تاثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تجارت خارجی بر انتشار گازهای گلخانه‌ای در ایران

فصلنامه مدلسازی اقتصادی (سال نهم، ‌شماره 1 «پیاپی 29»، بهار 1394، صفحات 84-63)

تاثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تجارت خارجی بر

انتشار گازهای گلخانه­ای در ایران

تقی ترابی،٭ امین خواجویی‌پور،٭٭ سمانه طریقی،+ محمدرضا پاکروان´

تاریخ دریافت: 08/10/93              تاریخ پذیرش: 22/02/94

چکیده

مقاله حاضر به طور تجربی ارتباط بین میزان انتشار این گاز را با مصرف انرژی، درآمد و تجارت خارجی ایران برای دوره زمانی 90-1350 و بر اساس منحنی زیست محیطی کوزنتس بررسی کرده است. برای این منظور از روش خود توزیع با وقفه­های گسترده استفاده شد. نتایج به دست آمده نشان می­دهد مصرف سرانه انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه واقعی و درجه باز بودن اقتصاد تأثیری مثبت و معنا­دار بر میزان انتشار سرانه گاز دی­اکسیدکربن دارند. همچنین نتایج نشان می­دهد عدم تعادل در سطح انتشار گاز دی اکسید کربن پس از گذشت حدود دو سال به واسطه تغییر متغیرهای سطح مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی و درجه باز بودن اقتصاد تعدیل می‌شود. با توجه به روند رو به افزایش سرانه انتشار دی­اکسید­کربن در کشور ایران، نیاز به اعمال سیاست‌های زیست­محیطی جدیدی برای حفظ محیط زیست است.

طبقه‌بندی JEL :C22, F1 Q53, Q56,   

واژگان کلیدی: انتشار دی‌اکسیدکربن، ایران، درجه باز بودن اقتصاد، منحنی زیست محیطی کوزنتس، ARDL.

1. مقدمه

افزایش هشدارهای جهانی و تغییرات آب و هوایی طی دو دهه اخیر، به یکی از نگرانی­های عمده تبدیل شده است. بعد از جنگ جهانی دوم توجه بسیاری از کشورهای در حال توسعه کنونی عمدتاً به فرآیند صنعتی شدن معطوف بوده و توجهی به مسائل زیست محیطی و مدیریت محیط زیست و منابع طبیعی نشده است. در حقیقت کشورهای در حال توسعه در ایفای نقش خود به عنوان تأمین‌کننده کالاهای عمومی ناتوان بوده­ و در جبران شکست­های بازار به خصوص در زمینه توجه به حفاظت از محیط­زیست و جلوگیری از تخریب و آلودگی آن با ناکامی روبرو بوده­اند.

تأثیر هشدارهای جهانی بر اقتصاد کشورهای مختلف و اقتصاد جهانی مورد توجه بسیاری از محققان از دهه 1990 واقع شده و سازمان­های جهانی بسیاری در سطح جهانی با هدف کاهش اثرات زیان‌بار ناشی از هشدارهای جهانی از طریق موافقت‌نامه­های درون دولتی و یا ایجاد محدودیت و اجبار، تشکیل شده است. توافق‌نامه­ی کیوتو یکی از این قبیل توافقات است که در سال 1997 بعد از یک‌سری مذاکرات گسترده و همه جانبه امضاء شده است. هدف اصلی این توافق‌نامه کاهش میزان انتشارگازهای گلخانه­ای است که سبب تغییرات آب و هوایی می­شوند. این توافق‌نامه محدودیت­هایی را برای دولت­های آلوده­کننده تعیین می­نماید و برای این منظور به جدول زمان­بندی شده­ای برای درک میزان آلودگی کاهش یافته برای کشورهای توسعه یافته نیاز دارد. بر اساس گزارشات بانک جهانی در سال 2007 میلادی، از بین آلوده­کننده­های محیطی که سبب تغییرات آب و هوایی می‌شوند، دی­اکسیدکربن 8/58 درصد کل گازهای گلخانه­ای را به خود اختصاص داده است. در کشور ایران نیز  انتشار گاز آلاینده­ی CO2 روندی صعودی داشته است. به طوری که مقدار انتشار گاز فوق از حدود 302 میلیون تن در سال 1380، به حدود 492 میلیون تن در سال 1386 افزایش یافته است. بر اساس توافقنامه کیوتو، دولت ایران ملزم به کاهش میزان انتشار کل گاز دی‏اکسیدکربن می­باشد. عامل اصلی انتشار گازهای گلخانه­ای، گسترش مصرف انرژی و سوخت­های فسیلی در بخش­های مختلف اقتصادی می­باشد.

شواهد زیادی مبنی بر ارتباط مثبت بین مصرف انرژی و بهبود متغیرهای کلان اقتصادی وجود دارد. بهبود متغیرهای کلان اقتصادی به واسطه رشد مصرف انرژی، سبب گسترش آلودگی می‌گردد. ارتباط بین متغیرهای اقتصادی با آلودگی محیطی همانند ارتباط بین این متغیرها با مصرف انرژی است. تولید ناخالص ملی یکی از متغیرهای مهم اقتصادی است که معیاری برای سنجش رشد اقتصادی محسوب می‌شود. ارتباط بین رشد اقتصادی با آلودگی محیط‌زیست طی دو دهه اخیر به طور گسترده­ای مورد تجزیه و تحلیل آماری قرار گرفته است. چارچوب عملی برای ارزیابی فوق مبتنی بر فرض منحنی محیط زیست کوزنتس است. از سوی دیگر در سال­های اخیر مبادلات اقتصادی بین کشورها به واسطه گسترش تجارت بین­الملل توسعه یافته است. مبادله کالا  بین کشورها به مفهوم تولید یک کالا در یک کشور و مصرف آن در کشور دیگر، سبب ایجاد آلودگی بیشتر در کشور تولیدکننده می‏گردد.

بر اساس گزارشات بانک جهانی در سال 2007 میلادی،  مهمترین آلوده­کننده­ زیست محیطی است که 8/58 درصد کل گازهای گلخانه­ای را به خود اختصاص داده و عامل اصلی تغییرات آب و هوایی محسوب می‌شود. در کشور ایران نیز  انتشار گاز آلاینده­ی  روندی صعودی داشته است به طوری که مقدار انتشار گاز فوق از حدود 302 میلیون تن در سال 1380، به حدود 512 میلیون تن در سال 1389 افزایش یافته است. منبع اصلی انتشار این گاز گسترش مصرف انرژی و احتراق سوخت‌های فسیلی است که متاسفانه در حال حاضر ابزار اصلی تولید انرژی در نظام‌های اقتصادی صنعتی است. علاوه بر این، وجود انرژی عامل اساسی نیل به رشد و توسعه اقتصادی است و بنابراین در کشورهای در حال توسعه شدیدا مورد نیاز است (محرابی بشرآبادی و همکاران، 1389).

شواهد زیادی مبنی بر ارتباط مثبت بین مصرف انرژی و بهبود متغیرهای کلان اقتصادی وجود دارد. بهبود متغیرهای کلان اقتصادی به واسطه رشد مصرف انرژی، سبب گسترش آلودگی می‌گردد. ارتباط بین متغیرهای اقتصادی با آلودگی محیطی همانند ارتباط بین این متغیرها با مصرف انرژی است. تولید ناخالص ملی یکی از متغیرهای مهم اقتصادی است که معیاری برای سنجش رشد اقتصادی محسوب می­شود. ارتباط بین رشد اقتصادی با آلودگی محیط­زیست طی دو دهه اخیر به طور گسترده­ای مورد تجزیه و تحلیل آماری قرار گرفته است. چارچوب عملی برای ارزیابی فوق مبتنی بر فرض منحنی زیست محیطی کوزنتس است.

بنابر آنچه در بالا به آن اشاره شد، به نظر می‌رسد که رشد و توسعه اقتصادی و به دنبال آن افزایش روزافزون مصرف انرژی باعث افزایش انتشار گازهای گلخانه­ای خواهد شد. وقوع این پدیده در کشورهای مختلف با هم متفاوت است، به طوری که در بعضی از کشورها در دوره زمانی طولانی خود رشد و توسعه فناوری می‌تواند موجب کاهش آلودگی شود، در حالی که در همه کشورها چنین حالتی وجود نخواهد داشت. 

با توجه به این که در سال­های اخیر در کشور ایران مصرف انرژی سیری صعودی داشته و از سوی دیگر دامنه ارتباطات تجاری ایران با سایر کشورها توسعه یافته است، مقاله حاضر با به کارگیری چارچوبی مشابه، ارتباط بین آلودگی، رشد اقتصادی و تجارت بین­الملل توأم با هم مورد ارزیابی قرار داده است. بنابراین سوال اصلی تحقیق بدین صورت مطرح می­شود که آیا مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تجارت خارجی به عنوان متغیرهای مورد نظر در مطالعه حاضر، اثر معنا­داری بر انتشار گازهای گلخانه‌ای دارند؟ آیا تئوری کوزنتس در مورد آلودگی محیط زیست ایران برقرار است؟ به منظور پاسخ به این پرسش، در بخش دوم مقاله ادبیات موضوع، بخش سوم مواد و روش‌ها، در بخش چهارم نتایج و بحث و در بخش نهایی پیشنهادهای لازم در راستای نتایج ارایه می­شود.

2. ادبیات موضوع

انتشار گازهای گلخانه­ای ارتباط نزدیکی با مصرف انرژی در بخش­های مختلف اقتصادی دارد. این ارتباط در کشورهای مختلف توسط محققان مورد بررسی قرار گرفته است. سی و یوسل (2006)[1] ارتباط بین مصرف انرژی و انتشار گاز دی­اکسیدکربن را در کشور ترکیه در دوره زمانی       2002-1970 مورد بررسی قرار دادند. برای این منظور کل انرژی مصرفی با استفاده از رشد اقتصادی و رشد جمعیت که دو فاکتور مهم و اصلی در زمینه مصرف انرژی در کشورهای در حال توسعه هستند، تعیین گردید، سپس ارتباط بین کل انرژی مصرفی و انتشار گاز CO2 با استفاده از یک تجزیه و تحلیل رگرسیونی، مورد بررسی قرار گرفت. نتایج به دست آمده نشان داد یک ارتباط قوی بین مصرف انرژی و انتشار گاز دی­اکسید­کربن وجود دارد. جلیل و محمود (2009)[2]  ارتباط بین انتشار کربن را با مصرف انرژی، درآمد و تجارت در کشور چین بر اساس داده­های مربوط به دوره زمانی 2005-1975 مورد بررسی قرار دادند. هدف این تحقیق بررسی وجود یا عدم وجود ارتباط بین انتشار گاز دی­اکسیدکربن و درآمد ناخالص داخلی بر اساس منحنی زیست محیطی کوزنتس بود. به منظور تجزیه و تحلیل تجربی، روش خود توزیع با وقفه­های گسترده[3] مورد استفاده قرار گرفت. نتایج به دست آمده ارتباط مستقیم بین رشد اقتصادی و انتشار گاز دی‌اکسیدکربن را نشان می­دهد. همچنین نتایج نشان داد  که انتشار گاز دی­اکسیدکربن در بلندمدت به وسیله درآمد و مصرف انرژی تعیین می­گردد. تجارت خارجی نیز تأثیری مثبت و معنا­دار بر مصرف انرژی دارد. آپرگس و پن[4] (2009)  ارتباط بین انتشار گاز دی­اکسیدکربن، مصرف انرژی و خروجی را با استفاده از داده­های فصلی و مدل تصحیح و خطای برداری برای شش کشور مرکزی آمریکا برای دوره زمانی 2004-1971 مورد بررسی قرار دادند. نتایج به دست آمده نشان داد در بلندمدت تعادل مصرف انرژی تأثیری مثبت و معنا­دار بر انتشار گاز دی‏اکسیدکربن دارد. لی و هویت[5] (2008)  تأثیر تجارت بین چین و انگلستان را بر انتشار گاز دی­اکسیدکربن جهانی و ملی در سال 2004 مورد ارزیابی قرار داد. نتایج نشان داد میزان انتشا گاز دی­اکسیدکربن در انگلستان، در نتیجه این ارتباط تجاری 11 درصد در مقایسه با حالت عدم وجود روابط تجاری در سال 2004 کاهش یافته است. اما به دلیل کربن محور شدن کارخانه­های صنعتی در چین و نیز کارآیی پایین فرآیند تولیدی صنایع چین، تجارت چین با انگلستان در سال 2004، 117 میلیون تن دی­اکسیدکربن به کل دی­اکسیدکربن منتشر شده به طور جهانی افزوده است. آزوماهو و همکاران[6] (2006)  به طور تجربی ارتباط بین میزان سرانه انتشار گاز دی­اکسیدکربن و تولید ناخالص داخلی سرانه را در دوره زمانی 1996-1960 با استفاده از داده­های فصلی مربوط به 100 کشور مورد بررسی قرار داد. نتایج به دست آمده وجود ارتباط مثبت و فزاینده را بین دو متغیر فوق تأیید می‌نماید. هالیکیوگلو[7] (2009) به طور تجربی ارتباط بین انتشار کربن، مصرف انرژی، درآمد و تجارت خارجی را در کشور ترکیه برای دوره زمانی 2005-1960 مورد بررسی قرار داد. نتایج به دست آمده از بررسی ارتباط پویای بلندمدت بین انتشار دی‌اکسید­کربن و متغیرهای فوق، نشان داد درآمد معنادارترین متغیر توضیح دهنده انتشار کربن در کشور ترکیه است. مصرف انرژی و تجارت خارجی در رتبه­های بعدی قرار دارند. مینیاه و والد روفیل^[8] (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 به دست نیامده است در حالی که رابطه­ی علّیت یک طرفه­ای از تولید ناخالص داخلی به مصرف انرژی تجدید پذیر وجود دارد. آپرگیس و همکاران^[9] (2010)، به آزمون رابطه­ی علّی بین انتشار دی اکسید کربن، مصرف انرژی هسته­ای، مصرف انرژی تجدید­پذیر و رشد اقتصادی برای یک گروه از 19 کشور توسعه یافته و در حال توسعه برای دوره­ی 1984 تا 2007 با استفاده از مدل پانل تصحیح خطا پرداخته­اند. آنها بیان کرده­اند رابطه­ی علّیت دو طرفه بین مصرف انرژی تجدید­پذیر و رشد اقتصادی به این معناست که گسترش انرژی تجدید­پذیر نه تنها می­تواند وابستگی به منابع انرژی خارجی برای اقتصاد­های وابسته به واردات را کاهش دهد، بلکه این عامل می­تواند ریسک ناشی از نوسان عرضه­ی گاز طبیعی، نفت و قیمت‌ها را کاهش دهد.

آروری و همکاران[10] (2012) در مطالعه­ی خود با عنوان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تولید CO₂در کشورهای خاورمیانه و شمال آفریقا، به بررسی رابطه بین تولید CO₂ و مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی بر روی 12 کشور این منطقه در دوره زمانی 2005-1981 پرداختند. نتایج نشان داد که در بلندمدت بین مصرف انرژی تجدید ناپذیر و تولید CO₂ رابطه مثبت وجود دارد. کولونیس[11] (2013) به بررسی رابطه علی بین مصرف انرژی تجدیدپذیر، تولید ناخالص داخلی و انتشار گازهای گلخانه­ای در دانمارک با استفاده از داده­های سالیانه 2012-1372 پرداختند. نتایج آزمون هم انباشتگی یوهانسون بیان می­کند که هیچ‌گونه هم انباشتگی بین متغیرها وجود نداشته و آزمون علیت گرنجر نشان­دهنده­ی یک علیت یک سویه از مصرف انرژی تجدیدپذیر به انتشار گازهای گلخانه­ای وجود دارد. ماین لیم و همکاران[12] (2014) به بررسی مسائل مربوط به علیت کوتاه­مدت و بلندمدت در مصرف نفت، تولید گازهای گلخانه­ای و رشد اقتصادی در فیلیپین با استفاده از تکنیک­های سری زمانی و داده­های سالانه برای دوره­ی زمانی 2012-1965 پرداختند. یافته­های مهم تحقیق یک علیت یک سویه بین مصرف نفت و انتشار گازهای گلخانه­ای را نشان می­دهد، که بدان معناست که کشور فیلیپین نیاز به بهبود بهره­وری در مصرف نفت به منظور کاهش انتشار گازهای گلخانه­ای دارد.

مهرابی بشرآبادی و همکاران (1389) در مطالعه‌ای تاثیر آزادسازی تجاری بر آلودگی محیط زیست در ایران را مورد بررسی قرار داده و به این نتیجه رسیدند که آزادسازی تجاری و درجه باز بودن اقتصاد آلودگی را کاهش داده و نسبت سرمایه به نیروی کار و تولید ناخالص داخلی تاثیر مثبت بر آلودگی دارند. همچنین در این مطالعه منحنی زیست محیطی کوزنتس را برای ایران تایید می‌کند. بهبودی، فلاحی و برقی گلعذانی (1389) عوامل اقتصادی و اجتماعی موثر بر انتشار سرانه  در ایران را با استفاده از روش هم انباشتگی جوهانسن و جوسیلیوس و مدل تصحیح خطای برداری مورد بررسی قرار دادند. نتایج حاصل از این مطالعه نشان دهنده وجود رابطه مثبت بین متغیرهای مصرف انرژی، رشد اقتصادی، آزادسازی تجاری، جمعیت شهرنشین و انتشار سرانه  می‌باشد. بهبودی و برقی گلعذانی (1387) در مطالعه‌ای اثرات زیست محیطی مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران را مورد بررسی قرار دادند. بر اساس نتایج آنها یک درصد افزایش در شدت استفاده از انرژی باعث افزایش 92/0 درصدی انتشار سرانه ی گاز  و آلودگی محیط زیست شده است. همچنین، با افزایش یک درصدی تولید ناخالص داخلی سرانه انتشار سرانه گاز  به مقدار 31/1 درصد افزایش داشته است. شعبانی، صالح و یزدانی (1389) در مطالعه‌ای علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه­ای در ایران را مورد بررسی قرار دادند. نتایج حاکی از وجود یک رابطه یک طرفه ازحجم گاز دی اکسیدکربن برتولید  ناخالص داخلی بوده و منحنی زیست محیطی کوزنتس مورد تایید واقع نشد.

محمدی و سخی (1392) در مطالعه­ای به بررسی تاثیر تجارت، سرمایه‌گذاری خارجی و توسعه انسانی بر شاخص عملکرد محیط زیست پرداختند. برای این منظور کشورهای مورد مطالعه بر اساس درآمد ناخالص ملی و طبق تقسیم‌بندی بانک جهانی به دو گروه بالای درآمدی و پایین درآمدی تقسیم بندی شده‌اند. نتایج رگرسیون نشان می‌دهد که آزادسازی تجاری در کشورهای با در آمد بالا باعث افزایش شاخص عملکرد محیط زیست و در کشورهای با درآمد پایین باعث کاهش شاخص عملکرد محیط زیست شده است. از این رو، فرضیه پناهگاه آلودگی در گروه کشورهای با درآمد پایین رد نمی‌شود. در هر دو گروه از کشورها، شاخص توسعه انسانی اثر مثبت و معناداری بر شاخص عملکرد زیست محیطی دارد و از این رو، ارتقا شاخص سرمایه انسانی از طریق افزایش آگاهی عمومی و سطح دانش، می‌تواند باعث کاهش اثرات مخرب فعالیت‌های انسانی روی محیط زیست شود.

فطرس و همکاران (1390) در مطالعه­ی خود به بررسی تاثیر شدت انرژی و گسترش شهر‌نشینی بر تخریب ‌محیط زیست در ایران با استفاده از تکنیک هم­جمعی پرداختند. نتایج، مبین تاثیر مثبت و معنادار متغیرهای شدت انرژی، رشد شهرنشینی و جمعیت بر انتشار گاز دی ‌اکسید کربن است. از یافته‌‌های دیگر تحقیق، تایید فرضیه منحنی زیست ‌محیطی کوزنتس در ایران برای دوره مورد بررسی است. به این معنا که رشد اقتصادی در ابتدا - از جمله با افزایش مصرف انرژی - باعث افزایش آلودگی هوا شده است. اما با تداوم رشد که از جمله بهبود روش‌های استفاده از انرژی را موجب شده، کاهش شدت انرژی را در پی داشته و میزان آلودگی هوا به آهستگی رو به نقصان گذاشته است.

پهلوانی و همکاران (1392) به بررسی رابطه بلندمدت مصرف زغال‌ سنگ بر انتشار دی‌اکسیدکربن در ایران با استفاده از تکنیک  ARDLپرداختند. نتایج نشان داد که یک رابطه بلندمدت بین مصرف زغال سنگ، رشد اقتصادی، تجارت آزاد و تولید دی‌اکسیدکربن وجود دارد. همچنین نتایج تجربی حضور منحنی زیست‌محیطی کوزنتس در کوتاه‌مدت و بلندمدت نیز نشان داد که مصرف زغال سنگ بر روی رشد اقتصادی کشور اثر دارد. بنابراین اولین اقدام در جهت کاهش انتشار در کشور، توجه به فرایند مصرف زغال سنگ است، از این رو، باید سیاست‌گذاری و اقدامات لازم در جهت اصلاح و افزایش کارایی مصرف زغال سنگ انجام پذیرد.

مطالعات مختلف دیگری در این زمینه انجام شده که می توان به مطالعات نصرالهی و غفاری گولک (1389)، لطفعلی پور و آشنا (1389) و واثقی و اسماعیلی (1388) اشاره کرد.

با توجه به مطالعات انجام شده در بسیاری از کشورهای در حال توسعه و توسعه یافته، ارتباط معنا‌داری بین انتشار گاز دی­اکسیدکربن که یکی از آلاینده­های مهم محیطی است، با رشد و توسعه اقتصادی کشورها و نیز گسترش تجارت بین­الملل محصولات وجود دارد. با توجه به این که کشور ایران جزء کشورهای در حال توسعه­ای است که در آستانه الحاق به سازمان تجارت جهانی و در نتیجه گسترش مبادلات تجاری است، لازم است ارتباط بین متغیر تولید ناخالص ملی سرانه به عنوان شاخص توسعه اقتصادی و نیز درجه باز بودن اقتصاد به عنوان شاخص گسترش تجارت بین‌الملل، با انتشار گاز دی­اکسیدکربن مورد بررسی قرار گیرد.

3. روش­شناسی

به نظر می­رسد دو جنبه تحقیقاتی کلی در خصوص ارتباط بین رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی محیط­زیست وجود دارد. جنبه اول به ارتباط بین محصول تولیدی و مصرف انرژی مربوط می­شود. از آنجا که میزان محصول تولیدی معیاری برای سنجش رشد اقتصادی محسوب می­شود، رشد اقتصادی نیز در ارتباط نزدیکی با مصرف انرژی خواهد بود. بنابراین مصرف کاراتر انرژی به سطوح بالاتر رشد اقتصادی منجر خواهد شد. جنبه دوم به ارتباط بین آلودگی محیط ­زیست و میزان محصول تولیدی مربوط می­شود. این روند اصولاً توسط فرضیه زیست­محیطی کوزنتس[13] مورد آزمون قرار می­گیرد. کوزنتس در مقاله­ای در سال 1955 ارتباط بین درآمد سرانه و نابرابری درآمدی را به صورت یک منحنی U شکل پیش­بینی کرد. به این ترتیب که با افزایش درآمد سرانه در ابتدا نابرابری درآمدی افزایش می­یابد، اما بعد از رسیدن به نقطه حداکثر، روندی کاهشی خواهد داشت. به این ترتیب ارتباط بین درآمد سرانه و نابرابری درآمدی به صورت یک منحنی زنگوله­ای خواهد بود. این منحنی بعدها به منحنی کوزنتس شهرت یافت. در دهه 1990 میلادی کاربرد این منحنی برای بررسی پدیده­های دیگری توسعه یافت.

یکی از جنبه­های کاربردی این منحنی بررسی ارتباط بین سطح تخریب محیط­ زیست و درآمد سرانه است. شواهدی وجود دارد که ارتباط بین سطح کیفیت محیط­ زیست که میزان انتشار گازهای گلخانه­ای، یکی از شاخص­های مناسب برای سنجش آن است، و درآمد سرانه U شکل است. از این رو، رابطه مربوط به منحنی کوزنتس برای بررسی ارتباط بین محیط ­زیست و درآمد سرانه مناسب می­باشد. به تدریج گسترش تجارت بین جوامع مختلف و طرح دیدگاه­های متفاوت در خصوص ارتباط بین تجارت و کیفیت محیط­ زیست، فرم تعمیم یافته رابطه مربوط به منحنی کوزنتس توسط محققانی همچون ساری و چاپمن (1998)[14] توسعه یافت. با توجه به وضعیت توسعه یافتگی کشور ایران و نیز طرح الحاق ایران به سازمان تجارت جهانی، مقاله حاضر ارتباط بین انتشار گاز دی­اکسیدکربن، مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تجارت خارجی را با استفاده از رابطه مربوط به منحنی کوزنتس مورد بررسی قرار داده است. صورت لگاریتمی رابطه کوزنتس در معادله (1) آورده شده است.

در معادله (1) C_t میزان انتشار سرانه گاز دی اکسید کربن، e_t مقدار سرانه مصرف سوخت، Y_t تولید ناخالص ملی حقیقی سرانه، Y_t² مربع تولید ناخالص ملی حقیقی سرانه و f_t شاخص درجه باز بودن اقتصاد در زمان t می­باشد. برای ارزیابی درجه باز بودن اقتصاد سه شاخص عمده وجود دارد. روابط (2) تا (4) چگونگی محاسبه شاخص­های فوق را نشان می‌د‌هند.

در روابط فوق GDP_t , M_t , X_t به ترتیب بیانگر ارزش واقعی صادرات و واردات کالاها و خدمات و تولید ناخالص داخلی می­باشند. در مقاله حاضر به منظور تعیین درجه باز بودن اقتصاد به عنوان معیار سنجش تجارت بین­الملل، از شاخص سوم که مرسوم­تر است استفاده شد. داده­های به کار رفته در تحقیق حاضر مربوط به دوره زمانی 90-1350 می­باشد که از منابع مختلفی همچون ترازنامه انرژی، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و بانک جهانی جمع­آوری شده­اند. به دلیل ماهیت داده­های بکار رفته در تحقیق، لازم است پایایی متغیرهای موجود در مدل بررسی شود. برای این منظور از آزمون دیکی- فولر استفاده شده است. برای بررسی تابع تأثیر آلودگی محیط زیست در مطالعه­ی حاضر، از روش خود توزیع با وقفه­های گسترده[15] که توسط پسران و پسران[16] (1997)، پسران و اسمیت[17] (1998)، پسران و شین[18] (1999) و پسران و همکاران[19] (2001) بسط داده شده، استفاده شد. به علت وجود محدودیت­هایی در استفاده از روش­های انگل ـ گرنجر، یوهانسن- جوسیلوس و مدل‌های تصحیح خطا (ECM)، این افراد در مطالعات خود کوشیده‏اند تا با غلبه بر نواقص روش‌های فوق در صدد دستیابی بهتر برای تحلیل روابط درازمدت و کوتاه­مدت بین متغیرها برآیند (امیرتیموری و خلیلیان، 1386). مزیت به کارگیری روش ARDL بر سایر روش­ها این است که صرف­نظر از ماهیت ایستایی متغیرهای موجود در مدل از نوع (0)I و (1)I، می­توان رابطه­ی همگرایی بین متغیرها را بررسی کرد (خلیلیان و فرهادی، 1381). همچنین در مورد نمونه­های کوچک، این روش دارای قدرت توضیح­دهندگی بالایی نسبت به سایر روش‌هاست (آذربایجانی و همکاران، 1388). لذا برآوردهای روش ARDL به دلیل پرهیز از مشکلاتی همچون خودهمبستگی و درون­زایی، نااریب و کارا هستند (کرباسی و پیری، 1387). همچنین این روش، روابط درازمدت و کوتاه­مدت بین متغیر وابسته و سایرمتغیرهای توضیحی الگو را به طور همزمان تخمین می­زند (صدیقی، 2000). مدل فوق برای معادله (1) را می‏توان به صورت رابطه شماره (5) بیان کرد.

بر اساس رابطه شماره (5) متغیر وابسته تحت تأثیر وقفه­های این متغیر و سایر متغیرهای مستقل قرار دارد (جلیل و محمود،[20] 2009). یکی از امکانات روش خود توزیع با وقفه­های گسترده، برآورد ضرایب مربوط به تعادل بلندمدت است. اما لازم است کاذب بودن و نبودن ضرایب تعادل بلندمدت بدست آمده مورد بررسی قرار گیرد. به عبارت دیگر بررسی شود آیا رابطه پویای کوتاه­مدت به سمت تعادل بلندمدت گرایش دارد یا خیر. برای این منظور در تحقیق حاضر از روش آزمون فرض استفاده شده است. در این روش فروض صفر و مقابل به صورت رابطه (6) تعریف می­شود.

فرض صفر بیانگر عدم وجود هم انباشتگی یا رابطه بلند مدت است. زیرا شرط آن که رابطه پویای کوتاه مدت به سمت تعادل بلندمدت گرایش یابد این است که مجموع ضرایب کمتر از یک باشد. برای انجام آزمون مورد نظر در ابتدا لازم است آماره t بر اساس رابطه (7) محاسبه شود.

سپس مقدار محاسباتی با مقادیر بحرانی ارایه شده توسط بنرجی، دولالو و مستر مقایسه گردد. اگر قدر مطلق t به دست آمده با توجه به رابطه­ی (7) از مقادیر بحرانی بزرگ­تر باشد، فرض صفر رد و وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها پذیرفته می­شود. در صورت وجود هم­انباشتگی بین متغیرهای موجود در مدل، می­توان بین نوسانات کوتاه­مدت متغیرها و مقادیر تعادلی بلند­مدت ارتباط برقرار کرد. این امکان از طریق الگوی تصحیح ـ خطا امکان پذیر است. فرم عمومی الگوی تصحیح خطا برای معادله (5) به صورت رابطه (8) قابل بیان است.

در رابطه (8) λ سرعت تعدیل پارامتر مورد نظر یا سرعت نزدیک شدن به مقدار تعادلی بلندمدت را اندازه­گیری می­کند و EC_t-1 جملات پسماندی است که از برآورد مدل همجمعی (1) به دست آمده است.  

4. برآورد و تحلیل مدل

نتایج مربوط به آزمون دیکی ـ فولر برای بررسی پایایی متغیرهای به کار رفته در رابطه (1) در جدول (1) آورده شده است.

جدول1. وضعیت ایستایی متغیرهای مدل

منبع: یافته‌های تحقیق

نتایج حاصل از آزمون دیکی- فولر نشان می­دهد که درجه هم­انباشتگی متغیرهای موجود در مدل مورد بررسی یک است. همچنین، برای برآورد یک مدل اقتصادی لازم است تا وجود یا عدم وجود روابط بین متغیرها بررسی شود. نتایج حاصل از بررسی رابطه علیت بین متغیرهای معرفی شده با گاز دی­اکسید کربن در جدول (2) ارایه شده است.

پس از بررسی درجه انباشتگی متغیرها، لازم است تا با استفاده از آماره­های آکائیک[21] (AIC)، شوآرتز- بیزین[22] (SCB) و آماره [23]LR مقدار وقفه­ی بهینه انتخاب شود. برای تعیین وقفه­ی بهینه از یک مدل VAR[24] استفاده شد. اما باید دقت داشت که برای انتخاب وقفه­ی بهینه بیشترین مقدار آماره­های محاسبه شده مدنظر قرار می­گیرد. نتایج حاصل از انتخاب وقفه­ی بهینه در جدول (3) گزارش شده است. با توجه به نتایج، بیشترین ارزش آماره­های معرفی شده، در وقفه 1 صادق می‌باشند و بنابراین الگوی ARDL با وقفه یک برآورد می­گردد.

جدول 2. نتایج حاصل از بررسی رابطه علیت بین متغیرها

منبع: یافته‌های تحقیق

جدول 3. تعیین وقفه­ی بهینه برای برآورد مدل ARDL

منبع: یافته‌های تحقیق

جدول (4)، نتایج حاصل از برآورد الگوی پویای کوتاه­مدت مربوط به  ارتباط بین مصرف انرژی و گسترش تجارت بین‏الملل را با انتشار سرانه گاز دی­اکسیدکربن نشان می­دهد. برای انتخاب وقفه بهینه می­توان از آماره­های شوآرتز ـ بیزین، آکائیک و هنان­کوئین استفاده کرد که در مطالعه­ی حاضر انتخاب وقفه­ی بهینه براساس آماره­ی شوآرتز یک وقفه تعیین شد. مقادیر گزارش شده داخل پرانتز بیانگر آماره t بوده و معنا­داری هریک از ضرایب برآوردی را نشان می­دهد. با توجه به آماره فوق تمام متغیرهای وارد شده در مدل تأثیری معنی­دار بر میزان انتشار گاز آلاینده دی­اکسیدکربن دارد.

جدول 4. نتایج حاصل از برآورد الگوی پویای کوتاه­مدت

منبع: یافته‌های تحقیق

همچنین نتایج حاصل از بررسی ویژگی­های مدل برآورد شده در جدول (5) ارایه شده است. با توجه به نتایج ارایه شده، مدل برآور شده دارای شرایط صحیح آماری است.

جدول 5. ویژگی­های مدل برآورد شده توسط الگوی (ARDL(1,0,1,0,0

منبع: یافته‌های تحقیق

پس از برآورد ضرایب مربوط به الگوی پویای کوتاه­مدت و تایید عدم وجود شکست ساختاری، به منظور برآورد ضرایب بلند مدت لازم است وجود یا عدم وجود هم­انباشتگی بین متغیرهای موجود در مدل بررسی شود.

با توجه به این که قدر مطلق مقدار آماره محاسباتی از مقدار بحرانی جدول بنرجی، دولالو و مستر برای سطح اطمینان 90 درصد که معادل  (27/3-) می­باشد، بزرگ­تر است، فرض صفر مبنی بر عدم وجود هم­انباشتگی بین متغیرهای مدل رد و لذا وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل تأیید می‏شود. پس از تایید وجود رابطه­ی بلندمدت، حال نوبت به تخمین رابطه­ی بلندمدت می‌رسد. نتایج تخمین این رابطه در جدول (6) ارایه شده است. از بین متغیرهای فوق توان دوم تولید ناخالص داخلی سرانه و عرض از مبدا تأثیری منفی و سایر متغیرها تأثیری مثبت بر انتشار سرانه گاز دی‏اکسیدکربن دارد. ضریب برآورده شده برای متغیر مصرف سوخت سرانه 371/0 می‌باشد که نشان می­دهد با یک واحد افزایش در مصرف سوخت، مقدار انتشار گاز دی­اکسید کربن 37/0 واحد افزایش خواهد یافت. از مطالعات مشابهی که مقدار اثرگذاری این ضریب را مثبت برآورد کرده­اند می­توان به مطالعه­ی لیو[25] (2005)، آنگ[26] (2007، 2008، 2009) و جلیل و محمود (2009) اشاره داشت. از آنجا که گاز دی اکسید کربن منتشر شده در یک دوره تا انتهای همان دوره به طور کامل جذب نمی­شود و مقداری از آن به صورت انباره در محیط باقی می­ماند، میزان دی‎اکسیدکربن منتشر شده در هر دوره آلودگی سرانه دوره بعد را نیز تحت تأثیر قرار می‌دهد. اغلب منابع انرژی به کار رفته در فرآیند تولید، خصوصاً تولیدات بخش صنعت و خدمات منشأ فسیلی دارند و این شکل انرژی عامل اصلی انتشار گاز دی­اکسیدکربن محسوب می­شود. از این رو، افزایش مصرف انرژی سبب افزایش دی­اکسیدکربن منتشر شده در یک کشور می­گردد. ضریب متغیر تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه 88/34 بوده و دارای اثر معنا­داری بر انتشار گاز دی‏اکسیدکربن دارد. بدین معنا که اگر میزان تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه یک واحد افزایش یابد، مقدار انتشار گاز دی­اکسید کربن 34 واحد افزایش خواهد یافت. افزایش تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه به مفهوم افزایش تولید کالا و خدمات مختلف است. با افزایش تولید کالا و خدمات، مصرف نهاده‏های تولیدی نظیر انرژی نیز افزایش می­یابد. اما این افزایش میزان انتشار گاز دی­اکسیدکربن تا یک نقطه­ی تثبیتی ادامه خواهد داشت و از آن نقطه به بعد، افزایش مقدار تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه موجب کاهش انتشار گاز خواهد شد. بنابراین ضریب برآورد شده برای متغیر درجه دوم تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه طبق انتظار و براساس نظریه منفی محاسبه شد. در واقع توان دوم تولید ناخالص داخلی نشان دهنده افزایش بسیار زیاد این متغیر می­باشد که اثر منفی و معنا­داری بر انتشار گازهای گلخانه‏ای دارد.

مطالعات سونگ و همکاران[27] (2008)، دیاگو و همکاران[28] (2009)، جلیل و محمود[29] (2009) و هالیکیوگلو [30] (2008) نیز رابطه U وارونه شکل بین درآمد و کارایی محیط زیست را تایید کرده­اند. بررسی­های انجام شده در جوامع مختلف، بین مصرف انرژی و رشد تولید ناخالص داخلی ارتباط همسویی وجود دارد. افزایش مصرف انرژی به افزایش گاز دی­اکسیدکربن منتشر شده در هر دوره منجر می­شود و گازهای منتشر شده در هر دوره به دلیل تجمع در محیط، سطح آلودگی سرانه در دوره بعد را نیز تحت تأثیر قرار می­دهد. باز شدن درهای اقتصاد به سمت بازارهای جهانی و گسترش تجارت بین­الملل کالاها و خدمات سبب ورود قسمتی از نیازهای داخلی یک کشور از بازارهای جهانی می­گردد. به عبارت دیگر کشورها به واسطه واردات کالاها محصولاتی را مصرف می­کنند که خود آن­ها را در داخل تولید نکرده­اند. در نتیجه هیچ آلودگی به واسطه تولید آن کالاها در کشور تولید نشده است. در مقابل باز بودن درب‌های اقتصاد منجر به ورود تکنولوژی­های تولیدی به کشور شده که می­تواند منجر به افزایش تولید گازهای گلخانه­ای گردد. بسته به این که محتوای آلودگی کدام گروه از کالاها (وارداتی یا صادراتی) بیشتر باشد، تجارت بین‏الملل بر میزان انتشار دی­اکسیدکربن تأثیر مثبت با منفی خواهد داشت. در دوره مورد بررسی جریان صادرات و واردات کالاها و خدمات در کشور ایران به گونه‌ای بوده است که گسترش تجارت بین­الملل سبب افزایش سطح سرانه آلودگی شده است. مطالعات آنگ (2009) و هالیکیوگلو (2008) نیز اثر مثبت بازبودن اقتصاد بر انتشار گاز دی­اکسید کربن را تایید کردند. از طرفی مطالعه­ی جلیل و محمود (2009) رابطه­ی منفی بین این دو متغیر را نشان دادند.

جدول 6. ضرایب مربوط به الگوی بلندمدت(ARDL(1,0,1,0,0

منبع: یافته‌های تحقیق

همچنین وجود ثبات ساختاری بر اساس آزمون­های CUSUM و CUSUMSQ بررسی شد. نتایج به دست آمده از این آزمونها، نشان از پایداری ضرایب برآوردی داشته و به علت قرار گرفتن در فاصله اطمینان 95 درصد، شکست ساختاری در مدل وجود ندارد و به دلیل هم انباشته بودن متغیرهای موجود در مدل تحت بررسی، در صورت بروز نوسانات کوتاه­مدت متغیرها به سمت مسیر تعادلی بلند­مدت خود برخواهند گشت. سرعت نزدیک شدن به رابطه تعادلی بلندمدت بر اساس الگوی تصحیح‏خطا قابل محاسبه است. ضریب متغیر ECM ارایه شده در جدول (7) بیانگر سرعت تعدیل الگوی پویای کوتاه‏مدت به سمت تعادل بلندمدت می‏باشد. این ضریب در تحقیق حاضر بربر با 497/0- می­باشد که در سطح 95 درصد از نظر آماری معنادار و منطبق بر نظریه است و نشان­دهنده­ی آن است که در هر دوره 49 درصد از خطای عدم تعادل از بین خواهد رفت. معکوس این ضریب سرعت تأثیرگذاری متغیرهای مدل بر بهره‌وری بخش کشاورزی را نشان می‌دهد. به عبارت دیگر، تعدیل کامل نتایج حاصل از اجرای یک سیاست کمتر از دو سال زمان لازم خواهد برد که این زمان، زمانی نسبتاً طولانی است.

جدول 7. ضرایب مربوط به برآورد مدل ECM

ادامه جدول 7. ضرایب مربوط به برآورد مدل ECM

منبع: یافته‌های تحقیق

5. نتیجه­گیری

طی دهه­های اخیر هشدارهای جهانی و تغییرات آب و هوایی به دلیل گسترش آلاینده­ها، به یکی از نگرانی­های عمده تبدیل شده است. میزان انتشار گاز دی­اکسیدکربن که در زمره گازهای گلخانه­ای قرار دارد، توجه بسیاری از محققین و سیاست­گذاران در کشورهای مختلف را به خود جلب کرده است. عوامل متعددی میزان انتشار این گاز را تحت تأثیر قرار می­دهند. مقاله حاضر ارتباط پویای بین انتشار گاز دی­اکسیدکربن، مصرف انرژی و تجارت بین­الملل کالاها و خدمات را مورد بررسی قرار داده است. برای این منظور از روش خود توزیع با وقفه­های گسترده استفاده شده است. نتایج حاصل از برآورد الگوی پویای کوتاه مدت نشان داد میزان مصرف سرانه انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه واقعی تأثیری مثبت و درجه باز بودن اقتصاد تأثیری منفی و معنا­دار بر میزان انتشار سرانه گاز دی­اکسیدکربن دارد. نتایج حاصل از برآورد تعادل بلندمدت نشان می­دهد مصرف سرانه انرژی و درجه باز بودن اقتصاد در بلند مدت نیز تأثیر معنا­دار بر سطح انتشار گاز دی­اکسیدکربن دارد. لذا می­توان سطوح آتی متغیرها را بر اساس مقادیر گذشته آنها پیش­بینی نمود.

با توجه به روند رو به افزایش سرانه انتشار دی­اکسید­کربن در کشور ایران، لازم است سیاست‌های زیست‌محیطی جدیدی اتخاذ گردد تا به این ترتیب تخریب محیط زیست کاهش یابد. بر اساس مدل ارایه شده در تحقیق حاضر، رشد مصرف انرژی و رشد تولید ناخالص داخلی که به مفهوم رشد اقتصادی است سبب افزایش آلودگی به واسطه افزایش انتشار گاز دی­اکسیدکربن می‌گردد. با این وجود امکان کاهش تولید ناخالص داخلی وجود ندارد زیرا با کاهش این متغیر سطح سرمایه‌گذاری و اشتغال در اقتصاد کاهش می­یابد. کاهش سطح اشتغال به مشکل بیکاری در کشور دامن می­زند. اما امکان کاهش میزان مصرف انرژی به واسطه بهبود کارآیی مصرف این نهاده در واحدهای تولیدی در داخل کشور وجود دارد.

منابع

-          امیرتیموری، سمیه، خلیلیان، صادق (1386). رشد بهره­وری کل عوامل تولید در بخش کشاورزی ایران و چشم انداز آن در برنامه چهارم توسعه، اقتصاد کشاورزی و توسعه، 15 (59):52-37.

-          آذربایجانی، کریم، شهیدی، آمنه، محمدی، فرزانه (1388). بررسی ارتباط بین سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، تجارت و رشد در چارچوب یک الگوی خودتوضیح با وقفه­های گسترده (ARDL). فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، 9 (2): 17-1.

-          بانک جهانی (2013). www.worldbbank.org.

-     بهبودی، داوود، فلاحی، فیروز،  برقی گلعذانی، اسماعیل (1389).  عوامل اقتصادی اجتماعی موثر بر انتشار سرانه دی اکسید کربن در ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، 90: 17-1.

-     بهبودی، داود، برقی گلعذانی، اسماعیل (1387). اثرات زیست محیطی مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران. فصلنامه اقتصاد مقداری( بررسی های اقتصادی سابق)، 5 (4): 53-35.

-          پایگاه اطلاعاتی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، www.cbi.ir.

-     پهلوانی، مصیب، اثنی‌عشری، هاجر، سردارشهرکی، علی (1392). بررسی رابطه بلندمدت مصرف زغال سنگ بر انتشار دی‌اکسیدکربن در ایران با استفاده از تکنیک ARDL، مجله اقتصاد انرژی ایران، 7 (2): 15-1.

-          تشکینی، احمد (1384). اقتصاد سنجی کاربردی به کمک Microfit. موسسه فرهنگی هنری دیباگران تهران.

-          فطرس، محمد حسن، فردوسی، مهدی، مهرپیما، حسین (1390. بررسی تأثیر شدت انرژی و گسترش شهر نشینی بر تخریب محیط زیست در ایران (تحلیل هم­جمعی)، محیط شناسی، 37 (60): 22-13.

-          کرباسی، علیرضا، پیری، مهدی (1387)، بررسی تاثیر آزادسازی تجاری بر کشاورزی ایران، اقتصاد و کشاورزی، (2): 34-19.

-          لطفعلی‌پور، محمدرضا، آشنا، ملیحه (1389). بررسی عوامل موثر بر تغییر انتشار دی­اکسید کربن در اقتصاد ایران، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، 7 (24): 145-121.

-          محمدی، حسین، سخی، فاطمه (1392). تاثیر تجارت، سرمایه گذاری خارجی و توسعه انسانی بر شاخص عملکرد محیط زیست، فصلنامه سیاست­های راهبردی و کلان، 1 (3): 75-55.

-          مهرابی بشرآبادی، جلایی اسفندآبادی، سیدعبدالمجید، باغستانی، علی اکبر، شرافتمند، حبیبه (1389). تاثیر آزاد سازی تجاری بر آلودگی محیط زیست در ایران. مجله تحقیقات اقتصاد و توسعه کشاورزی ایران، 2(1): 19-11.

-          نصرالهی، زهرا، غفاری گولک، مرضیه (1389). بررسی رابطه آلودگی هوا و رشد اقتصادی در سطح 28 استان کشور (مطالعه موردی ،  و )، مجله دانش و توسعه، 17(33): 170-184.

-          واثقی، الهه، اسماعیلی، عبدالکریم (1388). بررسی عوامل تعیین کننده انتشار گاز  در ایران (کاربرد نظریه زیست محیطی کوزنتس)، مجله محیط شناسی، 35 (52):99-11.

-          Ang, J. (2007). CO2 emissions, energy consumption, and output in France. Energy Policy, 35: 4772–4778.

-          Ang, J. (2008). Economic development, pollutant emissions and energy consumption in Malaysia. Journal of Policy Modeling , 30: 271–278.

-          Ang, J. (2009). Co2 emissions, research and technology transfer in China, Ecological Economics, 68(10): 2658-2665.

-          Apergis, N., & Payne, J. (2009). CO2 emissions, energy usage, and output in central America. Energy Policy, 37 : 3282–3286.

-          Apergis, N., & James E. P.,&  Menyah, K., & Wolde-Rufael, Y. (2010). On the causal dynamics between emissions, Nuclear Energy, Renewable Energy, and Economic Growth, Ecological Economics, 69: 2255–2260.

-          Arouri, A., &Youssef, B., &Mhenni, H. (2012). Energy consumption, Economic Growth and CO2 Emission Middle East and North African Countries, Energy Policy, 45: 126-135.

-          Azomahou, T., Laisney, F., & Van, P. H. (2006). Economic development and CO2 emissions: A nonparametric panel approach. Journal of Public Economics, 90 :1347– 1363.

-          Diao, X.D., & Zeng, S.X., & Tamb, C.M., & Tamc, V.W.Y. (2009). EKC analysis for studying economic growth and environmental quality: a case study in China. Journal of Cleaner Production 17: 541–548.

-          Halicioglu, F. (2009). An econometrics tudyof CO2 emissions, energy consumption, income and foreign trade in Turkey .Energy Policy, 37 : 1156–1164.

-          Jalil, A., & Mahmud, S. (2009). Environment Kuznets curve for CO2 emissions: A-cointegration analysis for China. Energy Policy 35:

-          Kulionis, V. (2013). The relationship between renewable energy consumption, CO2 emission and economic growthin Denmark, University essay Fromlunds Universitet/Economisk-Historiska institutionen.

-          Li, Y., & Hewitt, CN. (2008). The effect of trade between China and the UK on national and global carbon dioxide emissions. Energy Policy, 36:1907–1914.

-          Liu, X. (2005). Explaining the relationship between CO2 emissions and national income; the role of energy consumption. Economics Letters, 87: 325-328.

-          Menyah, K., & Wolde-Rufael, Y. (2010). CO₂ emissions, nuclear energy, renewable energy and economic growth in the US, Energy Policy, 38: 2911–2915.

-          Min Lim, L., &Ye, K., & Khoon Yoo, S. (2014). Oil consumption CO2 emission, and economic growth: Evidence from the Philipines, Sustainability, 6: 967-979.

-          Pesaran, M. H., & Pesaran, B. (1997). Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis. Oxford University Press, Oxford.

-          Pesaran, M. H., & Shin, Y. (1999). An autoregressive distributed lag modelling approach to cointegration  analysis. In: Strom, S. (Ed.), Econometrics and Economic Theory in 20th Century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium. Cambridge University Press, Cambridge Chapter 11.

-          Pesaran, M. H., & Smith, R. P. (1998). Structural analysis of cointegrating VARs. Journal of Economic Survey , 12: 471–505.

-          Pesaran, M. H., & Shin, Y., & Smith, R.J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics , 16: 289–326.

-          Say, N. & Yucel, M. (2006). Energy consumption and CO2 emissions in Turkey: Empirical analysis and future projection based on an economic growth. Energy Policy, 34:3870–3876.

-          Song, T., &Zheng, T., & Tong, L. (2008). An empirical test of the environmental Kuznets curve in China: a panel cointegration approach. China Economic Review, 19 (3): 381–392.