحت تاثیر قرار دهد(17). شهباز و همکاران بیان داشته اند که افزایش رشد اقتصادی و مصرف انرژی باعث افزایش انتشار co2 می شود و توسعه مالی، سرمایه گذاران را ترغیب می کند تا از تکنولوژی های سازگار با محیط زیست استفاده نمایند و سطح co2 را کاهش دهند. آنها همچنین اظهار می دارند که درجه باز بودن تجارت به شرط استفاده از تکنولوژی جدید، از طریق کاهش رشد آلاینده ها، کیفیت محیط زیست را بهبود می بخشد(18). کلاسنز و فیجن(19)، هالیکیوگلو(20)، تامازیان و همکاران(21) و تامازیان و رائو(22) نشان می دهند که توسعه بخش مالی منجر به ارائه خدمات مالی بیشتر به برنامه های حفظ محیط زیست و در نهایت کاهش آلایندگی می شود. با این حال همانطور که توسط رجاس، شوارز و ویسبرد بیان شده است نقش بازار سرمایه در کشورهای در حال توسعه چندان قابل توجه نیست . بنابراین بخش سرمایه احتمالا نقش چندانی را در توسعه اقتصادی بازی نمی کند(23)
در ایران برطبق برآوردی که براساس مطالعات صورت گرفته توسط کارشناسان جایکا (گروه مشاوران ژاپنی مجری طرح تحقیقاتی مرتبط با آلودگی هوای تهران) درسال 1379 صورت گرفت، آلودگی هوای تهران سالانه بین هفت تا نه هزار نفر از شهروندان تهران را به کام مرگ می فرستد(24). با وجود تلاش های دولت، آلودگی هوا در کشور ایران در دهه 1370 رو به افزایش نهاد و در سال 1387 به بیشترین میزان خود رسید، به طوری که سرانه نشر co2 از 495/3 تن در سال 1357 به عدد 853/7 تن در سال 1387 رسید که در مقایسه رشد125 درصدی داشته است. این درحالی است که در این بازه زمانی سرانه تولید ناخالص داخلی از 2/2838 دلار (بر پایه سال 2005)در سال 1357 به 7/3086 در سال 1387 افزایش یافت و مصرف سرانه انرژی از 00091/0 هزار تن معادل نفت در سال 1357 به عدد 00281/0 در سال 1387 رسید(25). این امر موجب رسیدن به این باور شده است که فعالیت های اقتصادی و مصرف انرژی از اصلی ترین عوامل آلودگی هوا در ایران می باشند .
صالح و همکاران به بررسی رابطه بین انتشار دی اکسید کربن و میزان تولید ناخالص داخلی واقعی ایران پرداختند و بیان کردند که رشد اقتصادی ایران در حدی نبوده که بتواند بر آلاینده های محیط زیست تاثیری کاهنده داشته باشد(26). همچنین صادقی و ابراهیمی بیان می دارند که توسعه مالی در کوتاه مدت و بلند مدت تاثیر مثبتی بر انتشار دی اکسید کربن در ایران دارد که نشان می دهد توسعه مالی در ایران هنوز منجر به دستیابی به تکنولوژی های دوست دار محیط زیست نشده است(16).
 در سالیان اخیر تلاش های زیادی از سوی محققین داخلی در زمینه عوامل موثر بر انتشار دی اکسید کربن در ایران انجام گرفته است. اما عمده کارها بر چگونگی تاثیرگذاری رشد اقتصادی و انرژی بر انتشار دی اکسید کربن متمرکز بوده است. بطور کلی حجم تحقیقات در زمینه چگونگی تاثیرگذاری توسعه مالی بر انتشار دی اکسید کربن در ایران بسیار اندک است. از سوی دیگر تمرکز بر نحوه تاثیرگذاری شاخص های توسعه بانکداری بر انتشار دی اکسید کربن در ایران از موضوعاتی است که کمتر مورد بررسی قرار گرفته است. بنابراین مقاله پیش رو، با در نظر گرفتن شاخص های توسعه بانکداری در سیستم مالی سعی دارد این شکاف تحقیقاتی را پوشش دهد.
روش بررسی
موضوع این مقاله تعیین تاثیر توسعه بانکی، مصرف انرژی، رشد اقتصادی وحجم تجارت خارجی بر انتشار CO2 در ایران می باشد. مطالعه از نوع پژوهش های سری زمانی می باشد و بازه زمانی آن بین سال های 1390-1350 است. در مطالعه حاضر، به منظور یک دست بودن اطلاعات و به حداقل رساندن خطا ها کلیه داده ها از بانک جهانی جمع آوری شده است.
 با توجه به پژوهش‌های مختلف و متفاوتی که در زمینه تعیین عوامل موثر بر انتشار  CO2انجام گرفته، مدل پیشنهادی ما براساس مطالعه تجربی شهباز و همکاران می باشد(18). مدل زیر مبتنی بر یک الگوی لگاریتم خطی است که برای تخمین روابط همجمعی بلند مدت مناسب می باشد.
              LnCO2t = α0 + α1Ln Et + α2 Ln Yt + α3 Ln FIt + α4LnTRt + α5LnFt + Ut
که در آن CO2 انتشار سرانه گاز دی اکسید کربن،Yتولید ناخالص داخلی واقعی سرانه، E مصرف انرژی سرانه، FI سرمایه گذاری مستقیم خارجی سرانه، TRحجم تجارت خارجی (مجموع صادرات و واردات) و F نیز در برگیرنده شاخص های سه گانه توسعه سیستم بانکی شامل نسبت مانده تسهیلات سیستم بانکی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی(BC)، نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی(M2) و نسبت شبه پول به تولید ناخالص داخلی (M3) می باشد.
به منظور ورود مرحله ای و سنجش تاثیر شاخص های سه گانه توسعه سیستم بانکی در کنار سایر متغیرهای تاثیرگذار بر انتشار CO2 در ایران از هشت مدل مجزا استفاده می گردد. بطوریکه نسبت مانده تسهیلات سیستم بانکی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی (BC) ، مصرف انرژی سرانه (E) و تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه (Y) به ترتیب در مدل های 1 تا 8 به عنوان متغیرهای اصلی در تمامی مدل ها لحاظ شده اند.
در این مطالعه به منظور بررسی حساسیت مدل های مورد نظر نسبت به روش های تخمین روابط بلندمدت همجمعی، علاوه بر روش ARDL از روش حداقل مربعات معمولی پویا (DOLS) نیز استفاده و نتایج با یکدیگر مقایسه می شوند.
یافته ها
اولین مرحله در آزمون همجمعی، تعیین خصوصیات و ویژگی‌های سری‌های زمانی مدل است. جدول 1 نتایج آزمون ریشه واحد بر روی لگاریتم متغیرهای مدل در سطح و تفاضل مرتبه اول را نشان می دهد. بر اساس جدول1 سری های زمانی CO2 (انتشار سرانه گاز دی اکسید کربن)،Y (تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه)، E (مصرف انرژی سرانه)، BC (مانده تسهیلات سیستم بانکی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی)، و TR (حجم تجارت خارجی، مجموع صادرات و واردات)، بدون تفاضل‌گیری دارای آماره دیکی -  فولر تعمیم یافته کمتر از مقدار بحرانی در سطح 5 درصد هستند، و لذا این متغیرهای مدل درسطح ناپایا می‌باشند. برای تعیین درجه هم انباشتگی متغیرها می‌بایست از متغیرها تفاضل‌گیری نمود و مجدداً آماره دیکی- فولر تعمیم یافته آنها را استخراج نمود. بر این اساس پنج متغیر فوق بعد از یک بار تفاضل‌گیری در سطح 5 درصد پایا می‌شوند و انباشته از درجه یک یا I(1) می‌باشند. از سوی دیگر سری های زمانیFI(سرمایه گذاری مستقیم خارجی سرانه)،M2 (نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی) وM3 (نسبت شبه پول به تولید ناخالص داخلی (در سطح پایا  یا I(0) می باشند . بنابراین با توجه به اینکه متغیرهای مورد بررسی I(0) و I(1) هستند در نتیجه استفاده از روش حداقل مربعات معمولی به احتمال بالا باعث بروز رگرسیون کاذب شده و به ضرایب قابل اعتمادی منتج نمی‌گردد.
در مطالعه کنونی بر اساس حجم مشاهدات و ملاحظه محدویت های آزمون همجمعی جوهانسن در نمونه های کوچک، از آزمون های همجمعی طیف تک معادلات و آزمون کرانه ها استفاده شده است. در این مطالعه معیار استفاده شده برای تعیین وقفه بهینه، معیارآکائیک (AIC) در نظر گرفته شده است. بر اساس معیار آکائیک، تعداد وقفه­های بهینه در این تحقیق 3 وقفه می­باشد.
جدول 2 نتایج آزمون کرانه ها را نشان می دهد. همانطور که ملاحظه می گردد از مقایسه آماره F  محاسباتی مدل های 1 تا 8 در آزمون کرانه ها با کرانه های پائین و بالای جدول ناریان (31) در سطح 5 درصد می توان گفت فرضیه عدم وجود همجمعی برای تمام مدل‌ها به غیر از مدل 4 و 8 رد می شود. بنابراین آزمون کرانه ها وجود رابطه بلندمدت همجمعی میان انتشار سرانه گاز دی اکسید کربن، تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه، مصرف انرژی سرانه، شاخص های توسعه بانکی و نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی را تائید می نماید.
نتایج آزمون های ریشه واحد نشان داد که متغیرهای مدل هم انباشته از درجه صفر یا I(0) و یک یا(1)I می باشند. از سوی دیگر وجود رابطه همجمعی بلندمدت میان متغیرهای در 6 مدل از 8 مدل ارائه شده بر اساس آزمون همجمعی مورد تائید قرار گرفت. اکنون می توان ضرایب بلندمدت رابطه همجمعی مورد نظر را تخمین زد. دو روش مناسب و شناخته شده برای تخمین رابطه بلند مدت همجمعی، تخمین زننده های ARDL وDOLS می باشند. جدول 3 نتایج برآورد 6 مدل مورد نظر را نشان می دهد. بطوریکه متغیرCO2 (انتشار سرانه گاز دی اکسید کربن) به عنوان متغیر وابسته وY (تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه) ، E (مصرف انرژی سرانه)، BC (مانده تسهیلات سیستم بانکی به بخش خصوصی به تولید ناخالص داخلی) به عنوان متغیرهای مستقل در تمامی مدل ها لحاظ شده اند. سایر متغیرها شامل M2 (نسبت حجم نقدینگی به تولید ناخالص داخلی(،  FI (سرمایه گذاری مستقیم خارجی سرانه) و TR(حجم تجارت خارجی، مجموع صادرات و واردات) بصورت مرحله ای جهت تخمین وارد مدل شده اند.
چنانچه نتایج برآوردهای ضرایب بلند مدت مدل نشان می دهد سرانه تولید ناخالص داخلی (LY) و سرانه مصرف انرژی (LE) در کلیه مدلها و با توجه به هردو روش تخمین، تاثیر مثبت و معنی داری بر روی سرانه انتشار گاز دی اکسید کربن  (LC2)دارند. تاثیر مانده تسهیلات اعتباری بانک ها به بخش خصوصی(LBC) بر روی سرانه انتشار  گاز   دی  اکسید   کربن
(LC2) در تمام مدل ها منفی است و در کلیه مدل‌های برآورد شده به غیر از مدل 1 و 2 معنی دار می باشد. ضرایب سرانه سرمایه گذاری مستقیم خارجی (LFI) با هر دو روش تخمین در هر دو مدل بررسی شده ( مدل های 2 و 5 ) معنی دار نیستند. ضرایب نسبت حجم پول به تولید ناخالص داخلی (LM2) با هر دو روش تخمین برآورد در مدل 3 مثبت و معنی دار و در مدل 6 معنی دار نمی باشد. ضرایب حجم تجارت خارجی(LTR) فقط با روش تخمین  DOLSو تنها در مدل 4 و 6 معنی دار و دارای تاثیر منفی بر سرانه انتشار گاز دی اکسید کربن می باشد.
 
جدول 1: آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (ADF) بر روی لگاریتم متغیرهای مدل
متغیر سطح تفاضل مرتبه اول
آماره ADF مقدار بحرانی ADF در سطح 5 درصد وضعیت آماره ADF مقدار بحرانی ADF در سطح 5 درصد وضعیت
LCO 59/1- 2/3- ناپایا 94/4- 949/2- پایا
LY 371/0- 94/2- ناپایا 26/4- 94/2- پایا
LE 722/0- 95/2- ناپایا 27/4- 943/2- پایا
LBC 4/2- 939/2- ناپایا 55/6- 94/2- پایا
LM2 68/3- 53/3- پایا - - -
LM3 99/2- 93/2- پایا - - -
LFI 41/2- 45/3- پایا - - -
LTR 686/0- 93/2- ناپایا 05/4- 949/2- پایا
 
جدول 2: نتایج آزمون وجود رابطه همجمعی
آزمون های تشخیصی فرضیه عدم همجمعی مقادیر کرانه­های بالا و پایین آماره F وقفه بهینه مدل ها
R2 F D.W I(1) I(0)
9521/0 29/12 7/1 رد می شود 12/5 066/4 123/7 3 CO2= F( E, Y, BC)
9521/0 53/99 7/1 رد می شود 667/4 54/3 341/8 3 CO2= F( E, Y, BC, FI)
9514/0 53/121 61/1 رد می شود 667/4 54/3 961/5 3 CO2= F( E, Y, BC, M2)
9695/0 79/82 79/1 رد نمی شود 667/4 54/3 572/2 3 CO2= F( E, Y, BC, M3)
9579/0 8/113 8/1 رد می شود 667/4 54/3 433/6 3 CO2= F( E, Y, BC, TR)
9579/0 316/94 8/1 رد می شود 33/4 19/3 43/5 3 CO2= F( E, Y, BC, FI, TR)
9595/0 327/98 78/1 رد می شود 33/4 19/3 384/4 3 CO2= F( E, Y, BC, M2, TR)
9919/0 178/78 62/1 رد نمی شود 33/4 19/3 812/3 3 CO2= F( E, Y, BC, M3, TR)
 
 
جدول 3: نتایج ضرایب بلند  مدل های تخمین زده شده به روشARDL  و DOLS
متغیر مدل 1 مدل 2 مدل 3 مدل 4 مدل 5 مدل 6
ARDL DOLS ARDL DOLS ARDL DOLS ARDL DOLS ARDL DOLS ARDL DOLS
LE 42/5
(00/0)
24/3
(0071/0)
66/4
(00/0)
11/2
(06/1)
8/9
(00/0)
43/6
(0001/0)
71/7
(00/0)
93/10
(00/0)
72/6
(00/0)
44/13
(00/0)
87/8
(00/0)
001/3
(00/0)
LY 038/2
(05/0)
72/2
(019/0)
8/1
(08/0)
9/1
(08/0)
4/4
(00/0)
6/4
(001/0)
9/1
(66/0)
49/5
(0003/0)
86/1
(072/0)
34/4
(0005/0)
08/2
(04/0)
63/4
(0009/0)
LBC 35/1-
(18/0)
5/0-
(63/0)
17/1-
(25/0)
33/0-
(75/0)
55/3-
(001/0)
113/2-
(06/0)
5/1-
(014/0)
49/5-
(0003/0)
41/1-
(16/0)
3/4-
(0005/0)
07/2-
(047/0)
62/3-
(0047/0)
LFI 17/0
(86/0)
65/0-
(53/0)
72/0
(9/0)
37/0
(71/0)
LM2  
 
11/2
(043/0)
47/2
(03/0)
2/1
(24/0)
22/1
(25/0)
LTR  
 
09/0-
(9/0)
23/3-
(009/0)
08/0-
(9/0)
074/0
(94/0)
2/0-
(8/0)
54/2-
(03/0)
C 25/1-
(22/0)
27/2-
(042/0)
19/1-
(25/0)
65/1-
(13/0)
93/2-
(006/0)
6/4-
(001/0)
8/1-
(07/0)
35/5-
(0003/0)
79/1-
(08/0)
2/4-
(0007/0)
02/2-
(05/0)
46/4-
(0012/0)
 
جدول4: آزمون ثبات ضریب برآوردی هانسن
مدل ها آمارهLc تعداد روندهای تصادفی تعداد روندهای قطعی میزان خطا
مدل 1 0557/0 3 0 < 2/0
مدل 2 0538/0 4 0 > 2/0
مدل 3 0548/0 4 0 > 2/0
مدل 4 0752/0 4 0 > 2/0
مدل 5 133/0 5 0 > 2/0
مدل 6 066/0 5 0 > 2/0
 
 
یکی از آزمون های که در بحث های مربوط به آزمون های همجمعی بویژه همجمعی تک معادلات مطرح است موضوع ثبات یا بی ثباتی ضرایب برآوردی بلندمدت در روابط همجمعی می باشد. پرسشی که در اینجا مطرح می باشد این است که آیا چنانچه به کمک روش های همجمعی ضرایب برای روابط بلند مدت تخمین زده شد آیا این ضرایب در دوره زمانی که مدل برآورد شده است از ثبات کافی برخوردار است یا خیر؟
درجدول 4 نتایج آزمون ثبات ضرایب برآوردی هانسن را نشان می دهد. بر اساس اطلاعات این جدول مدل های تخمین زده شده به روش DOLS از نظر ضرایب برآوردی بلند مدت از ثبات کافی برخوردار است. آمارهLC و میزان خطا (2/0<) و بزرگتر بودن آن از 5 درصد نشان می دهد که ثبات ضرایب برآوردی مورد تأیید می‌باشد. به عبارت دیگر کلیه ضرایب برآوردی در دوره مطالعه بر اساس نتایج این آزمون با ثبات می باشند.
بحث و نتیجه گیری
این مقاله به تاثیر توسعه بانکی، رشد اقتصادی، مصرف انرژی وتجارت خارجی  بر انتشارCO2 طی سال های 1390-1350 در ایران پرداخته است . به طور کلی برآوردها منتهی به نتایج زیر شد:
رشد اقتصادی و مصرف انرژی تاثیر مثبت و معنی داری بر انتشار CO2 در ایران دارند. این نتایج منطبق بر تئوری های موجود و سوا بق تحقیقات تجربی در سطح بین الملل می باشد. به عبارت دیگر رشد انتشار CO2 پیامد رشد مصرف انرژی و رشد اقتصادی در هر کشور می باشد. این نتایج، دستاوردهای تحقیقات مشابه شهباز و همکاران در کشور مالزی را تایید می نماید(18).
بنابراین از آنجایی که رشد اقتصادی از اهداف اجتناب ناپذیر کشور در حوزه مسائل اقتصادی به شمار می آید دولت می تواند با جایگزینی انرژی های پاک در فرآیند  تولید و خدمات در کشور،  تاثیرات منفی مصرف انرژی و رشد اقتصادی بر کیفیت محیط زیست را کاهش دهد. با توجه به ذخایر عظیم گاز در کشور دست یابی به این هدف دور از دسترس نمی باشد. بدیهی است با ارتقاء کیفیت محیط زیست، ضمن افزایش کیفیت زندگی و کاهش مرگ و میر ناشی از آلودگی محیط زیست و کاهش هزینه های بهداشت و درمان در کشور مورد انتظار خواهد بود.
مانده تسهیلات اعتباری سیستم بانکی به بخش خصوصی به عنوان یکی از شاخص های توسعه بانکی تاثیر منفی و معنی داری بر انتشار CO2 در ایران دارد. این دستاورداز نتایج مطالعه شهباز و همکاران در کشور مالزی هماهنگ می باشد(18). این بدان معنی است که توسعه مالی از طریق سیستم بانکی  بویژه با اعطای وام به بخش خصوصی جهت سرمایه گذاری در پروژه های زیست محیطی می تواند نقش مثبت و مهمی در مبارزه با آلودگی محیط زیست به عهده بگیرد. بنابر این دولت می تواند با  اعطای وام از طریق سیستم بانکی جهت تولید و اشتغال، بخش خصوصی را ملزم به کنترل کاهش پیامدهای منفی مصرف انرژی نموده و از این طریق در بلندمدت کیفیت محیط زیست را ارتقاء دهد.
 
تقدیر و تشکر
 بدین وسیله از زحمات و همکاری کلیه کارشناسان خبره و محققینی که در تدوین این مقاله هم فکری و همکاری نموده اند، تشکر و قدردانی می شود.
تضاد منافع
نویسندگان این مقاله اعلام می دارند که هیچ گونه تضاد منافعی وجود ندارد.

 
References
1-Gifford RM. Interaction of Carbon Dioxide with Growth-Limiting Environmental Factors in Vegetation Productivity: Implications for the Global Carbon Cycle.  Advances in Bioclimatology. Springer Berlin Heidelberg. 1992; p: 24-58.
2-KuÈnzli N, Kaiser R, Medina S, Studnicka M, Chanel O, Filliger P, et al. Public-health impact of outdoor and traffic-related air pollution: a European assessment. The Lancet. 2000;356(9232):795-801.
3-Chen L, Mengersen K, Tong S. Spatiotemporal relationship between particle air pollution and respiratory emergency hospital admissions in Brisbane, Australia. Science of the total environment. 2007;373(1):57-67.
4-Nelson L. Carbon dioxide poisoning. Emerg Med. 2000;32(6):1-36.
5-Clancy, L., Goodman, P., Sinclair, H. & Dockery, D. W. Effect of air-pollution control on death rates in Dublin, Ireland: an intervention study, The lancet. 2002;360(9341), 1210-1214.
6-Pluhar ZF, Piko BF, Kovacs S, Uzzoli A. Air pollution is bad for my health: Hungarian children's knowledge of the role of environment in health and disease. Health & place. 2009;15(1):46-239.
7-Wilson AM, Salloway JC, Wake CP, Kelly T. Air pollution and the demand for hospital services: a review. Environment International. 2004;30(8):18-1109.
8-Grossman GM. Innovation and growth in the global economy: MIT press; 1993.
9-Ang JB. CO2 emissions, energy consumption, and output in France. Energy Policy. 2007;35(10):8-4772.
10-Akarca AT, Long TV. Relationship between energy and GNP: a reexamination. J Energy Dev;(United States). 1980;5(2).326-331
11-Sadorsky P. The impact of financial development on energy consumption in emerging economies. Energy Policy. 2010;38(5):2528-2535.
12-Yu ESH, Hwang B-K. The relationship between energy and GNP: further results. Energy Economics. 1984;6(3):90-186.
13-Yu ESH, Jin JC. Cointegration tests of energy consumption, income, and employment. Resources and Energy. 1992;14(3):66-259.
14-Sbia R, Shahbaz M, Hamdi H. A contribution of foreign direct investment, clean energy, trade openness, carbon emissions and economic growth to energy demand in UAE. Economic Modelling. 2014;36:7-191.
15-Behboodi D, Fallahi F, Barghaee Golozari E. The socio-economic factors of CO2 circulation in Iran (1967-2004). Economic Reaserches. 2010;45(1):1-18.[Persian]
16-Sadeghi SK, Ebrahimi S. The effect of financial development GDP and energy usage environment pollution (ARDL study). Energy Economics. 2016;2(7).174-:159[Persian]
17-Jensen AL. Beverton and Holt life history invariants result from optimal trade-off of reproduction and survival. Canadian Journal of Fisheries and Aquatic Sciences. 1996;53(4):2-820.
18-Shahbaz M, Solarin SA, Mahmood H, Arouri M. Does financial development reduce CO2 emissions in Malaysian economy? A time series analysis. Economic Modelling. 2013;35(0):52-145.
19-Claessens S, Feijen E. Financial sector development and the millennium development goals: World Bank Publications; 2007.
20-Halicioglu F. An econometric study of CO2 emissions, energy consumption, income and foreign trade in Turkey. Energy Policy. 2009;37(3):64-1156.
21-Tamazian A, Chousa JP, Vadlamannati KC. Does higher economic and financial development lead to environmental degradation: evidence from BRIC countries. Energy Policy. 2009;37(1):53-246.
22-Tamazian A, Bhaskara Rao B. Do economic, financial and institutional developments matter for environmental degradation? Evidence from transitional economies. Energy Economics. 2010;32(1):45-137.
23-Rojas-Suarez L, Weisbrod SR. Financial fragilities in Latin America: the 1980s and 1990s: International monetary fund; 1995.
24-Dehghani M, Zamanian Z, Azadbakht P, Pakizehkho R, Hashemi H. The Correlation of Shiraz Air Pollutants on the Hospital Admission Due to the Cardiopulmonary Disease in Shiraz Selective Educational Hospitals. Health Reaserches. 2013;9(8). [Persian]
25-World Bank G. World Development Indicators 2013: World Bank Publications; 2013.
26-Saleh E, Shabani Z, Sadat Barikani H, Yazdani S. Study the Casual relation between GDP and volume of greenhouse gases. development and agriculture economics. 2009;7(66). [Persian]
27-Engle RF, Granger CWJ. Co-integration and error correction: representation, estimation, and testing. Econometrica: journal of the Econometric Society. 1987:76-251.
28-Phillips PCB, Perron P. Testing for a unit root in time series regression. Biometrika. 1988;75(2):46-335.
29-Stock JH, Watson MW. A simple estimator of cointegrating vectors in higher order integrated systems. Econometrica: Journal of the Econometric Society. 1993:783-820.
30-Stockman AC. Anticipated inflation and the capital stock in a cash in-advance economy. Journal of Monetary Economics. 1981;8(3):93-387.
31-Narayan PK. The saving and investment nexus for China: evidence from cointegration tests. Applied economics. 2005;37(17):90-1979.
نوع مطالعه: پژوهشي | موضوع مقاله: تخصصي
دریافت: ۱۳۹۵/۱۲/۱۰ | پذیرش: ۱۳۹۶/۲/۶ | انتشار: ۱۳۹۶/۶/۲۶

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
کد امنیتی را در کادر بنویسید

ارسال پیام به نویسنده مسئول


https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/کلیه حقوق این وب سایت متعلق به طلوع بهداشت یزد می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2015 All Rights Reserved | Tolooebehdasht

Designed & Developed by : Yektaweb