اثرات مالی گسترش انرژی های تجدید پذیر بر رشد اقتصادی در ایران

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ابران

2 استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

3 کارشناس ارشد اقتصاد انرژی از دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران.

چکیده

این پژوهش رابطه بین انرژی های تجدید ناپذیر با رشد اقتصادی و پیامدهای مالی آن را در قالب تعهد دولت ها به سیاستهای مطروحه در عرصه بین المللی به بررسی می گذارد.  در الگوی برآوردی این پژوهش در دوره زمانی 1370 تا 1395 بر اساس روش الگوهای خودرگرسیونی با وقفه های تاخیری، ضریب انرژی برق آبی به عنوان شاخصی از انرژی های تجدیدپذیر 0.09 معنادار و مثبت و شدت اثر گذاری بر تولید را بازگو می‌کند. با توجه به شدت انرژی برق آبی میزان اثرگذاری این انوع انرژی در حدود 10 درصد است. مزیت انرژی برق آبی سازگاری آن با محیط زیست است. امروزه در اکثر کشورهای جهان از نظر حجم سرمایه گذاری و گسترش انرژی های پاک، فعالیتی رو به گسترش بوده و بسیاری از اولویت‌های سیاستگذاری به این سمت متمرکز است. حمایت مالی دولت‌ها در گسترش سرمایه گذاری‌های مربوط به این نوع انرژی ها در سازگاری با محیط زیست متغیری اساسی و تعیین کننده در دستیابی به اهداف توسعه است.
 
This paper examines the relationship between renewable energies and economic growth with special pay attention to financial outcomes. This examination has fulfilled based on government obligation and international measures, challenges, necessities in sustainable development process. We introduce an ARDL Model during (1992-2017) (1370-1395 Shamsi Calendare) to estimate hydroelectric power effects on GDP growth in Iran economy. Our findings show that the coffecient 0.09 percent between gdp growth and hydroelectric power in Iran. This coffecient is significant and positive and shows the positivity of renewable energies expantion. With this significant relationship, (about 10 percent) and compatibility with the environment, it is nececities to policymakers  to concentrate on financing projects and investment and protect such kind of energis.The government obligation  to financing these kind of energies that compatable with environment,is strongly important  and contribute in achiving to development goals.
 
Keywords: Economic Growth, renewable energies, financing projects
JEL Classification: C13, O13, O44
 

کلیدواژه‌ها


اثرات مالی گسترش انرژی های تجدید پذیر بر رشد اقتصادی در ایران*

 

 

بیژن باصری

تاریخ دریافت: 22/10/1397            تاریخ پذیرش: 24/12/1397

[1]

ابراهیم عباسی[2]

غفار کیانی[3]

 

چکیده

این پژوهش رابطه بین انرژی های تجدید ناپذیر با رشد اقتصادی و پیامدهای مالی آن را در قالب تعهد دولت ها به سیاستهای مطروحه در عرصه بین المللی به بررسی می گذارد.  در الگوی برآوردی این پژوهش در دوره زمانی 1370 تا 1395 بر اساس روش الگوهای خودرگرسیونی با وقفه های تاخیری، ضریب انرژی برق آبی به عنوان شاخصی از انرژی های تجدیدپذیر 0.09 معنادار و مثبت و شدت اثر گذاری بر تولید را بازگو می‌کند. با توجه به شدت انرژی برق آبی میزان اثرگذاری این انوع انرژی در حدود 10 درصد است. مزیت انرژی برق آبی سازگاری آن با محیط زیست است. امروزه در اکثر کشورهای جهان از نظر حجم سرمایه گذاری و گسترش انرژی های پاک، فعالیتی رو به گسترش بوده و بسیاری از اولویت‌های سیاستگذاری به این سمت متمرکز است. حمایت مالی دولت‌ها در گسترش سرمایه گذاری‌های مربوط به این نوع انرژی ها در سازگاری با محیط زیست متغیری اساسی و تعیین کننده در دستیابی به اهداف توسعه است.

 

واژه‌های کلیدی: رشد اقتصادی،انرژی های تجدید پذیر ،اثرات مالی.

طبقه بندی JEL:O13, O44  

1- مقدمه

امروزه تامین انرژی پایدار به عنوان یکی از نهاده های مورد نیاز فعالیت های اقتصادی در کمک به فرایند توسعه پایدار ضرورتی اجتناب ناپذیر محسوب می شود. محدود بودن منابع انرژی فسیلی موجود در جهان، جذب و پالایش آلاینده های ناشی از مصرف و احتراق سوخت های فسیلی، ایجاد تغییرات پیاپی فناوری های تولید، وجود الزامات ملی و بین المللی مترتب بر مصرف این منابع جامعه جهانی را بر آن داشته تا به دنبال گسترش انرژی‌های تجدید پذیر و پایدار در تامین نیازهای خود باشند. گسترش انرژی های تجدیدپذیر در بخش‌های تولیدی و افزایش کارایی منابع تأمین انرژی مناسب در تداوم روند توسعه فعالیت‌های اقتصادی نقش به سزایی دارد.

 در چند دهه اخیر گسترش شهرنشینی و  شتاب فزاینده صنعتی روند مصرف انرژی را به شکل قابل توجهی افزایش داده است. پیش‌بینی مصرف انرژی بین سالهای 2000 تا 2030 افزایشی به میزان دوم سوم  وضعیت موجود و در برخی سناریوهای جایگزین[i] و سازگار با محیط زیست مصرف انرژی جهان در سی سال آتی به بیش از پنجاه درصد  وضعیت موجود برآورد نموده است. در صورت افزایش جمعیت جهان به 3/9 میلیارد نفر در سال 2050 ، انرژی مورد نیاز به اندازة شش برابر انرژی عرضه شده درسال 2000 افزایش خواهد یافت. امروزه بیش از هشتاد درصد مصرف انرژی تجاری جهان از سوخت‌های فسیلی تجدیدناپذیری چون نفت، گاز طبیعی و زغال‌سنگ تأمین می‌شود که به صورت پیوسته درحال کاهش هستند ( میدوز و همکاران، 1388).

به همین منظور جستجوی انرژی جایگزین پایدار برای تامین تقاضای رو به افزایش و تآمین مالی آن برای دولت ها اهمیت ویژه ای دارد. این پژوهش ضمن بررسی انواع انرژی های تجدید پذیر، رابطه بین انرژی های تجدید ناپذیر با رشد اقتصادی و پیامدهای مالی آن را در قالب تعهد دولت ها به سیاستهای مطروحه در عرصه بین المللی به بررسی می گذارد.

وجود منابع غنی سوخت های فسیلی، ارزان بودن حامل‌های انرژی ، اعطای یارانه های سنگین در اقتصاد و موضوع استفاده بهینه انرژی در مصرف و کاهش اتلاف این منابع با ارزش در کشور در خلال چند دهه گذشته  موجب توجه سیاستگزاران به این مقوله شده است.

کل مصرف نهایی انرژی[ii] در کشور از 4/53 میلیون بشکه معادل نفت خام در سال 1346 با آهنگ رشد سالانه حدود 6.9 درصد  به حدود 1160.6 میلیون بشکه معادل نفت خام در سال 1393 رسیده است . طی همین دوره نیز سرانه مصرف نهایی از 02/2 بشکه معادل نفت خام با نرخ رشد سالانه 4.38 درصد به 14.56 بشکه معادل نفت‌ خام افزایش یافته است (ترازنامه انرژی، 1393) طی این دوره مصرف نهایی انرژی کشور حدود 21 برابر و سرانه مصرف نیز حدود 7 برابر و جمعیت کشور از 25 میلیون در سال 1345 به حدود 80 میلیون نفر در سال 1395 بالغ بر 3 برابر افزایش یافته است. به همین دلیل ایران یکی از بالاترین رکوردهای جهانی در زمینه مصرف انواع حامل های انرژی دارا  می‌باشد.به موازات رشد مصرف انواع سوخت های فسیلی ، میزان انتشار انواع آلاینده‌های هوا و گازهای گلخانه ای از 9/47 میلیون تن در سال 1355 با نرخ رشد سالانه 18 درصد،به حدود 602 میلیون تن در سال 1393 ، حدود 12 برابر رشد را نشان می‌دهد. از این نظر، ایران در زمره 10 کشور اول جهان از نظر انتشار گازهای گلخانه ای در  سطح جهان است. (ترازنامه انرژی، 1393).

مصرف بی رویه سوخت‌های فسیلی واکنش هایی را از سوی سیاست گذاران داشته که بازتاب آن در بیانیه 27 ماده ای کنفرانس سران زمین در ریو دوژانیرو برزیل (1992) ، تأکید برحفاظت از اتمسفر برای ارتقای کارآیی مصرف سوخت های فسیلی در بخش های صنعت، حمل و نقل و جلوگیری از آلودگی های زیست محیطی ناشی از مصرف این مواد با مشارکت کشورهای جهان دانست. کنوانسیون سازمان ملل متحد در مورد تغییرات اقلیمی در سال 1992، پروتکل کیوتو در خصوص کاهش انتشار گازهای گلخانه ای در سال 1997تعهداتی را برای کشورهای مختلف جهان بویژه کشورهای توسعه یافته به منظور کاهش انتشار گازهای گلخانه ای پیش بینی نموده است ( پوراصغر سنگاچین و همکاران، 1394). اجلاس جهانی در مورد توسعه پایدار (WSSD)[iii]در سال 2002 در شهر ژوهانسبورگ آفریقای جنوبی به منظور جلوگیری از تخریب‌ و خسارت‌ محیط‌زیست‌ جهانی‌ ، تداوم‌ روند نابودی‌ تنوع‌ زیستی‌، تداوم‌ کاهش‌ ذخایر ماهیان‌ و بیابان‌‌زایی‌، تداوم‌ آلودگی‌های‌ دریایی‌و تغییرات آب‌وهوا که‌ میلیون‌ها حیات‌ را مورد تهدید قرار می‌دهد، همچنان  چالش اساسی فراروی بشرند. بر اساس مفاد اجلاس ژوهانسبورگ در سال 2002، در خصوص انرژی‌های تجدید پذیر[iv]گروه کوچکی از کشورهای اتحادیه اروپا متعهد شدند تا سهم انرژی‌های تجدید پذیر را در مصارف خود افزایش دهند. به همین منظور برای دهه آینده در زمینه توسعه پایدار محیط‌زیست جهانی اهداف ذیل توسط این کشورها تعقیب شده است:

1)    تداوم فعالیت‌های توسعه ای با ملاحظات زیست‌محیطی و استفاده بهینه از منابع

2)   اتخاذ رویکرد اقتصاد سبز به‌عنوان راهی نوین به سوی توسعه پایدار  و تدوین شاخص های آن

3)   یگپارچه بودن  اهداف توسعه پایدار با در نظر گرفتن ابعاد گسترده اقتصادی- اجتماعی و زیست‌محیطی آن

4)    استفاده کشورها از منابع مالی و اقتصادی خویش در دستیابی به اهداف توسعه پایدار

5)   استفاده از منابع کشورهای توسعه یافته متعهد به کمک به کشورهای در حال توسعه در قالب کمک‌هایمالی و انتقال فناوری

  به تبعیت از این تحولات.ایران ، قوانین و مقررات متعددی را در زمینه توسعه انرژی های تجدید پذیر و کاهش وابستگی اقتصاد کشور به سوخت های فسیلی و کاهش انتشار گازهای گلخانه ای از طریق توسعه انرژی های تجدید پذیر بویژه توسعه انرژی های تجدیدپذیر در دستور کار قرار داده که عبارتند از:

  • بند 13 سیاست های کلی برنامه پنج ساله ششم توسعه مبنی بر افزایش سهم انرژی‌های تجدیدپذیر و نوین
  •  تصویب سند ملی راهبرد انرژی کشور مصوب هیئت وزیران (28/4/1396)
  • بند 7 سیاست های کلی در زمینه اصلاح الگوی مصرف انرژی (مصوب 21/10/1387)
  • تدوین سیاست‌های کلی محیط زیست( مصوب 26/8/1394)
  • بند 8: گسترش اقتصاد سبز از طریق ایجاد صنایع کم‌کربن، استفاده از انرژی‌های پاک، محصولات کشاورزی سالم و ارگانیک و مدیریت پسماندها و پساب‌ها با بهره‌گیری از ظرفیت‌ها و توانمندی‌های اقتصادی، اجتماعی، طبیعی و زیست‌محیطی.
  • اصلاح الگوی تولید در بخش‌های مختلف اقتصادی و اجتماعی و بهینه‌سازی الگوی مصرف آب، منابع، غذا، مواد و انرژی به‌ویژه ترویج مواد سوختی سازگار با محیط زیست.
  • توسعه‌ی حمل و نقل عمومی سبز و غیرفسیلی از جمله  حمل و نقل برقی و همگانی  در کلان‌شهر‌ها
  • قانون اصلاح الگوی مصرف انرژی مصوب 21/1/1390
  • بند (ت) ماده 48 قانون برنامه ششم

 

محدودیت منابع سوخت های فسیلی و گرمایش جهانی ناشی از انتشار گازهای گلخانه ای سیاست گذاران و برنامه ریزان را با واقعیت‌های اقتصادی جدید و  رو به تحولی مواجه نموده است. به همین دلیل راهبردهای اقتصادی متکی بر عرضه نا‌محدود و ارزان منابع انرژی سوخت های فسیلی در تحرک اقتصاد، به مانند گذشته و برای زمان طولانی‌تر میسر نخواهد بود. کنش‌های متقابل[v]عواملی مانند مصرف فزاینده منابع انرژی، افزایش قیمت‌های انرژی، محدودیت‌ رو به افزایش این منابع، تغییرات اقلیمی و کاهش توانایی زیست‌بوم‌ها[vi] برای ارایه خدمات حیاتی، موجب افزایش آسیب‌پذیری و عدم قطعیت‌های محیط زیستی، اقتصادی و اجتماعی شده است ( رشد سبز، منابع، انعطاف پذیری و پایداری محیط زیست در آسیا، 1394).

 با توجه به محدودیت روز افزون منابع انرژی های فسیلی و پایان پذیری این منابع از یک سو و انتشار حجم زیادی از آلاینده ها و گازهای گلخانه ای ناشی از احتراق این منابع، تامین و تولید انرژی های تجدید پذیر برای برآورده سازی تقاضای روز افزون جامعه جهانی در کانون توجه بسیاری از دولت ها قرار گرفته است. از یک سو رشد و توسعه اقتصادی مهمترین هدف سیاست گذاران اقتصادی محسوب می شود، و از سوی دیگر ، دولت ها باید در جستجوی منابع انرژی باشند که بتواند به صورت نامحدود عرضه شود .

در این راستا، بیشتر کشورهای جهان سیاست ها و راهبردهایی متعددی را به منظور تشویق نهادهای اقتصادی برای توسعه و استفاده از انرژی های نو بویژه انرژی های برقابی در دستور کار قرار داده اند. در میان این اهداف، برای پیشبرد عرضه و تقاضای انرژی در کشورهای درحال توسعه، جایگزین کردن منابع انرژی های پاک و افزایش بهر‌ه وری مصرف انرژی در کانون توجه بسیاری از دولت ها است. بنابر این ، سیاست گذاری ی منسجم در کاهش وابستگی به منابع انرژی سوخت های فسیلی و پایداری اقتصادی کشور الزامی است.  بر این اساس رابطه انرژی های تجدید پذیر بر رشد اقتصادی ایران و چالش های فراروی آن و  چگونگی تامین مالی آن تبیین می شود.

 

2-  مروری بر پیشینه پژوهش

2-1- بررسی مطالعات خارجی

رابطه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی رابطه ای دو سویه است که تاثیر آنها بر محیط زیست همواره از دیدگاه اقتصادی و مالی  حائز اهمیت است. در پژوهش های گسترده در سطح ملی و بین المللی  بر رابطه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی های تجدید پذیر تأکید داشته اند. ساری و سویاتاس[vii] با استفاده از  شاخص های مجزای مصرف انرژی تجدیدپذیر اثرات مثبت تولیدات صنعتی بر مصرف انرژی تجدید پذیر به دلیل وابستگی متقابل آن را مورد تأکید قرار داده اند. بادن و پاین[viii] (2010) رابطه علی یکسویه‌ای[ix] را میان مصرف انرژی در بخش مسکن و روند  تولید محصول واقعی این بخش مشاهده کردند، اما آنها رابطه علی یک سویه‌ای بین مصرف انرژی تجدید پذیر ورشد بخش های تجاری و صنعتی و  روند رشد محصول واقعی آنها مشاهده نکردند.

پاین (2010) یلدریم و همکاران[x] (2012) رابطه میان مصرف انرژی تجدید پذیر را با اشتغال و تشکیل سرمایه ناخالص و ابعاد مالی آن در آمریکا، اوکال و اصلان [xi](2013) رابطه بین مصرف انرژی تجدید پذیر و رشد اقتصادی را در ترکیه بررسی و بر رابطه یک سویه بین رشد اقتصادی و مصرف انرژی های تجدید پذیر تاکید دارند. لین و اسمیت[xii] (2013) در رابطه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در مالزی سوخت های فسیلی  را عامل اصلی رشد اقتصادی بلند مدت این کشور دانسته اند. به باور آنان کشور مالزی برای گذار از اقتصاد مبتنی بر سوخت های فسیلی به اقتصاد مبتنی بر سوخت های تجدید پذیر از پتانسیل بسیار زیادی برخوردار است و در صورت حمایت مالی و اقتصادی دولت می تواند به اقتصاد مبتنی بر سوخت های تجدید پذیر تغییر مسیر دهد.

توگو[xiii] در بررسی رابطه بلند مدت و کوتاه مدت بین مصرف انواع انرژی ( مانند انرژی هسته ای، فسیلی و انرژی های تجدید پذیر) و رشد بهره وری کل عوامل تولید در اقتصاد ترکیه رابطه معنا داری بین مصرف انواع انرژی و بهره وری کل عوامل تولید  را مشاهده نمود. لیتائو [xiv] ( 2014) همبستگی بین رشد اقتصادی، انتشار دی اکسید کربن و  میزان مصرف تجدید پذیر و جهانی شدن را در کشورهای مختلف بررسی و همبستگی معنا داری را بین این متغیر ها مشاهده کرد.

منگاکی[xv] (2011)، در ارزیابی رابطه­ی بین رشد اقتصادی و انرژی تجدید پذیر در دوره­ی 2007-1997 در 27 کشور اروپایی هیچ یک از علّیت­های گرنجر کوتاه و بلند­مدت را از مصرف انرژی تجدیدپذیر به رشد اقتصادی را تأیید نمی‌کند. بنابراین شواهد اندکی برای فرضیه‌ی بی‌طرفی فراهم شده است. این یافته نشان می‌دهد در اروپا مصرف انرژی تجدید­پذیر نقش فرعی در تعیین تولید ناخالص داخلی دارد.

اسو[xvi] ( 2010) رابطه علیت بلند مدت بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی را در هفت کشور صحرای افریقا بررسی و دریافت رابطه معنا داری بین تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی در این کشورها وجود دارد. فنگ[xvii] (2011) در مطالعه خود در چین  مشاهده کرد هر یک درصد افزایش مصرف انرژی های تجدید پذیر در این کشور، باعث 0.12 درصد افزایش تولید ناخالص داخلی در این کشور می شود. تیواری [xviii] (2011) نیز در بررسی کشورهای اروپایی و اوراسیا نشان داد نرخ رشد مصرف انرژی های غیر قابل تجدید اثر منفی بر تولید ناخالص داخلی دارد، در حالی که نرخ رشد مصرف انرژی های تجدید پذیر اثرات مثبتی بر تولید ناخالص داخلی داشته است. پاین و اپرجیس[xix] ( 2012) در مطالعات خود در امریکای مرکزی رابطه یک سویه ای را بین مصرف برق ناشی از انرژی های تجدید پذیر و رشد اقتصادی در کوتاه مدت مشاهده کرد، اما در بلند مدت این رابطه دو سویه بوده است.

پائو و فو[xx] (2013) رابطه علی بین رشد اقتصادی و مصرف انواع انرژی های تجدید پذیر را در کشور برزیل مورد بررسی قرار دادند. در این مطالعات از داده های تولید ناخالص داخلی و اطلاعات مصرف چهار نوع انرژی شامل انرژی تجدید پذیر برقابی، کل مصرف انرژی، انرژی غیر قابل تجدید و مجموع مصرف انرژی اولیه استفاده شد. نتایج این مطالعات از رابطه همبستگی معنی داری بین این متغیرها حکایت داشت.

وونا[xxi] (2010)، در مطالعه­ای آزمون­های گرنجر غیرعلّی را بین مصرف انرژی­های تجدید­پذیر (ناپذیر) و تولید واقعی در ایتالیا طی دوره­ی 2000-1861 بررسی و با استفاده از رویکرد تودا و یاماموتو[xxii] (1995) بر اساس ریشه واحد، آزمون ایستایی و هم­تجمعی، باکس و جنکینس[xxiii] (1970) دریافت که علّیت دو­طرفه­ای بین مصرف انرژی تجدیدناپذیر و تولید وجود دارد که به موجب آن مصرف بیشتر انرژی تجدید­ناپذیر، تولید را افزایش می­دهد، اما افزایش در تولید، مصرف انرژی­های تجدید­ناپذیر را، با توّجه به بهره­وری بیشتر در مصرف انرژی کاهش می­دهد.

مینیاه و والد روفیل[xxiv](2010) به بررسی رابطه علّی بین انتشار دی­اکسید­کربن، مصرف انرژی هسته­ای و تجدیدپذیر و تولید ناخالص داخلی واقعی برای ایالت متحده در دوره 2007-1960 پرداخته­اند. آنها با استفاده از یک روش اصلاح شده از آزمون علّیت گرنجر، دریافتند که رابطه­ی علّیت یک طرفه­ای از مصرف انرژی هسته­ای به انتشار دی اکسید کربن بدون بازخورد وجود دارد امّا هیچ علّیتی از انرژی تجدیدپذیر به انتشار دی اکسید کربن موجود نمی­باشد. از طرف دیگر رابطه­ی علّی بین مصرف انرژی هسته­ای و رشد اقتصادی در هیچ سطحی بدست نیامده است در حالیکه رابطه­ی علّیت یک طرفه­ای از تولید ناخالص داخلی به مصرف انرژی تجدید پذیر وجود دارد.

اوهلان[xxv] اثر مصرف انرژی تجدید پذیر و تجدید ناپذیر را بر رشد اقتصادی هند در دوره زمانی 2012-1971 بررسی و از وجود رابطه مثبت و معنا دار میان مصرف انرژی تجدیدناپذیر و رشد اقتصادی در بلندمدت حکایت داشت. همچنین علیت دوطرفه ای میان مصرف انرژی تجدیدناپذیر و رشد اقتصادی در بلندمدت و کوتاه مدت مشاهده شد. این در حالی است که کشش بلندمدت رشد اقتصادی نسبت به انرژی تجدید پذیر از لحاظ آماری معنا دار نبوده است ( تهامی و همکاران، 1395).

ماجی(2015)  نیز با استفاده ازالگوی ARDL به بررسی رابطه میان مصرف انرژی تجدیدپذیر و رشد اقتصادی پرداخت. نتایج نشان داد با وجود عدم رابطه معنی دار میان شاخص های انرژی پاک و رشد اقتصادی در کوتاه مدت، میان شاخص های انرژی های پاک (انرژی الکتریسیته و انرژی هسته ای) و رشد اقتصادی در بلندمدت رابطه منفی برقرار است. همچنین نتایج حاکی از وجود رابطه مثبت میان انرژی تجدیدپذیر قابل احتراق، ضایعات و رشد اقتصادی می باشد. بنا بر این نتایج نشاندهنده وجود پتانسیل دستیابی به انرژی پاک در آینده نزدیک برای کشور نیجریه می باشد ( تهامی و همکاران، 1395).

پروبلی و الیویرا [xxvi] (2013) در مطالعه خود به بررسی شاخص پتانسیل توسعه انرژی (EDPI)[xxvii] در 27 ایالت کشور برزیل پرداختند. بر این اساس شاخص مذکور طی دوره 2008-1989  توسط عرضه انرژی تجدیدپذیر، عرضه انرژی تجدیدناپذیر و تقاضای انرژی تعریف شده است.  نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل عاملی نشان می دهد، ارتباط معناداری بین سطح درآمد و مصرف انرژی در جنوب و جنوب شرقی برزیل وجود دارد (همان)  .

سادورسکی[xxviii] در مطالعه ای با استفاده از دو مدل تجربی بررسی رابطه مصرف سرانه انرژی تجدیدپذیر و درآمد سرانه و بررسی ارتباط بین مصرف سرانه انرژی تجدیدپذیر، درآمد سرانه و قیمت های برق در هجده کشور با اقتصادهای نوظهور پرداخته است. طی دوره زمانی1994 تا 2003  میلادی افزایش در درآمد سرانه از لحاظ آماری اثر مثبت و معناداری بر مصرف سرانه  انرژی تجدیدپذیر داشته و کشش قیمتی بلندمدت مصرف سرانه انرژی تجدید پذیر  7/0 –  درصد است. الوگاسا[xxix]  ( 2014) نیز در بررسی تولید انرژی پاک از بیوگاز در نیجریه با بررسی اصول جهانی در ذخیره سازی و تولید انرژی پاک از بیوگاز و مزایای بالقوه آن در تامین تقاضای انرژی، به اهمیت انرژی پرداخته و نشان داد، با استفاده از فرآیندهای شیمیایی، از هر تن زیست توده 70-60  درصد گاز متان که در تولید انرژی الکتریکی برای مصارف خانگی تولید کرد . تهونون و سالو [xxx] ( 2011) با استفاده از یک الگوی رشد تعمیم یافته، گذار بین انرژی های تجدیدپذیر و فسیلی را در دو الگوی متفاوت ، یک الگو بدون در نظر گرفتن تکنولوژی و الگوی دیگر با در نظر گرفتن تکنولوژی و دریافت با افزایش تولید و مصرف انرژی   فسیلی و کاهش منابع هزینه استخراج و در نتیجه،  قیمت انرژی های فسیلی افزایش می یابد. در این الگو که ابتدا تنها از انرژ ی های تجدیدپذیر استفاده می شد در طول زمان با افزایش تولید استفاده از انرژی های فسیلی با توجه به قیمت پایین این انرژی افزایش یافته است تا به یک نقطه اوج رسیده است. با افزایش استخراج انرژی‌های فسیلی سطح منابع کاهش می یابد. با توجه به این نکته هزینه استخراج و در نتیجه آن قیمت انرژی های فسیلی افزایش می یابد. با توجه به افزایش قیمت انرژی های فسیلی مصرف انرژی های فسیلی کاهش و مصرف انرژی‌های تجدیدپذیر افزایش می یابد. با توجه به مدل تهونون با کاهش منابع قیمت انرژی های فسیلی افزایش می یابد. مطالعه نویسندگان این موضوع را تایید نمی کند. بلکه تحولات سیاسی جهانی و شوک های سیاسی عامل تعیین کننده قیمت انرژی های فسیلی است. بنابر این در این مطالعه بر خلاف مدل تهونون قیمت انرژی برون زا در نظر گرفته شده است.

تهونون و سالو[xxxi] (2001)، با استفاده از مدل رشد بنچ مارک[xxxii] به انتقال (گذرا) بین اشکال انرژی تجدید­ناپذیر و تجدید­پذیر در سطوح مختلف توسعه­ی اقتصادی در کشور فنلاند پرداخته­اند. آنها بیان نموده­اند که اقتصاد رشد مطلوب خود را با استفاده از انرژی تجدید­پذیر تنها مانند بیوماس یا برق آبی شروع کرده است. بعد از یک دوره­ی رشد، تقاضا برای انرژی افزایش یافته و در نتیجه استفاده از انرژی­های تجدید­ناپذیر به آرامی افزایش یافته است. این امر منجر به ایجاد سیستمی شد که از هر دو نوع انرژی تجدید­پذیر و تجدید­ناپذیر به صورت همزمان استفاده شود. با این حال، استفاده از انرژی­های تجدید­ناپذیر به هزینه­های بیشتر انجامید و موجب شد ،اقتصاد به استفاده از انرژی­های تجدید پذیر بازگردد.

توگجو و همکاران[xxxiii] ( 2012) با بررسی رابطه هم انباشتگی میان انرژی‌های تجدیدپذیر و تجدیدناپذیر و رشد اقتصادی  برای هریک کشورهای گروه 7 ( شامل ایالات متحده آمریکا، انگلیس، کانادا، فرانسه، ایتالیا، آلمان و ژاپن) به این نتیجه دست یافتند که رابطه هم انباشتگی بین آن ها وجود دارد .صبری و بن صلاح [xxxiv]  (2013) در مطالعه رابطه علی بین مصرف انرژیهای تجدیدپذیر و رشد اقتصادی در کشورهای بریک [xxxv]به این نتیجه دست یافتند که رابطه علی دو سویه ای بین رشد اقتصادی و مصرف انرژیهای تجدیدپذیر وجود دارد ( استاد زاد، 1392).

 

2-2- بررسی مطالعات داخلی

در تبیین رابطه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران صادقی و سعادت (1383) در طی سال های  1380- 1346  به بررسی رابطه علی بین، مصرف انرژی، رشد جمعیت، رشد اقتصادی و اثرات زیست محیطی رابطه علی یک طرفه ای را  از سمت رشد جمعیت ، مصرف انرژی و تخریب محیط زیست  دریافته اند. گلشنی (1394)  در بررسی مصرف انرژی با در ایران در سال های 1390-1380، کشور چین سال های 2005-1995 و کشور انگلستان طی سالهای 2005-1995 پرداخت. در این تحقیق با تجزیه مصرف انرژی به سه اثر ساختاری، تولیدی و شدت انرژی، عوامل مؤثر در روند مصرف انرژی را شناسایی و نشان داد که ضریب شدت انرژی و ساختار تولید، در هر سه کشور تأثیر مثبتی بر مصرف انرژی داشته اند. ضریب ساختار مصرف نیز در کشورهای ایران و چین اثر مثبتی روی مصرف کل انرژی داشته است، ولی این ضریب در انگلستان منجر به کاهش مصرف انرژی در انگلستان شده است. ضریب تقاضای نهایی یا حجم مصرف نیز در ایران و چین اثر مثبتی در افزایش مصرف انرژی داشته اما در انگلستان اثری در تغییر مصرف انرژی نداشته است.

زنگویی نژاد و وصفی (1388) تأثیر رشد اقتصادی بر مصرف حامل های انرژی را در ایران برای سال 1380 با استفاده از جدول داده ستانده مصرف انرژی در بخش های مختلف اقتصادی و محاسبه ضرایب مستقیم و غیر مستقیم مصرف انرژی در آن بخش ها  را ارزیابی و تأثیر هر و احد رشد اقتصادی بر میزان مصرف حامل های مختلف انرژی را محاسبه و نشان داده اند به ازای هر واحد رشد اقتصادی، بیشترین میزان مصرف گاز طبیعی، بنزین، نفت سفید، گازوئیل، نفت کوره و گاز مایع به ترتیب در بخش های آب، برق و گاز، حمل و نقل هوایی، ساخت فراورده های نفتی و محصولات پتروشیمی، حمل و نقل جاده ای و حمل و نقل آبی رخ می دهد.

عابدی (1394) طی سال های 1371 تا1391 رابطه‌ی میانانرژی های تجدیدپذیر، فسیلی و رشد اقتصادی در ایران را بررسی و ارتباط یک طرفه ایمیان آنها را مورد تاکید کرد. در این میان سهم مصرف انرژی های تجدیدپذیر در تغییرات انتشار دی اکسیدکربن بعد از افزایش طی سه دوره تقریبا ثابت برابر 17 درصد است. بنابر این می‌توان گفت افزایش مصرف انرژی های تجدیدپذیر تأثیر بسزایی در کاهش انتشار دی اکسید کربن دارد.

اللهیاری ثانی (1391) در تحلیل منابع مصرف انرژی در اقتصاد کشورهای ایران از جداول SDA اندونزی و نروژ با استفاده از روش تجزیه و تحلیل ساختاری کشور ایران در سال های 1370 و 1380 و اندونزی در سال های 1995 و 2005 و نروژ 1995 و 2005 استفاده و نشان می دهد که مصرف انرژی در ایران بیش از مصرف انرژی در کشورهای نروژ و اندونزی بوده است . با توجه به اثر ساختار تولید، اثر ساختار مصرف و اثر شدت انرژی و اثر حجم مصرف، عامل ضریب شدت انرژی بیشترین تأثیر را در افزایش مصرف انرژی در این سه کشور داشته است و اثر ناشی از افزایش ضریب شدت انرژی که منجر به افزایش مصرف انرژی می شود، به اثر افزایش ضریب ساختار تولید که منجر به کاهش مصرف انرژی می شود غالب بوده است.

صادقی (1394) در بهینه یابی تأمین منابع انرژی با هدف تولید وگسترش انرژی های تجدیدپذیر در چشم انداز ایران در افق 1404 دریافت تأمین برق مورد نیاز، باعث کاهش آلودگی زیست محیطی می شود. در این مطالعه، با مینیمم کردن تابع هزینه و با توجه به سه گروه محدودیت منابع، تقاضا و  محدودیت فنی و با استفاده از تکنیک بهینه سازی استوار، الگوی مورد نظر برای افق بلندمدت 1404 پیشنهاد شده است. بر طبق نتایج این الگوی بهینه، 15 درصد تولید برق از انرژی خورشیدی در افق 1404 پیشنهاد شد.

آهنگری و همکاران (1395) تأثیر توسعه مالی و ارزش افزوده بر مصرف انرژی در بخشهای صنعت و کشاورزی ایران مورد بررسی قرار دادند. در این مطالعه تأثیر دو متغیر توسعه مالی و ارزش افزوده بر مصرف انرژی در بخشهای کشاورزی و صنعت ایران، طی دوره 92-1355 نشان داد که در هر دو بخش در بلندمدت و کوتاه مدت رشد توسعه مالی و ارزش افزوده موجب افزایش مصرف انرژی می شوند. رشد توسعه مالی به میزان 1 درصد، مصرف انرژی را در بلندمدت در بخش صنعت و کشاورزی به ترتیب به میزان 0.05 و 0.025 درصد افزایش می دهد و 1 درصد افزایش در ارزش افزوده باعث رشد مصرف انرژی به میزان 0.31 و 0.62 درصد در بخش های مذکور می شود.

ابراهیمی (1390) در کشورهای عضو گروه D8  در دوره‌ی 2008 - 2000 رابطه غیر خطی اثر رشد اقتصادی بر توسعه­ی انرژی­های تجدیدپذیر از طریق تغییر قیمت انرژی را بر اساس مقدار آستانه­ی را بررسی نمود. مشاهدات وی به دو گروه کشورهای دارای رشد اقتصادی پایین (رشد اقتصادی کمتر از 6.85%) و دارای رشد اقتصادی بالا (رشد اقتصادی بیشتر از 6.85%) نشان داد که در رژیم‌های دارای رشد اقتصادی بالا، بین رشد اقتصادی و سهم انرژی­های تجدیدپذیر رابطه‌ی مثبتی وجود دارد به این صورت که این کشورها در هنگام افزایش قیمت انرژی با جایگزینی انرژی‌های تجدیدپذیر، از اثر منفی قیمت انرژی بر تولید ناخالص داخلی جلوگیری می‌کنند. برعکس، در کشورهای دارای رشد اقتصادی پایین رابطه­ی منفی بین رشد اقتصادی و سهم انرژی‌های تجدیدپذیر وجود دارد.

صادقی (1396)  در دوره (2012-1980) تاثیر انرژی های تجدید پذیر بر رشد اقتصادی را با توجه به مزیت انرژی تجدید پذیر بررسی و سهم این نوع انرژی از کل انرژی تولیدی را در بلند مدت و میان مدت بررسی نموده است.

در بررسی تاثیر مصرف انرژی بر تولید توجه به سیاست های اقتصادی دولت ضروری است زیرا اغلب، افزایش قیمت انرژی با اعمال سیاست های پولی و مالی دولت همزمان می شود . این مسئله در برخی موارد بر شدت تأثیرگذاری بر تولید و سطح عمومی قیمت ها می افزاید، زیرا افزایش قیمت انرژی علاوه بر افزایش هزینه تولید و کاهش عرضه، به طور مستقیم به تورم عمومی کمک می کند.

در مورد رابطه بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی دیدگاه های متعددی در چند دهه گذشته مطرح شده است.  میدوز[xxxvi] و همکاران در سال 1972 و بازبینی در 2004 ) نتایج حاصل از شبیه‌سازی مدلی از چشم‌اندازهای تداوم رشد اقتصادی ، بر این باورند که اگر رشد اقتصادی به دلیل کمبود منابع متوقف نشود، به دلیل مشکلات ناشی از تولید پسماندها و آلودگی، متوقف خواهد شد. روند رشد اقتصادی قرن بیستم نمی‌تواند در بلندمدت ادامه داشته باشد، زیرا علاوه بر کمبود منابع، فضای کره زمین قادر به جذب و پالایش آلاینده‌ها ناشی از فعالیت‌های اقتصادی نیست، مگر با بازنگری اساسی در شیوه‌های تولید و  افزایش کارایی بوم‌شناختی و توجه به انرژی های تجدید پذیر برای تحرک بخشیدن به فعالیت های اقتصادی به گونه ای که مصرف آنها آلاینده ای در محیط زیست تخلیه نکند ( مدوز و همکاران، 1388).

 

3- انرژ‌‌ی های تجدید پذیر و سازگار با رشد  اقتصادی

گزینه‌های گوناگونی برای تامین انرژی به جای سوخت‌های فسیلی وجود دارند که با رشد اقتصادی سازگارند. این انرژی‌ها سازگار با محیط‌زیست می‌توانند نیازهای انرژی به حد کافی را تأمین کنند. از مهمترین منابع این دسته از انرژی‌ها ،انرژی باد، آب، زیست‌توده، انرژی زمین گرمایی و انرژی هسته‌ای است. سایر منابع انرژی مانند انرژی حاصل از جزر و مد در این گروه قرار دارند( ماناهان[xxxvii]، 2010). در این راستا نگاهی به کل مصرف نهایی انرژی[xxxviii] در ایران نشان می‌دهد این رقم در سال 1370 برابر 445.8 میلیون بشکه معادل نفت خام ( با نرخ رشد سالانه 5.11 درصد) به 1181.1 میلیون بشکه معادل نفت خام در سال 1391 افزایش یافته است. طی این دوره سرانه مصرف نهایی انرژی نیز از 8.2 بشکه معادل نفت خام با نرخ رشد سالانه 2.8 درصد به حدود 15.53 بشکه معادل نفت خام افزایش یافته است (جدول 1).

 

جدول 1- مصرف کل و سرانه مصرف انرژی ( 1370 الی 1393)

نرخ رشد

( درصد )

سرانه مصرف نهایی انرژی

(بشکه معادل نفت خام)

نرخ رشد (درصد)

مصرف کل انرژی نهایی

(میلیون بشکه معادل نفت خام)

سال

-

8.2

-

445.8

1370

0.3 -

10.78

2.5

705.4

1380

3.4

14.15

4.8

1167

1388

1.3 -

13.96

1.5 -

1149.2

1389

12.89

15.76

3.08

1184.6

1390

1.45 -

15.53

0.29 -

1181.1

1391

2.7

15.95

4.4

1128

1392

3.8

16.57

17

1320

1393

مأخذ: ترازنامه انرژی، سالهای مختلف وزارت نیرو

 

بررسی تحولات مصرف انرژی در ایران و کشورهای منتخب جهان در خلال چند دهه گذشته تفاوت‌های زیادی را آشکار می‌سازد. بر اساس گزارش بانک جهانی در سال 2014، سرانه مصرف انرژی در ایران از حدود 565.3 متریک تن معادل نفت خام در سال 1971 با نرخ رشد سالانه حدود 4.1 درصد به حدود 2873 تن معادل نفت خام  در سال 2012  رسیده است که این رقم بیش از متوسط جهانی بوده است .

 

4-  برآورد مدل

شکل کلی الگوی مطالعه حاضر به صورت زیر است:

Yt=F (Kt,Lt,TEt,EWt,Ut)                                                                  (1)

 

در این الگو تولید ناخالص داخلی تابعی از عوامل تولید و نهادهای مورد استفاده در فرایند تولید است. عامل سرمایه یا Ktدر طول سالهای مختلف است که بر تولید اثرگذار است. نیروی کار شاغل یا ,Lt در فرایند تولید، TEt کل انرژی مورد استفاده و EWt انرژی برق آبی مورد استفاده است. جزء اخلال مدل نیز با  Utنشان داده شده است که به عوامل پیش نشده و منظور نشده در الگو اشاره دارد.  شکل خاص الگوی مورد نظر این پژوهش نیز به صورت زیر است (4-2):

 

Yt= Kta,Ltβ,TEtd,EWtg,Ute                                                                       (2)

 

‌می باشد. با لگاریتم گرفتن از طرفین الگو به شکل خطی تبدیل می شود. این الگو تابع تولید کاب داگلاس است که به شکل وسیعی در پژوهش های اقتصادی  مورد استفاده قرار می گیرد.

 

Log( Yt) = log( Kta) +log(Ltβ) +log(TEtd,) + log(EWtg)+log(eUt)                   (3)

 

Log( Yt) =a log( Kt) +βlog(Lt) +dlog(TEt,) +g log(EWt)+et                          (4)    

 

در برآورد الگو ، ابتدا مانایی متغیرها را به منظور اجتناب از رگرسیون کاذب انجام می دهیم. مفهوم مانایی این است که بروز آثار یک شوک در مدل در طول زمان میرا باشد. در سری های زمانی مانا با گذشت زمان آثار شوک در سری زمانی از بین می‌رود. ویژگی  سری زمانی مانا توسط یک فرایند اتورگرسیون  به شرح ذیل بیان می‌شود .

Yt=µ+φYt-1+ut                                                                                       (5)

 

شرط مانایی آن است که قدرمطلق φ کوچکتر از یک باشد. با استفاده از نرم افزار اقتصاد سنجی آزمون دیکی فولر برای تولید ناخالص داخلی از نظر آماری معنادار بدست نیامد. آماره آزمون محاسباتی دیکی فولر 1.688200- بدست آمد که مقدار آن از سطح بحرانی این آماره (4.170583-) است، بنابراین، فرضیه صفر تایید می شود. فرضیه صفر این است که متغیر تولید ناخالص داخلی (( gdp ناماناست و ریشه واحد وجود دارد. ‌

H0: φ  ریشه واحد وجود دارد و متغیر مورد نظر ناماناست.  1=

H1: φ<0  ریشه واحد وجود ندارد و متغیر مورد نظر ماناست. 

 

با توجه به اینکه متغیر تولید ناخالص داخلی در سطح مانا نیست، ضروری است تا با محاسبه تغییرات آن  مجددا متغیر را با آزمون دیکی فولر آزمون کرد.

 

4-1- معرفی متغیرهای الگو

متغیرهای الگوی شاملLOG(K) لگاریتم موجودی سرمایه را از سال 1346 تا 1393 نشان می‌دهد. متغیر ( LOG(L میزان اشتغال نیروی کار (نفر) ، متغیر LOG(TE)، لگاریتم کل هزینه انرژی LOG(EW) لگاریتم انرژی برق آبی می باشد. دلیل  استفاده از متغیرها لگاریتمی روند تراکمی متغیرها در  الگو است.

 

4-2- آزمون مانایی متغیرهای الگو

آزمون مانایی متغیرها بر مبنای آزمون دیکی فولر در سطح برآورد شده است. شکل برآورد بر مبنای یک جزء ثابت و وقفه متغیر و متغیر ترند(زمان) با سه وقفه آزمون شده است.  آماره آزمون ها در سطح 90،95 و 99 درصد سطح معناداری درج شده است ( جدول2).

 

جدول 2- آزمون مانایی متغیرهای الگو در سطحI(0) و I(1)

شرح متغیرها

آماره دیکی -فولر‌محاسباتی

سطح معناداری 99 درصد

احتمال رد شدن

نتیجه

تولید ناخالص داخلی در سطحI(0)

-1.688200

-4.170583

0.7405

دارای ریشه واحد

تولید ناخالص داخلی در سطحI(1)

-4.474701

-4.170583

0.0044

فاقد ریشه واحد

متغیر سرمایه در سطحI(0)

-1.673468

-4.165756

0.7473

دارای ریشه واحد

متغیر سرمایه در سطحI(1)

-5.681871

-4.170583

0.0000

فاقد ریشه واحد

متغیر نیروی کار  در سطحI(0)

-2.096925

-4.170583

0.5337

دارای ریشه واحد

متغیر نیروی کار در سطحI(1)

-4.036640

-4.036640

0.0141

فاقد ریشه واحد

متغیر کل انرژی  در سطحI(0)

-1.880034

-4.175640

0.6483

دارای ریشه واحد

متغیر کل انرژی در سطحI(1)

-5.923889

-4.170583

0.0001

فاقد ریشه واحد

متغیر کل انرژی  در سطحI(0)

-4.199959

-4.170583

0.0093

دارای ریشه واحد

متغیر کل انرژی در سطحI(1)

-6.467033

-4.170583

0.0000

فاقد ریشه واحد

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

برای این کار متغیر D(GDP) با منظور کردن عرض از مبدا  و متغیر ترند در سطح I(1)   مجددا" برآورد و آماره دیکی فولر را محاسبه شد. نمادD ‌ نشان دهنده تفاوت مرتبه اول متغیر از خودش می باشد. این متغیر و سایر متغیرها به همین روش در سطح I(1)  همه مانا شدند.  آماره محاسباتی -4.474701 از آماره جدول-4.170583 بزرگتر است، و در سطح 95 درصد، فرضیه صفر رد شده و فرضیه مقابل پذیرفته می شود. فرضیه صفر این است که متغیر D(GDP) ‌ دارای  ریشه واحد و ناماناست. در مقابل پذیرش فرضیه یک نشان می دهد که متغیرهای مورد نظر  دارای ریشه واحد نبوده و مانا هستند. برای متغیرهای سرمایه، کار، کل انرژی و انرژی برق آبی مانایی متغیرهای آزمون و همه در سطح یک مانا شدند. اکنون با استفاده از این متغیرها رگرسیون واقعی برآورد شده است. آماره دوربن- واتسون با 1.91 نشان می دهد که مدل فاقد خودهمبستگی شدید بین متغیرها است.

پس از انجام آزمون ریشه واحد، الگو برآورد شد. یافته ها نشان می دهد مدل از نظر معناداری ضرایب و همخوانی با علامت‌های نظری سازگاری دارد.  همچنین الگوی برآوردی از نظر توزیع نرمال بودن پسماندها و باقیمانده ها  با انجام آزمون های مربوطه سازگارند. اما آماره مدل از نظر واریانس ، دارای واریانس ناهمسانی است ( جدول 3).

 

جدول 3- برآورد اولیه نتایج تخمین الگو 

Dependent Variable: LOG(GDP)

Included observations: 47 after adjustments

Method: Least Squares

Convergence achieved after 29 iterations

Date: 05/05/18   Time: 08:57

MA Backcast: 1346

Sample (adjusted): 1347 1393

 

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-53.89702

8.764455

-6.149500

0.0000

LOG(K)

0.075310

0.048405

1.555816

0.1276

LOG(L)

3.549360

0.471640

7.525577

0.0000

LOG(TE)

0.359876

0.063170

5.696983

0.0000

LOG(EW)

0.096872

0.015515

6.243583

0.0000

AR(1)

0.979274

0.012054

81.24290

0.0000

MA(1)

0.999716

0.124178

8.050671

0.0000

R-squared

0.975708

Mean dependent var

13.92813

Adjusted R-squared

0.972064

S.D. dependent var

0.363529

S.E. of regression

0.060760

Akaike info criterion

-2.627166

Sum squared resid

0.147671

Schwarz criterion

-2.351612

Log likelihood

68.73841

Hannan-Quinn criter.

-2.523474

F-statistic

267.7749

Durbin-Watson stat

2.138909

Prob(F-statistic)

0.000000

 

 

Inverted AR Roots

.98

 

 

Inverted MA Roots

-1.00

 

 

           

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

برای رفع این مشکل تلاش شد تا با آزمون های مربوطه و تعدیل در داده ها ، مشکل واریانس همسانی آزمون شود.  با انجام آزمون ثابت  بارلت کرنل، نوی- وست (Bartlett kernel, Newey-West fixed) در نرم افزار Eviews  مشکل واریانس همسانی رفع شد. برآورد این آزمون نشان داد که با انجام آزمون واریانس ناهمسانی  و تعدیل داده‌ها مشکل مزبور برطرف شده و فرضیه صفر مبنی بر وجود واریانس ناهمسانی مرتفع می شود. پس از  انجام آزمون سازگاری واریانس ناهمسانی و سازگاری واریانس ناهمسانی و خود همبستگی[xxxix]، مشکل واریانس ناهمسانی مرتفع شد. نتایج برآورد در جدول ( 4) مشهود است.

 

جدول 4- ضرایب تخمین الگو پس از رفع مشکل واریانس ناهمسانی

Dependent Variable: LOG(GDP)

Included observations: 47 after adjustments

Method: Least Squares

Convergence achieved after 29 iterations

Date: 05/05/18   Time: 16:21

HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed

Sample (adjusted): 1347 1393

bandwidth = 4.0000

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-53.89702

12.11696

-4.448066

0.0001

LOG(K)

0.075310

0.049979

1.506832

0.1397

LOG(L)

3.549360

0.656569

5.405924

0.0000

LOG(TE)

0.359876

0.077727

4.630004

0.0000

LOG(EW)

0.096872

0.018691

5.182784

0.0000

AR(1)

0.979274

0.015816

61.91606

0.0000

MA(1)

0.999716

0.132646

7.536733

0.0000

R-squared

0.975708

Mean dependent var

13.92813

Adjusted R-squared

0.972064

S.D. dependent var

0.363529

S.E. of regression

0.060760

Akaike info criterion

-2.627166

Sum squared resid

0.147671

Schwarz criterion

-2.351612

Log likelihood

68.73841

Hannan-Quinn criter.

-2.523474

F-statistic

267.7749

Durbin-Watson stat

2.138909

Prob(F-statistic)

0.000000

Wald F-statistic

17.05023

Prob(Wald F-statistic)

0.000000

 

 

Inverted AR Roots

.98

 

 

Inverted MA Roots

-1.00

 

 

           

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

طبق جدول(3) لگاریتم تولید ناخالص داخلی تابعی از متغیرهای موجودی سرمایه، نیروی کار شاغل در اقتصاد، کل انرژی مصرفی و انرژی برق آبی به عنوان نهاده های تولید می‌باشد. در برآزش الگو از فرایند اتورگرسیون مرحله اول استفاده شده است. دلیل این موضوع وابستگی متغیرهای اقتصادی به مسیر حرکت ذاتی خود در طول دوره زمانی می باشد. برای نمونه انجام طرح های جدید سرمایه گذاری در عملکرد متغیرهای سال آینده تاثیرگذار خواهد بود. همچنین استفاده از میانگین متحرک موجب می شود تا متغیرهای مورد نظر در الگو تعدیل شده و میزان خطای برآوردی آنها کاهش یابد.

 

  4-3- آزمون فرضیه ها

فرضیه اساسی پژوهش حاضر این است که انرژی های پاک و تجدید پذیر بر تولید ناخالص داخلی تاثیر مثبت دارد. دو فرضیه اساسی قابل طرح عبارتند از:

H:انرژی برقابی به عنوان انرژی های پاک  و تجدیدپذیر بر  رشد اقتصادی تاثیر ندارد .

H1: انرژی برقابی به عنوان انرژی های پاک و تجدیدپذیر بر  رشد اقتصادی تاثیر دارد.

ضرایب برآوردی الگو در دوره مورد بررسی بر تولید ناخالص داخلی تاثیر داشته و از نظر آماری معنادار است. ضریب انرژی برق آبی 0.09 ، معنادار و مثبت است. با توجه به شدت انرژی  برق آبی میزان اثرگذاری این انوع انرژی در حدود 10 درصد می باشد. آماره معناداری آن 5.18 می باشد و  از نظر آماری در سطح 99 درصد پذیرفته می شود.

 

4-4- تفسیر الگو

 بر اساس پارامترهای الگو ، ضریب تعیین مدل 97 درصد  است. از این نظر 97 درصد تغییرات در تولید ناخالص داخلی توسط متغیرهای الگو تبیین می شود. ضریب برآوردی متغیر سرمایه 0.07 و در این الگو ضریبی پایین است. این ضریب نشان می دهد که کشش تولید نسبت به عامل سرمایه در اقتصاد ایران پایین است. این موضوع کارایی پایین عامل سرمایه را نشان می‌دهد. دشواری تخمین موجودی سرمایه به دلیل ناهمگن بودن کالاهای سرمایه‌ای، نرخ استهلاک متفاوت، دوام و عمر کالاهای سرمایه ای درمناطق مختلف، تکنولوژی های متفاوت  و نحوه نگهداری از این کالاها و تجهیزات را باید در نظر داشت. اما معمولا اثرگذاری متغیر سرمایه بر تولید در مطالعات قبلی در سطح بالاتری قرار دارد. همه این عوامل بر درستی برآوردها و تخمین نتایج تاثیر می گذارد و در تفسیر داده ها باید آنها را منظور نمود. همچنین ضریب متغیر سرمایه در سطح 87 درصد معنادار است.

ضریب مدل طبق برآوردها 267.7 و. آماره دوربن - واتسون الگو برابر 2.13 است که نشان می دهد الگو  فاقد خودهمبستگی شدید بین متغیرها است. ضرایب تمامی متغیرها مثبت و با علایم نظری همخوانی و سازگاری دارد. ضریب متغیر نیروی کار نیز برابر 3.5 است که این ضریب حساسیت بالای تولید  ناخالص داخلی در ایران به نیروی کار را نشان می‌دهد. این ضریب در سطح بالای 99 درصد معنا دار است. به نظر می رسد ضریب اثرگذاری این متغیر هم از سطح معمولی خود بالاتر است. ضریب متغیر کل تولید انرژی برابر 0.35 و نشان از حساسیت بالای تولید به نهاده انرژی است. گسترش صنعتی شدن فعالیت ها و استفاده از  میزان انرژی بیشتر در تولید کالاها و خدمات نقش تعیین کننده ای دارد. ضریب کل انرژی در تولید نیز 0.97  است. ضریب انرژی برق آبی 0.09 ، معنادار و مثبت و شدت اثر گذاری بر تولید را بازگو می کند. با توجه به شدت انرژی  برق آبی میزان اثرگذاری این انوع انرژی در حدود 10 درصد است. مزیت انرژی برق آبی سازگاری آن با محیط زیست است.  امروزه در اکثر کشورهای جهان  از نظر حجم سرمایه گذاری و گسترش انرژی های پاک، فعالیتی رو به گسترش بوده و  بسیاری از اولویت های سیاستگذاری به این سمت متمرکز است.

 

5-  نتیجهگیری

بررسی رابطه متقابل رشد اقتصادی و انرژی های تجدید پذیر در کشورهای مختلف مبین ارتباط دوسویه در بسیاری از این کشورها است .متغیر رشد اقتصادی و تغییرات فناوری، نوع انرژی به طور معناداری تأثیر مثبتی بر مصرف انرژی تجدیدپذیر سرانه کشورهای مورد بررسی داشتند، به گونه ای که با افزایش یا کاهش متغیرهای مورد نظر مصرف انرژی تجدیدپذیر افزایش یا کاهش داشت. در بلندمدت رابطه هم انباشتگی بین رشد اقتصادی و لگاریتم مصرف انرژی تجدیدپذیر سرانه در برخی از کشورها مشاهده شده است. طبق نتایج حاصل از این مطالعه،  بین متغیرهای نرخ رشد مصرف انرژی‌های تجدیدپذیر و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی ارتباط یک طرفه جود دارد. تولید و مصرف انرژی های تجدید پذیر با شدت و ضعف های مختلف بر رشد اقتصادی اثر گذاشته و این رشد نیز به نوبه خود بر میزان تولید و مصرف انرژی‌های تجدید پذیر در کشور تاثیر داشته است.

 تغییر از تکنولوژی انرژی فسیلی به تکنولوژی تولید انرژی های تجدید پذیر زمان بر و مستلزم صرف هزینه های مالی هنگفتی است. همچنین تولید انرژیهای تجدید پذیر می تواند موجب غیر فعال شدن برخی از نیروگاه های فسیلی شود که پیامد آن افزایش بیکاری و رشد منفی برای اقتصاد در کوتاه‌مدت خواهد بود. در بلند مدت و با حمایت های مالی و سرمایه‌گذاری که از سوی دولت ها انجام می شود،  سرمایه گذاری در این نوع انرژی ها می تواند سود آور شده و رشد اقتصادی را بیشتر کند. مضافا با توجه به اینکه هزینه های استحصال، تولید، توزیع و مصرف این دسته از انرژی های اثرات کمتری بر محیط زیست دارد، در نتیجه با محاسبه صرفه جویی های ناشی از اجتناب از این هزینه ها، در مجموع رشد اقتصادی بیشتر خواهد شد.



* این مقاله از پایان‌نامه آقای غفار کیانی دانشجوی کارشناسی ارشد اقتصاد انرژی در دانشگاه آزاد اسلامی  تهران مرکزی استخراج شده است.

1- استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ابران. (نویسنده مسئول) ،bbaseri@gmail.com

2- استادیار اقتصاد، دانشکده اقتصاد و حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی، تهران، ایران.   Abbassiebrahim@yahoo.com

3- کارشناس ارشد اقتصاد انرژی از دانشکده اقتصاد و حسابداری  دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران.  hafez.kia@gmail.com 



[i] Alternative scenario

[ii]  کل مصرف انرژی نهایی عبارت است از هر مصرف نوع انرژی  (اعم از اولیه یا ثانویه) که پس از کسر تلفات توزیع و مقادیر ذخیره شده، برای خرید در دسترس مصرف کننده قرار می گیرد؛ مانند بنزین موجود در جایگاههای فروش یا برقی که در دسترس خانوار قرار دارد.

[iii] The World Summit on Sustainable Development

[iv] Renewable energy

[v] interaction

[vi] ecosystem

[vii] Sari and Soytas

[viii] Bowden and Payne

[ix] unidirectional causality

[x] Yildirim et al

[xi] Ocal and Aslan

[xii] Lean and Smyth

[xiii] Tuggu

[xiv] Leitao

[xv] Menegaki

[xvi] Esso

[xvii] Fang

[xviii] Tiwari

[xix] Apergis and Payne

[xx] Pao and Fu

[xxi] Vaona

[xxii] Toda and Yamamoto

[xxiii] Box and Jenkins

[xxiv] Menyah & Wolde-Rufael

[xxv] Ohlan

[xxvi] Perobelli & Oliveira

[xxvii] Energy development potential index

[xxviii] Sadorsky

[xxix] Olugasa et al

[xxx] Tahvonen and Salo

[xxxi] Tahvonen & Salo

[xxxii] benchmark growth model

[xxxiii] Tugcu et al.

[xxxiv]  Sabri and Ben Salah

[xxxv]  BRICs (Brazil, Russia, India and China)

[xxxvi] Meadows

[xxxvii] Manahan

[xxxviii]  انرژی نهایی عبارت است از هر نوع انرژی (اعم از اولیه و ثانویه) که پس از کسر تلفات توزیع و مقادیر ذخیره شده، برای خرید در دسترس مصرف کننده قرار می‌گیرد، مانند بنزین موجود در جایگاه‌های فروش یا برقی که در دسترس خانوار قرار می‌گیرد. انرژی نهایی در نقطه مصرف به انرژی مفید تبدیل می‌شود.

[xxxix] heteroskedasticity consistent (HC) and heteroskedasticity and  autocorrelation consistent (HAC)   

 

1)     الهیاری ثانی، نگین. (1391). بررسی و تحلیل منابع مصرف انرژی در اقتصاد کشورهای ایران، اندونزی و نروژ با استفاده از روش تحلیل تجزیه ساختاری (SDA)، پایان نامه کارشناسی ارشد اقتصاد محیط زیست. دانشکده اقتصاد. دانشگاه علامه طباطبایی

2)     آهنگری. عبدالمجید، سعیده کامران پور (1395)، تأثیر توسعه مالی و ارزش افزوده بر مصرف انرژی در بخشهای صنعت و کشاورزی ایران، فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادیِ کاربردی ایران، سال پنجم، شماره 19، صفحات 289-286

3)     کاظمی فرد. شعله، لیلا ناجی، فرامرز افشار طارمی (1396) مروری بر نقش منابع انرژی تجدیدپذیر در توسعه پایدار، فصلنامه علمی  ترویجی انرژیهای تجدیدپذیر و نو، سال چهارم، شماره اول، تابستان 1396، ص ص 34-43

4)     پوراصغر سنگاچین، فرزام، فاطمه غفاری رهبر، محمد حسین آبادی (1394)، توسعه پایدار- مبانی و شاخص های پایداری، انتشارات علم کشاورزی

5)     استادزاد. علی حسین (1392) پیش بینی بلندمدت سهم بهینه انرژی های تجدیدپذیر از کل انرژی در قالب یک الگوی رشد پایدار: مورد ایران (1420-1387)، مجله پژوهش های برنامه ریزی و سیاست گذاری انرژی، سال یکم، شماره 1، بهار 1392 ، صفحات 28-5

6)      صادقی. سید کمال، سکینه سجودی، فهیمه احمد زاده دلجوان ( 1396) تاثیر انرژی های تجدید پذیر بر رشد اقتصادی و کیفیت محیط زیست در ایران، فصلنامه پژوهش های سیاست گذاری و برنامه ریزی انرژی، سال سوم، شماره 6، صفحات، 202-171

7)     محمدی. تیمور، حمید ناظمان، محسن نصرتیان نسب (1391)، رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی در ایران ( تحلیلی از مدل علیت خطی و غیر خطی)، فصلنامه اقتصاد محیط زیست و انرژی، سال دوم، شماره 5، صفحات 170-153

8)     ابراهیمی محسن، فریماه رحیمی موگویی (1390)، اثر آستانه‌ای نرخ رشد اقتصادی بر توسعه‌ی انرژی‌های تجدید‌پذیر در اثر تغییر قیمت انرژی: مطالعه‌ی کشورهای گروه دی هشت، فصلنامه تحقیقات اقتصادی راه اندیشه،زمستان

9)     عباسی ابراهیم، مصطفوی سید ایمان، 1395، بررسی روشهای تأمین مالی پروژه‌ها در بخش بالادستی صنعت نفت ایران، فصلنامه اقتصاد مالی، تابستان 1395

 

10) صادقی. حسین، عدل آذر، سمانه خاکسار آستانه ( 1394)، بهینه یابی تأمین منابع انرژی با هدف تولید برق، چشم انداز ایران در افق 1404، فصلنامه پژوهش های اقتصادی (رشد و توسعه پایدار)  سال پانزدهم  شماره سوم  پاییز ، صفحات 118-91

11) گلشنی. وجیهه (1394) تجزیه و تحلیل ساختاری مصرف انرژی در کشورهای ایران، چین و انگلستان با استفاده از روش SDA، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم تحقیقات، دانشکده محیط زیست و انرژی، گروه اقتصاد انرژی

12) تهامی پور. مرتضی، سمانه عابدی، رضا کریمی بابا احمدی، مرتضی ابراهیمی زاده (1395)، بررسی تأثیر انرژی های تجدید پذیر بر سرانه رشد اقتصادی واقعی ایران، پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران،  سال پنجم، شماره 91 ، تابستان 1395 ، صفحات 77-53

13) مدوز. دونلا، یورگن راندرز، دنیس مدوز (1388) محدودیت های رشد، به هنگام شده پس از سی سال، ترجمه علی حبیبی، فرزام پوراصغر سنگاچین، انتشارات موسسه عالی پژوهش مدیریت و برنامه ریزی

14) رشد سبز، منابع، انعطاف پذیری و پایداری محیط زیست (1394)، ترجمه مصطفی پناهی، فرزام پوراصغر سنگاچین،‌ انتشارات واحد علوم و تحقیقات دانشگاه آزاد اسلامی

15) سند برنامه ششم توسعه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی جمهوری اسلامی ایران (1399-1395)، (1394) ، سازمان مدیریت و برنامه ریزی کشور

16)   System of Environmental- Economic Accounting 2012-Central Framework (2014), World Bank & United Nations

17)   Sari, R., Soytas, U. (2008). The relationship between disaggregate energy consumption and industrial production in the United States: An ARDL approach, Energy Economics, 30, 2302-2313.

18)   Bowden, N., Payne, J.E. (2010). Sectoral analysis of the causal relationship between renewable and non-renewable energy   onsumption and real output in the U.S., Energy Sources, Part B: Economics, Planning, and Policy, 5, 400-408.

19)   Berndt, E. and Wood, D. (1979) 'Engineering and econometric interpretations of energy'capital and complementarity', American  Economic Review, June

20)   Payne, J.E. (2010). Survey of the international evidence on the causal relationship between energy consumption and growth, Journal of Economic Studies, 37, 53-95.

21)   Menyah, Kojo and YemaneWolde-Rufael(2010), “CO2 Emissions, Nuclear Energy, Renewable Energy and Economic Growth in the US”, Energy Policy 38 , 2911–2915.

22)   Yildirim, E., Sarac, S., Aslan, A. (2012). Energy consumption and economic growth in the USA:Evidence from renewable energy, Renewable and Sustainable Energy Review, 16, 6770-6774.

23)   Ocal, O., Aslan, A. (2013). Renewable energy consumption–economic growth nexus in Turkey, Renewable and Sustainable Energy Reviews, 28, 494-499.

24)   Lean, H.H., Smyth, R. (2013). Disaggregated energy demand by fuel type and economic growth in Malaysia, Discussion Paper, No. 43-13, Department of Economics, Monash University

25)   Tugcu, .T. (2013). Disaggregate energy consumption and total factor productivity: A cointegrationand causality analysis for the Turkish economy, International Journal of Energy Economics

26)   and Policy, 3, 307-314.

27)   Leitao, N.C. (2014). Economic growth, carbon dioxide emissions, renewable energy and globalization, International Journal of Energy Economics and Policy, 4, 391-299.

28)   Esso, J.L. (2010). The energy consumption-growth nexus on seven Sub-Sahara African countries, Economic Bulletin, 30, 1191-1209.

29)   Economics Bulletin, 31, 2356-2372.

30)   Apergis, N., Payne, J.E. (2012). The electricity consumption-growth nexus: Renewable versus nonrenewable electricity in Central America, Energy Sources, Part B: Economics, Planning, and Policy, 7, 423-431.

31)   Pao, H.T., Fu, H.C. (2013). The causal relationship between energy resources and economic growth in Brazil, Energy Policy, 61, 793-801.

32)   Manahan Stanley E. (2010) , environmental Chemistry,   Taylor & Francis Group

33)   Tahvonen, O. and S. Salo (2001), "Economic Growth and Transitions Between Renewable and Nonrenewable Energy Resources", European Economic Review, Vol. 45, PP. 1379-1398

34)   Menegaki, Angeliki N. (2011), “Growth and Renewable Energy in Europe: A Random Effect Model With Evidence for Neutrality  Hypothesis”, Energy Economics 33, 257–263.

35)   Tahvonen, Olli and Seppo Salo(2001), “Economic Growth and Transitions between Renewable and Nonrenewable Energy  Resources”, European Economic Review 45 ,1379-1398

36)   Vaona, Andrea (2010), “Granger Non-causality between (non)Renewable Energy Consumption and Output in Italy since 1861”, Working Paper Series Department of Economics University of Verona 19, 2036-4679.

37)   Organisation for Economic Co-operation and Development, Indicators to measure decoupling of environmental pressure from economic growth, accessed from  http://www.oecd.org/dataoecd/0/52/1933638.pdf on 30 June 2010.

 

یادداشت‌ها