بررسی اثرات تکانه‌های اقتصادی بر رشد بهره‌وری انرژی (مطالعه موردی کشورهای صادرکننده نفت ۲۰۰۰-۲۰۱۱)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار دانشگاه الزهرا

2 استادیار دانشگاه آزاد واحد خوزستان

3 کارشناسی ارشد

چکیده

چکیده
 افزایش بهره­وری انرژی به منظور صرفه­جویی در هزینه­های دولت در کشورهای صادرکننده نفت مانند ایران حائز اهمیت فراوان است. بهبود در بهره­وری انرژی تحت تأثیر قیمت انرژی، سرمایه­گذاری و روند ارزش افزوده بخش­های اقتصادی است. در این مقاله شدت و میزان تأثیرگذاری متغیرهای جهت دهنده بر نرخ رشد بهره­وری انرژی در منتخبی از کشورهای عضو اوپک طی سال­های ۲۰۰۰-۲۰۱۱ مورد آزمون قرارگرفته است. متغیر قیمت انرژی، سرمایه­گذاری و ارزش افزوده بر نرخ رشد بهره­وری انرژی دارای اثرگذاری مثبت و معناداری است. تجزیه و تحلیل یافته­های الگو با استفاده از داده­های تلفیقی (panel data) در دوره مذکور مبین تأثیر معنادار متغیرهای فوق بر نرخ رشد بهره­وری انرژی است
 

کلیدواژه‌ها


 

بررسی اثرات تکانه­های اقتصادی بر رشد بهره­وری انرژی

(مطالعه موردی کشورهای صادرکننده نفت ۲۰۰۰-۲۰۱۱)

 

 

مهدی پدرام

تاریخ دریافت: 9/8/1394                                تاریخ پذیرش: 30/9/1394

[1]

مهدی بصیرت[2]

مریم امیری[3]

 

 

چکیده

 افزایش بهره­وری انرژی به منظور صرفه­جویی در هزینه­های دولت در کشورهای صادرکننده نفت مانند ایران حائز اهمیت فراوان است. بهبود در بهره­وری انرژی تحت تأثیر قیمت انرژی، سرمایه­گذاری و روند ارزش افزوده بخش­های اقتصادی است. در این مقاله شدت و میزان تأثیرگذاری متغیرهای جهت دهنده بر نرخ رشد بهره­وری انرژی در منتخبی از کشورهای عضو اوپک طی سال­های ۲۰۰۰-۲۰۱۱ مورد آزمون قرارگرفته است. متغیر قیمت انرژی، سرمایه­گذاری و ارزش افزوده بر نرخ رشد بهره­وری انرژی دارای اثرگذاری مثبت و معناداری است. تجزیه و تحلیل یافته­های الگو با استفاده از داده­های تلفیقی (panel data) در دوره مذکور مبین تأثیر معنادار متغیرهای فوق بر نرخ رشد بهره­وری انرژی است

 

واژه‌های کلیدی: بهره­وری، بهره­وری انرژی، داده­های تابلویی.

طبقه بندی JEL : O31; O41; Q43, E22

 

 

1- مقدمه

امروزه مصرف انرژی به دلیل ایفای نقش در برنامه­ریزی­های اقتصادی و سیاسی دارای جایگاه ویژه­ای در اقتصاد کشورهای وابسته به نفت است. انرژی به عنوان یکی از عوامل مهم پیشرفت اقتصادی جوامع شناخته‌شده و روند و تحول های ساختاری، نوسان های مصرف و تغییرهای قیمتی آن و افزایش بهره­وری آن متأثر از وابستگی­های متقابل میان کشورها است. وضعیت اقتصادی یک کشور نه تنها تحت تأثیر عملکرد سیاست­های اقتصادی آن کشور، بلکه تحت تأثیر عملکرد کشورهای مجاور خود است. این موضوع همگرایی در بهره­وری انرژی را در کانون توجه اقتصاددانان قرار داده است. بررسی همگرایی بهره­وری انرژی، عوامل اثر­گذار بر نرخ رشد آن و کسب منافع بیشتر برای تداوم و بقای کشورهای کمتر توسعه­یافته و در حال توسعه از جمله کشورهای اوپک اهمیت ویژه­ای دارد. در پژوهش حاضر همگرایی بهره­وری انرژی با تاکید بر روش داده­های تابلویی مورد بررسی قرار می­گیرد. پس از مقدمه، مروری بر مبانی نظری و ادبیات موضوع و سپس الگوی پژوهش، تخمین و تحلیل یافته­ها پرداخته می­شود. در بخش پایانی نتایج بررسی­ها ارائه می­شود.

 

۲- پیشینه تحقیق

با وجود اهمیت موضوع بهره­وری انرژی و همگرایی آن، مطالعه های این موضوع در مناطق مختلف جهان محدود است و مبانی نظریه­های همگرایی بهره­وری انرژی، درآمد و رشد اقتصادی در مناطق مشابه یکسان است، ضمن بررسی همگرایی درآمد و همگرایی بهره­وری انرژی در جهان مطالعه های داخلی و خارجی مرور می­شود.

 

۲-۱- مطالعه‌های خارجی

 در مطالعه های خارجی لی و تام [i](۲۰۱۰) با استفاده از داده­های درآمد سرانه واقعی بین سال­های ۱۹۸۲-۲۰۰۶ در چین، هنگ کنگ، و ماکائو دریافتند در بلند­مدت درآمد این کشورها، هیچ گرایشی به دور شدن از متوسط درآمد گروه ندارد و نوعی همگرایی درآمدی بین این کشورها وجود دارد.  لوپز [ii](۲۰۰۸) همگرایی منطقه­ای پانزده کشور اتحادیه اروپا را برای دوره زمانی ۱۹۸۲-۹۹ با استفاده از رگرسیون­های داده­های پانلی با اثرهای ثابت آزمون و نتایج منفی میان سطوح درآمدی و نرخ­های رشد و  همگرایی به دست آورده است. جاریتا [iii](۲۰۰۸) به تحلیل همگرایی درآمدی بین کشورهای منتخب اسلامی با استفاده از داده­های درآمد سرانه واقعی و با کاربرد آزمون­های مانای خطی و غیر­خطی پرداخته است. طبق یافته­های این تحقیق به جزء بورکینوفاسو، چین و بنگلادش در بقیه کشورها فرضیه همگرایی درآمدی رد شده است. همچنین در این تحقیق کشورها به دو دسته تقسیم‌شده‌اند، کشورهایی که دارای رتبه اقتصادی بالایی بوده و در سطح تکنولوژی مناسبی هستند و کشورهایی که از این دو منظر در سطح پایینی قرار دارند. نتایج نشان می­دهد کشورهایی که تکنولوژی و رتبه اقتصادی بالایی داشته، واگرایی درآمدی از خود نشان می­دهند، اما کشورهایی که تکنولوژی و رتبه اقتصادی پایین­تری داشته، فرضیه همگرایی بین آن­ها پذیرفته شده است.

مولدر و گروت [iv](۲۰۰۷) بیان می­کنند که اقتصادها به طور متقابل برهم اثر می­گذارند و از این رو افزایش بهره­وری نه تنها در توسعه یک بخش یا یک کشور موثر می­باشد بلکه در خارج از این بخش یا کشور نیز اثرگذار است. این مقاله با استفاده از روش داده­های تابلویی به بررسی همگرایی بهره­وری انرژی و نیروی کار در سطح بخشی در ۱۴ کشور عضو OECD در دوره زمانی ۱۹۹۷-۱۹۷۰ می‌پردازد. یافته­های تحقیق نشانگر آن است که همگرایی تأییدشده اغلب از نوع شرطی بوده و بهره­وری هر کشور به سمت سطح پایدار بلندمدت خود همگرا می­باشد.

 اسامی میکتا و مولدر[v] (۲۰۰۵) در مقاله خود اشاره می­کند که توسعه اقتصادی و مشکلات زیست‌محیطی پیامد­های جهانی زیادی را منجر شده است. درحالی‌که مصرف انرژی به عنوان یک پیامد برای کشورهای توسعه­یافته محسوب می­شود؛ اما این مهم برای کشورهای در حال توسعه بسیار پر اهمیت­تر می­باشد. در این مقاله به آزمون همگرایی بهره­وری انرژی در ۵۶ کشور، شامل ۳۲ کشور در حال توسعه و ۱۰ بخش صنعتی طی دوره زمانی ۱۹۹۵-۱۹۷۱ پرداخته می­شود. در این تحلیل به محاسبه نرخ رشد متوسط سالیانه بهره­وری انرژی به منظور آزمون الگوهای توسعه و بهره­وری انرژی پرداخته و این پرسش اساسی مطرح می­شود که آیا تفاوت­های بین کشوری در عملکرد بهره­وری انرژی در حال کاهش است یا شکاف بین کشورهای رهبر و پیرو در حال گسترش می­باشد؟ آیا کشورهای غیرکارای انرژی به سوی رهبران خود جهش می­کنند پس اگر چنین است با چه سرعتی و با استفاده از چه ابزارهایی؟ با آزمون همگرایی بهره­وری با استفاده از داده­های پانل تأیید می­شود که رشد بهره­وری انرژی در همه بخش­ها بالا می­باشد، بویژه کشورهایی که در سطح اولیه پایین­تر از سطح بهره­وری انرژی بلندمدت تعادلی قرار دارند. در این­صورت کشورهای پیرو به سوی اقتصادهای پیشرفته جهش می­نمایند. هر چند در زمانی به نظر می­رسد که تفاوت­های بین کشوری در بهره­وری انرژی ماندگار و پایدار باشد. همچنین انتشار تکنولوژی و اثرات سرریز علم و دانش محلی هستند تا جهانی. این  موضوع به بعد فضایی انتشار تکنولوژی در رشد بهره­وری انرژی و نیروی­کار در کشورهای مختلف اشاره دارد. چودری ۱ (۲۰۰۵) در مقاله­ای به بررسی همگرایی درآمد سرانه در ۹ کشور ASEAN طی سال­های ۱۹۶۰-۲۰۰۱ به صورت مقطعی و با روش OLS پرداخته­اند. نتایج تجربی حاکی از عدم وجود همگرایی و افزایش پراکندگی درآمد در این گروه کشورها بوده است. دلایل عدم همگرایی عبارت‌اند از: پایین بودن حجم تجارت درون منطقه، رشد پایین صادرات واردات تجاری، ضعف عملکرد برخی از دولت­ها و همچنین پایین بودن سطح و نرخ رشد درآمد سرانه کشورهای بلندمدت.

 

۲-۲- مطالعه های داخلی

بهبودی (۱۳۹۱) همگرایی بهره­وری انرژی را طی دوره ۱۹۹۳ تا ۲۰۰۸ برای کشورهای عضو OECD بررسی کرده است. او با استفاده از روش اقتصادسنجی فضایی و تبیین الگوی تغییرهای آتی بهره­وری انرژی در کشورهای صادر­کننده دریافت همگرایی بهره­وری انرژی در کشورهای عضو OECD وجود دارد. به طوری که سالانه ۰٫۰۷۵ درصد از شکاف میان وضعیت جاری و سطح پایدار بلندمدت از بین می­رود.

 رنجبر و علمی (۱۳۸۷) در چارچوب مدل سولو- سوان به آزمون فرضیه همگرایی تولید ناخالص سرانه واقعی داخلی بین کشورهای دی­هشت با استفاده ازالگوهای سری زمانی (آزمون ریشه واحد دیکی فولر تعمیم‌یافته) و توزیعی (شاخص‌های تایل و واریانس مقطعی) پرداخته­اند. نتایج الگوی سری زمانی نشان می­دهد تنها کشورهای مالزی و ترکیه توانسته­اند به سمت آمریکا همگرا شوند، از طرفی نتایج روش­های توزیعی حاکی از واگرایی درآمدی به سمت آمریکا (به عنوان کشور رهبر) است.

ابریشمی (۱۳۸۷) همگرایی بهره­وری انرژی را طی دوره ۱۹۸۰ تا ۲۰۰۸ برای کشورهای اسلامی با استفاده از روش اقتصادسنجی فضایی مورد بررسی قرارداد. بر اساس تمام مدل­ها­ی تخمین زده‌شده همگرایی بهره­وری انرژی میان کشور­های منتخب وجود دارد،اما سرعت همگرایی در میان این کشورها نسبت به سرعت همگرایی در میان کشورهای حوزه خلیج‌فارس کمتر است و اثرهای فضایی از لحاظ آماری معنادار نیست.

 

۳- مبانی نظری

از دهه ۱۹۸۰ یکی از مسائل مهم و برجسته ادبیات اقتصاد کلان، مساله همگرایی یا واگرایی اقتصادی بر حسب درآمد سرانه (یا تولید سرانه) بین کشورها و مناطق مختلف جهان بوده است. در سال­های اخیر فرضیه همگرایی بلندمدت درآمد سرانه کشورها به صورت جدی بررسی و در مسیر رشد اقتصادی بلندمدت انواع همگرایی از جمله همگرایی بهره­وری و همگرایی بهره­وری انرژی مورد توجه صاحب­نظران قرار گرفته است. مساله همگرایی از مدل­های رشد نئوکلاسیک- مانند مدل­های سولو[vi](۱۹۵۶) و سوان[vii](۱۹۵۶) به دست آمده است که بر پایه فرضیه بازده نهایی نزولی سرمایه تجدید پذیر استوار هستند. (فروغی­پور،۱۳۸۵) این موضوع در مطالعه های تجربی با دو فرضیه همگرایی بتا (β) و فرضیه همگرایی سیگما (σ) مورد آزمون قرار می­گیرند.

باید گفت که فرضیه همگرایی بر پایه دو نظریه مختلف استوار است که هر دو پیش­بینی می­کنند، درآمد و بهره­وری در کشورهای به نسبت فقیرتر رشد سریع‌تری دارد. بر طبق نظریه نخست، تقلید و تطبیق فناوری کشورهای پیشرفته از سوی کشورهای به نسبت فقیر، آسان‌تر از خلق فناوری جدید از طریق نوآوری برای کشورهای پیشرفته است.

امروزه دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی از طریق افزایش بهره­وری از مهم­ترین اهداف اقتصادی هر کشور به شمار می­رود، به طوری که درصدی از تحقق رشد اقتصادی را منوط بر افزایش سطح بهره­وری در هر کشور می­دانند. بررسی سهم رشد بهره­وری در رشد اقتصادی کشورهای توسعه­یافته یا در حال گذار بیانگر این واقعیت است که در دو دهه گذشته در این کشورها سعی شده سهم عمده­ای از رشد اقتصادی از طریق رشد شاخص­های بهره­وری تأمین شود. براین­اساس در صورتی که کشورهای در حال توسعه از جمله ایران بخواهند سطح توسعه­یافتگی خود را به سطح کشورهای فوق برسانند، چاره­ای جزء ارتقاء بهره­وری ندارند.

با پیشرفت تکنولوژی و گسترش ماشین­آلات حامل­های انرژی در بخش صنعت و برای ارائه خدمات در بخش­های مختلف اقتصادی نقش خود را به عنوان عاملی مکمل در تولید کالاها و خدمات نشان داده­اند. در عصر حاضر، حامل­های انرژی به عنوان یک عامل مهم در تولید مطرح و عدم وجود آن باعث ناکارآمدی اقتصاد خواهد شد.

 

۴- کشورهای صادرکننده نفت (اوپک)

به منظور بررسی همگرایی بهره­وری انرژی کشورها ۱۱ کشور مورد نظر اوپک عبارت‌اند از: ایران، قطر، کویت، ونزوئلا، الجزایر، اکوادور، آنگولا، لیبی، اندونزی، امارات متحده عربی، عربستان سعودی. اقتصاد این کشورها در طی دهه­های گذشته با نوسان در رشد اقتصادی خود همراه بوده­اند. گردش مالی و اقتصادی همه کشورهای مورد بررسی بر پایه درآمدهای صادراتی نفت استواراست و بخش اعظمی از کل بودجه دولت از ناحیه دریافتی­های صادرات می­باشد. همچنین این کشورها به لحاظ بهره­وری انرژی در بین کشورهای جهان و حتی کشورهای آسیایی از جایگاه مناسبی برخوردار نیستند. از دلایل آن می­توان به عدم مطالعه و بررسی بهر­وری انرژی، عدم توجیه فنی، مالی و اقتصادی در واحدهای مختلف اقتصادی، اتکای ساختار اقتصاد این کشورها به درآمدهای نفتی اشاره کرد. همه این موارد ضرورت توجه به مقوله بهره­وری و شناسایی عوامل موثر در ارتقای آن ­را در این کشوها دو چندان می­کند. همچنین طی سال­­های اخیر مصرف انرژی در این کشورها در حال افزایش بوده است.

 

۵- چارچوب مدل

روش تخمین مدل هماهنگ با مطالعه های بهبودی (۱۳۹۱) و ابریشمی (۱۳۸۶) است. با توجه به نوع داده­ها و روش تجزیه و تحلیل آماری موجود، از تکنیک های اقتصادسنجی در برآورد پارامتر­های الگو و بررسی آزمون فرضیه­ها استفاده شده است، زیرا ارزش کمی متغیرهای مستقل و وابسته از یک سو، مربوط به زیرگروه­های مختلف کشورهای عضو اوپک بوده و از سوی دیگر، دوره زمانی (۲۰۱۱-۲۰۰۰) را در بر می­گیرد. در چنین حالتی برای حصول نتایج منطقی، از روش داده­های تابلویی استفاده می­شود. در اقتصادسنجی پایه، استفاده از روش سری زمانی و روش برش مقطعی، متغیرها و ارتباط آن‌ها به ترتیب در میان مقاطع (کشور، شرکت یا افراد) و یا در طول زمان بررسی می­شود؛ اما در مدل­های داده­های ترکیبی یا تابلویی، ارزش متغیرها هم در مقاطع جامعه آماری و هم در طول زمان اندازه‌گیری می­شود. مزیت استفاده از روش پانل افزایش قدرت آماری ضرایب در مقایسه با تجزیه و تحلیل مجزای داده­های آماری به صورت سری­های زمانی یا مقطعی است. در این روش با در نظر گرفتن تغییر متغیرها در هر مقطع و در هر زمان به صورت مشترک، از تمامی داده­های در دسترس استفاده می­شود و بنابراین خطای مشاهدهای کمتر می­شود. هر چند در تجزیه و تحلیل داده­های مقطعی دامنه آمار گسترده است، اما در روش بررسی داده­های ترکیبی از اطلاعات به مراتب بیشتری استفاده می­شود. بنابراین با افزایش دامنه آمار و اطلاعات، درجه آزادی افزایش می­یابد و برآورد­ها به مراتب کاراتر خواهد بود اما با استفاده از روش‌هایی مانند مدل اثر ثابت، مدل اثر تصادفی و مدل رگرسیون­های به ظاهر نامرتبط (SUR) در تخمین داده­های ترکیبی سری زمانی- مقطعی، مشکل عدم کارایی و ناسازگاری تخمین وجود نخواهد داشت. اگر کل داده­ها با یکدیگر ترکیب و با روش حداقل مربعات معمولی (OLS) تخمین زده شود، مدل داده­های یکپارچه شده به دست می­آید. به عبارتی دیگر، در بررسی داده­های مقطعی و سری­های زمانی، اگر ضرایب اثر مقطعی و اثر زمانی معنی­دار نشود، می­توان تمامی داده­ها را با یکدیگر ترکیب کرده، به وسیله یک رگرسیون حداقل مربعات معمولی تخمین بزنیم. از آنجا که در اکثر داده­های ترکیبی، اغلب ضرایب مقطع­ها یا سری­های زمانی معنی­دار است، این مدل که به مدل رگرسیون ترکیب‌شده معروف است کمتر مورد استفاده قرار گرفته است.

 

(1)     Y=  F (EP, ID , VALUE)                                                                        

 

در این رابطه (Y) مبین بهره­وری انرژی، (Ep) شاخص قیمت انرژی، ((IDنسبت سرمایه­گذاری خالص هر کشور از تولید ناخالص داخلی حقیقی و (VALUE) سهم ارزش افزوده می­باشد. ([viii]WDI، [ix]  (ASB

با تفاضل­گیری از این رابطه خواهیم داشت:

 

(2)                                                VALUE)­ΔIN,­ΔEP, ­ΔY = F(Δ

 

حال اگر معادله فوق را بر Y تقسیم کنیم می‌توانیم اثرات ناشی از تغییرات شاخص قیمت انرژی، نسبت سرمایه‌گذاری خالص و سهم ارزش افزوده را بر بهره­وری انرژی بررسی کنیم.

(3)                          ΔY/Y F (ΔEP/Y , ΔIN/Y, ΔVALUE/Y)

 

بنابراین رابطه نهایی جهت بررسی اثرهای ناشی از تغییر شاخص قیمت انرژی، سرمایه­گذاری خالص و سهم ارزش افزوده بر رشد بهره­وری انرژی به صورت زیر خواهد بود:

 

   ΔY/Y = β0+β1 ΔEP/Y+β2 ΔIN/Y+β3 ΔVALUE/Y       (4)          

 

نتایج به دست آمده از فرم تبعی رابطه (۴) در مطالعه های مختلف در کشورهای نفتی و غیر نفتی از نظر آماری معنادار نبوده و علایمی مطابق انتظارات تئوریک می­باشد. بنابراین به دنبال عدم نتیجه­گیری مطلوب از فرم تبعی (۴( و برای دستیابی به نتایج بهتر در انجام این پژوهش از فرم تبعی دیگری می­توان استفاده کرد که عبارت‌اند از:

 

(5)                Ln =  +  + β2 LNIN +β3 LNVALUE

 

که در آنLN(Y) لگاریتم نرخ رشد بهره وری انرژی ،LNEP لگاریتم شاخص قیمت انرژی، LNINلگاریتم نسبت سرمایه­گذاری خالص هر کشور از تولید ناخالص داخلی حقیقی،  LNVALUE لگاریتم سهم ارزش افزوده (GDP هر کشور از مجموع  GDP ۱۱ کشور عضو اوپک).

 

۵- تخمین مدل

قبل از برآورد مدل لازم است مانایی متغیرها مورد بررسی و پس از اطمینان از مانایی به برآورد مدل بپردازیم. مشکل مانایی در مدل هایی که به صورت پانل هستند اغلب وجود ندارد، لیکن در اینجا ابتدا به بررسی مانایی متغییرهای مدل می‌پردازیم.

 

۵-۱-آزمون ریشه واحد پانل برای مانایی متغیرها

 

جدول (۱): نتایج آزمون پایایی متغیرهاباعرض ازمبدأوروی سطح

PP - Fisher Chi-square

ADF - Fisher Chi-  square

Im, Pesaran and Shin W-stat

Levin, Lin &Chut

متغیر

3.46545

(1.0000)

3.68097

(1.0000)

3.86829

(0.9999)

1.33565

(0.9092)

LOG(PRO)

1.23522

(1.0000)

2.25259

(1.0000)

4.06729

(1.0000)

1.31780

(0.9062)

LOG(EP)

41.4618

(0.0073)

35.4800

(0.0345)

-1.32645

(0.0923)

-3.36967

(0.0004)

LOG(IN)

16.5187

(0.7893)

12.7628

(0.9396)

3.48736

(0.9998)

1.86738

(0.9691)

LOG(VALUE)

منبع: محاسبات تحقیق

 

جدول (۲): نتایج آزمون پایایی متغیرها با عرض از مبدأ و دیفرانسیل مرتبه اول

PP - Fisher Chi-square

ADF - Fisher Chi-square

Im, Pesaran and Shin W-stat

Levin, Lin &Chut

متغیر

85.3640

(0.0000)

63.7767

(0.0000)

4.66629-

(0.0000)

7.34274-

(0.0000)

DLOG(PRO)

113.078

(0.0000)

72.8130

(0.0000)

-6.15504

(0.0000)

9.14220           (0.0000)

DLOG(EP)

38.4232

(0.0164)

29.7339

(0.1251)

-1.37876

(0.084)

3.60705

(0.0002)      -

DLOG(VALUE)

منبع: محاسبات تحقیق

 

بر اساس نتایج آزمون پایایی، متغیر سرمایه­گذاری خالص در حالت وجود عرض از مبدأ در سطح اطمینان ۹۹ درصد در آزمون­های فیشر، لوین لین، چو و پسران در سطح مانا است. متغیر­های نرخ رشد بهره­وری انرژی، شاخص قیمت انرژی و سهم ارزش افزوده در حالت وجود عرض از مبدأ در آزمون­های فیشر، لوین لین، چو و پسران با یک‌بار تفاضل گیری مانا می­شوند. همچنین نتایج آزمون پایایی متغیرها با وجود عرض از مبدأ و روند نشان می­دهد که کلیه متغیرهای مدل در سطح اطمینان ۹۹ درصد در آزمون­های فیشر، لوین لین، پسران و چو در سطح مانا شده­اند. با توجه به وجود اختلاف در نتایج آزمون پایایی باید از آزمون تصحیح خطا در دو حالت با عرض از مبدأ و عرض از مبدأ و روند استفاده نمود تا از نبود رگرسیون کاذب اطمینان حاصل کرد. در آزمون تصحیح خطا ۷ گزاره وجود دارد که ۳ گزاره آن میانی بعدی و ۴ گزاره درونی بعدی هستند، هر گاه یکی از گزاره­های درونی و میانی پایین­تر از ۵ درصد باشد فرضیه­ی صفر مبتنی بر نبود رگرسیون کاذب تأیید می­شود. بر اساس نتایج موجود در جدول (۳) نتیجه می­گیریم مدل پیشنهادی فاقد رگرسیون کاذب است.

 

جدول:(۳) نتایج حاصل از آزمون تصحیح خطا

Alternative hypothesis: common AR coefs. (within-dimension)

آماره آزمون

احتمال

 

-0.659817

0.7453

Panel v-Statistic

1.923113

0.9728

Panel rho-Statistic

-0.172848

0.4314

Panel PP-Statistic

-2.855699

0.0021

Panel ADF-Statistic

Alternative hypothesis: individual AR coefs. (between-dimension)

Statistic

Prob

 

3.160547

0.9992

Group rho-Statistic

-2.35 9284

0.0092

Group PP-Statistic

-1.074786

0.1412

Group ADF-Statistic

 

Alternative hypothesis: common AR coefs. (within-dimension)

Statistic

Prob

 

1.100235

0.1356

Panel v-Statistic

2.778305

0.9973

Panel rho-Statistic

-3.079781

0.0010

Panel PP-Statistic

-0.606619

0.2721

Panel ADF-Statistic

Alternative hypothesis: individual AR coefs. (between-dimension)

Statistic

Prob

 

3.973935

1.0000

Group rho-Statistic

-8.912523

0.0000

Group PP-Statistic

-1.485212

0.0687

Group ADF-Statistic

 

 

۵-۲-آزمون چاو یا F

آزمون چاو برای به‌کارگیری مدل تلفیق‌شده در برابر مدل اثرات ثابت انجام می‌شود.

 

 

جدول (۴)- آزمون چاو یا F

احتمال

آماره محاسباتی

اثر آزمون چاو

0.0000

778.634132

مقطع عرضی F

منبع: محاسبات تحقیق

 

از آنجایی که آماره F در سطح احتمال بیش از ۹۹ درصد از لحاظ آماری معنا­دار است، فرضیه H0رد می‌شود. بنابراین برای برآورد مدل باید از داده‌های تابلویی استفاده نمود . در این‌گونه داده­ها باید عرض از مبدأ­های مختلفی را در برآورد لحاظ نمود (زراء نژاد و انواری، ۱۳۸۴).

 

۵-۳-آزمون هاسمن

 

جدول(۵) - آزمون هاسمن

احتمال

آماره کای- دو

0.0000

101.009544

منبع: محاسبات تحقیق

 

نتایج نشان می‌دهد که فرضیه H0 مبنی بر تصادفی بودن مدل، در سطح اطمینان ۹۹ درصد رد می­شود. پس در نتیجه بهترین نوع برآورد، روش اثرات ثابت است. با توجه به این که مدل اثرهای ثابت به عنوان بهترین مدل انتخاب شده است بنابراین تفاوت کشورها به وسیله عرض از مبدأهای به دست آمده نشان داده می­شود.(اشرف زاده و مهرگان،۱۳۸۷)

 

 

۵-۴- برآورد مدل

طبق برآوردهای جدول (۶) شاخص قیمت انرژی و سهم ارزش افزوده دارای اثر مثبت و معناداری بر نرخ رشد بهره­وری انرژی هستند، متغیر سرمایه­گذاری خالص دارای اثر منفی می­باشد، همچنین متغیر سهم ارزش افزوده دارای بیشترین اثر بر نرخ رشد بهره­وری انرژی است.

 

جدول (۶)- پارامترهای برآوردی عوامل موثر بر نرخ رشد بهره­وری انرژی

معناداری

آماره t

ضریب

متغیر

0.0000

60.60596

0.210111

LOG(EP)

0.0000

-32.04380

-0.123728

LOG(IN)

0.0000

175.6323

1.374037

LOG(VALUE)

.000000

13997.35

آمارهF

R= 0.999793

R2= 0.999770

DW= 2.165206

           

منبع: محاسبات تحقیق

 

۵-۵-آزمون هم خطی

برای حصول اطمینان از عدم وجود هم خطی بین متغیرها آزمون زیر را انجام دادیم.

 

 

جدول (۷)- نتایج برآورد آزمون هم خطی

LEP

LIN

LPRO

LVGDP

 

0.077673

-0.743830

0.222446

1.000000

LVGDP

0.271725

0.185954

1.000000

0.222446

LPRO

0.017489

1.000000

0.185954

-0.743830

LIN

1.000000

0.17489

0.271725

0.077673

LEP

منبع: محاسبات تحقیق

 

با توجه به نتایج آزمون، تمامی اعداد به جز قطر اصلی کمتر از ۰٫۸۵ می­باشند و شرط لازم برقرار است (اگر حداقل یک آماره بین مقدار ۰٫۸۵ تا ۰٫۹۵ باشد هم خطی ناقص و چنانچه حداقل یک آماره بین ۰٫۹۵ تا ۰٫۹۹ باشد هم خطی کامل وجود دارد.) بنابراین هم خطی بین متغیرهای مدل وجود ندارد.

 

۵-۶- تصریح الگو به روش خودبازگشت برداری پانل

در این مطالعه به بررسی اثرهای ناشی از تکانه­های، شاخص قیمتی انرژی، سرمایه­گذاری خالص و سهم ارزش افزوده  بر نرخ رشدبهره­وری انرژی در کشورهای عضو اوپک  از روش خود بازگشت برداری پانل[x] می­پردازیم.

صورت کلی معادله درحالت دو متغیره به صورت زیر است:

 

 

(6)

 

 

 

 

معادله (۱) یک مدل استاندارد  panel var است.با توجه به مبانی نظری و با در نظر گرفتن مطالعه های تجربی مطرح شده در خصوص رشد اقتصادی و عوامل موثر بر آن الگوی تجربی تحقیق به صورت زیرمعرفی می­شود:

 

 

 

 

                   (7)

 

 

 

که متغیرهای مورد استفاده در معادلات به صورت زیر معرفی گردیده اند:

:ly لگاریتم نرخ رشدبهره­وری انرژی                                         

lep : لگاریتم شاخص قیمت انرژی                                                           

lin: لگاریتم نسبت سرمایه­گذاری

lvalue:لگاریتم ارزش افزوده

 

۵-۷- تحلیل توابع عکس العمل آنی

در این بخش با استفاده از مدل خود بازگشت برداری پانل و تکیه بر اثرات  ثابت[xi] به برآورد مدل ضرایب پرداخته می­شود. توابع عکس العمل آنی به صورت زیر به دست آمده  است.

 

تحلیل توابع عکس العمل آن:

از توابع عکس‌العمل آنی این نتیجه به دست می­آید که واکنش PRO به  EP با نوسان همراه است؛ زیرا زمانی که در کوتاه مدت یک شوک قیمتی ایجاد شود، هم تولیدکنندگان و هم مصرف­کنندگان در کوتاه مدت قادر به تعدیل خود با وضعیت جدید نیستند. با توجه به انتظارهای عقلایی، اثر شوک قیمت یک حالت نوسانی بر نرخ رشد بهره­وری انرژی دارد.

واکنش PRO به IN همانند وضعیت بلندمدت منفی است؛ زیرا با افزایش در سرمایه‌گذاری، مصرف در سطح جامعه افزایش پیدا می­کند و با ثابت ماندن سطح تولید ناخالص داخلی، منجر به کاهش نرخ رشد  بهره­وری انرژی می­گردد.

برآورد می­شود که واکنش PRO به VGDP همانند وضعیت بلندمدت مثبت است زیرا زمانی که در کوتاه مدت یک شوک افزایشی در مقدار سهم ارزش افزوده ایجاد می­شود، در واقع افزایش در سطح تولید ناخالص داخلی بوده که منجر به افزایش در سطح بهره­وری انرژی  می­شود.

 

   
 

نمودار)۱ ( توابع عکس العمل آنی

منبع:محاسبات تحقیق با استفاده ازنرم افزارEviews6

 

۵-۸-تحلیل تجزیه واریانس

روش تجزیه واریانس، خطای پیش­بینی قدرت نسبی زنجیره علیت گرنجر یا درجه برونزایی متغیر در ماورای نمونه را اندازه­گیری می­کند. منظور از محاسبه تجزیه واریانس این است که مشخص شود به طور نسبی میزان سهم و اهمیت یک تکانه ناشی از متغیر، در تغییرهای خودش به تغییر سایر متغیرها چقدر است.

با توجه به نتایج تجزیه ‌واریانس بیشترین سهم از تکانه ناشی از LPROرا خودش به میزان ۴/۹۹ درصد و بعد از آن متغیر LEP به میزان ۰٫۵۶ درصد تشکیل می‌دهد که نشان­دهنده اثر­گذاری مثبت، قوی و محسوس است و این مقدار در ۵ سال دوم روند افزایشی داشته است. همچنین اثرهای ناشی از تکانه­های مربوط به سرمایه­گذاری خالص و سهم ارزش افزوده مانند الگوی قبل، ولی با اثر کمتر است و در دور دوم روند افزایشی دارند. ولی سهم و اهمیت LPRO ناشی از خودش در ۵ سال دوم روند کاهشی داشته است.

 

جدول (۸) تجزیه واریانس متغیر PRO

احتمال

linlv  gdp

lep

lpro

دوره

متغیر

0.0009

0.016

.0.56

99.41

5

lpro

0.004

.072

2.35

57.79

10

lpro

منبع:محاسبات تحقیق

۶- نتیجه‌گیری

 بر اساس آماره آزمون و ضریب برآورد شده برای متغیر قیمت انرژی یک درصد تغییر در قیمت انرژی نرخ رشد بهره­وری انرژی را به میزان ۰٫۲۱ درصد با فرض ثبات سایر شرایط تغییر می­دهد. این نتایج حاکی از آن است شاخص قیمت انرژی اثر مثبت بر نرخ رشد بهره­وری انرژی کشورهای عضو اوپک دارد. همچنین ۱ درصد تغییر در سرمایه­گذاری خالص باعث کاهش ۰٫۱۲ درصدی در نرخ رشد بهره­وری انرژی در کشورهای عضو اوپک شده است. نسبت سرمایه­گذاری (خالص به تولید ناخالص داخلی) رابطه منفی و معناداری با نرخ رشد بهره­وری انرژی دارد. به این ترتیب فرضیه دوم این پژوهش مبنی بر رابطه مثبت بین دو متغیر سرمایه­گذاری خالص و رشد بهره­وری انرژی پذیرفته نمی­­شود.

بر اساس نتایج حاصل از مدل یک درصد تغییر در سهم ارزش افزوده منجر به ۱٫۳۷ درصد تغییر در نرخ رشد بهره­وری انرژی کلیه کشورهای اوپک می­شود. به این ترتیب فرضیه سوم مطرح‌شده مبنی بر رابطه مثبت بین سهم ارزش افزوده و رشد بهره­وری انرژی تأیید می­شود.

در بررسی اقتصاد ایران در زمینه منابع انرژی مشاهده می­شود که انرژی به اندازه کافی و ارزان وجود دارد ولی تخصیص آن به صورتی نبوده که فرآیند توسعه را بهبود ببخشد. از مهمترین دلایل آن در ایران می­توان به تفکر حاکم بر سیستم­های مدیریتی، اتکای ساختار اقتصاد به نفت، به ثمر نرسیدن پروژه­های عمرانی و طولانی شدن زمان اجرای آن­ها، عدم مطالعه و بررسی بهره­وری انرژی اشاره کرد.

روند صنعتی شدن در ایران موجب شده که بخش­های مختلف صنعتی و خدماتی به مصرف­کنندگان انرژی به پیوندند. با توجه به رشد جمعیت و افزایش مصرف منابع انرژی در بسیاری از موارد بنگاه­ها و افراد به عنوان مصرف‌کنندگان انرژی تمایلی به حرکت در مسیر بهره­وری انرژی از خود نشان نمی­دهند. از طرفی راهکارهای صرفه­جویی انرژی اغلب هزینه­بر بوده و مستلزم سرمایه­گذاری زیادی می­باشند. طبق یافته­های این پژوهش، اعمال سیاست­های تشویقی از طریق آگاه‌سازی و اطلاع‌رسانی و به‌کارگیری سیاست­های مناسب در زمینه­ی بهبود بهره­وری انرژی از عوامل موثر در افزایش بهره‌وری انرژی در کشورهای صادرکننده نفت است.



1- دانشیار دانشگاه الزهراء تهران، (نویسنده مسئول)

2- مدیرگروه اقتصاد، استادیار دانشگاه آزاداسلامی واحدعلوم و تحقیقات خوزستان

3- کارشناس ارشد توسعه اقتصادی و برنامه‌ریزی دانشگاه آزاد اسلامی ‌واحد علوم و تحقیقات خوزستان amiri.maryamec@gmail.com



[i]. Lee and Tam

[ii]. Lopez

[iii]. Jarita

[iv]. Mulder and Groot

[v]. Asami&Miketa and Mulder

[vi]. solow

[vii]. sowan

[viii]. World Development Indicators

[ix]. Annual Statistical Bulletin

10. Panel Vector Autoregression

11. Fixed effect

 

 

 

فهرست منابع

1)    اشرف زاده، ح؛ مهرگان، ن. ۱۳۸۷. اقتصادسنجی پانل دیتا، موسسه تحقیقات تعاون دانشگاه تهران، چاپ اول.

2)    ابریشمی، ح.۱۳۸۶. بررسی همگرایی بهره­وری انرژی در کشورهای اسلامی. فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی.

3)    بهبودی، د.۱۳۹۱. بررسی همگرایی بهره­وری انرژی در منتخبی از کشورهای عضو OECD با رویکرد اقتصاد­سنجی فضایی.

4)    فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی در ایران،۳. 

5)    رنجبر، ا. علمی، ز.۱۳۸۷. همگرایی در گروه کشورهای D-8. پژوهشنامه اقتصادی ایران. شماره ۳۵.

6)     ASB (2013). Annual Statistical Bulletin.

7)     Miketa, A, Mulder, p. 2005. Energy Productivity across Developed and   Developing Countries in 10 Manufacturing Sectors: Patterns of Growth   Convergence, Energy Economics, no 27,PP.429-4

8)     Mulder, P and Henri LF.2007. Sectorial Energy and Labor Productivity Convergence,

9)     Mulder, p, Groot, L. 2007. Sectorial Energy and labor productivity convergence environmental and resource economics, no.36, pp.85-112.

10)  Lee, J .2009. Trade FDI and Produtivity Convergence: A Dynamic Panel Data Approach in 25 Conuntries, Japan and World Economy, no 21, pp 226-238.

11)  World Bank. (2006). World Development Indicators: CD-Rom, WDI 2006.

 

 

 

یادداشت‌ها