پایداری | متن کامل رایگان | تدوین استراتژی های دوستدار محیط زیست: گذار به اقتصاد سبز - شهرساز | سایت تخصصی شهرسازی با هوش مصنوعی | شهرساز

بهترین آموزش های کاربردی در شهرسازی

بهترین آموزش های کاربردی در شهرسازی را از Urbanity.ir بخواهید

خرید درب شیشه ای سکوریت با بهترین قیمت از تتراگلس

ادامه ...

اهمیت توسعه صادرات مصالح ساختمانی در اقتصاد ملی

ادامه ...

Monday, 17 June , 2024
امروز : دوشنبه, ۲۸ خرداد , ۱۴۰۳

آخرین اخبار »

شناسه خبر : 17205

ارسال

پرینتخانه » مقالات تاریخ انتشار : 25 می 2024 - 3:30 | 17 بازدید | ارسال توسط : riazat

پایداری | متن کامل رایگان | تدوین استراتژی های دوستدار محیط زیست: گذار به اقتصاد سبز

۱٫ معرفی در سطح جهانی، اهداف اولیه برای آینده ای پایدار، بهینه سازی استفاده از انرژی، افزایش بهره وری انرژی و کاهش انتشار گازهای گلخانه ای است. [۱,۲]. اقتصاد کم کربن که روشی حیاتی برای دستیابی به این اهداف است، به طور جدایی ناپذیری با مفهوم اقتصاد مبتنی بر انرژی سبز تجدیدپذیر مرتبط است. اقتصاد […]

۱٫ معرفی

در سطح جهانی، اهداف اولیه برای آینده ای پایدار، بهینه سازی استفاده از انرژی، افزایش بهره وری انرژی و کاهش انتشار گازهای گلخانه ای است. [۱,۲]. اقتصاد کم کربن که روشی حیاتی برای دستیابی به این اهداف است، به طور جدایی ناپذیری با مفهوم اقتصاد مبتنی بر انرژی سبز تجدیدپذیر مرتبط است. اقتصاد کم کربن، چارچوبی برای دستیابی به اهداف توسعه اقتصادی با استفاده از منابع انرژی پایدار فراهم می کند. این چارچوب شامل استفاده از منابع انرژی است که قابل استفاده مجدد هستند و خروجی کربن کمتری دارند، مانند آب، باد و جریان های اقیانوسی. [۳]. به خوبی مستند شده است که تولید انرژی، به ویژه از سوخت های فسیلی، منجر به افزایش دی اکسید کربن (CO) می شود._۲) سطوح در جو [۴,۵,۶,۷] و به تغییرات آب و هوایی کمک می کند [۸,۹,۱۰]. جایگزینی انرژی های پاک و تجدیدپذیر به جای سوخت های فسیلی شرط لازم برای رشد پایدار است. [۱۱,۱۲]. با این حال، همچنین یک عامل مهم در کاهش انتشار کربن در جهان است [۷]. در این زمینه، گذار به یک اقتصاد با انتشار کربن کمتر، به ویژه برای کشورهای در حال توسعه، که به شدت به سوخت‌های فسیلی متکی هستند و سهم قابل توجهی در انتشار گازهای گلخانه‌ای جهانی دارند، از اهمیت بالایی برخوردار است. [۱۳].

این مطالعه روابط بلندمدت و کوتاه‌مدت بین انتشار کربن سالانه ترکیه و رشد اقتصادی و کل تولید سالانه برق از منابع تجدیدپذیر و فسیلی بین سال‌های ۱۹۸۶ و ۲۰۲۰ را بررسی می‌کند. این مطالعه از آزمون کرانه‌های ARDL برای ارزیابی هم انباشتگی بلندمدت استفاده کرد. همچنین در این مطالعه از آزمون علیت گرنجر برای شناسایی روابط علی بین متغیرها استفاده شد. این مطالعه با تجزیه و تحلیل تکامل تولید برق توسط منبع انرژی طی یک دوره ۳۴ ساله و رابطه آن با انتشار کربن، کمک قابل توجهی به ادبیات موجود در مورد اقتصاد انرژی سبز ترکیه، اقتصاد کم کربن و سیاست توسعه پایدار می کند.

در مطالعات قبلی که به بررسی رابطه بین متغیرهای مصرف انرژی، رشد اقتصادی و محیط زیست پرداخته شده است، می توان دریافت که تحقیقاتی در زمینه شاخص های زیست محیطی (انتشار کربن، ردپای اکولوژیکی)، شاخص های تولید بر اساس منبع انرژی انجام شده است. (تولید انرژی های تجدیدپذیر، تولید انرژی سوخت های فسیلی، تولید انرژی هسته ای)، و شاخص های اقتصادی (رشد اقتصادی، باز بودن تجارت). این مطالعات به طور خلاصه در میز ۱.

با نگاهی به مطالعات مشابه در این زمینه، می توان دریافت که مطالعات جامع بسیاری در مورد رابطه بین انتشار کربن به عنوان متغیر وابسته و توسعه اقتصادی، انرژی های تجدیدپذیر و منابع انرژی تجدید ناپذیر انجام شده است. با این حال، بیشتر مطالعاتی که رابطه بین انتشار کربن و انرژی را بررسی می‌کنند بر مصرف انرژی تمرکز دارند [۹,۱۴,۱۶,۲۱,۲۷]، و مطالعات بسیار کمی [۲۲] تاثیر نوع تولید انرژی (تجدیدپذیر و غیر قابل تجدید) بر انتشار کربن را بررسی کرد.

از جمله این مطالعات، اودآقا و نگپاه [۹] عوامل موثر بر CO را بررسی کرد_۲ انتشار، با مدل شبیه سازی ARDL در آفریقای جنوبی. این مطالعه برآورد کرد که تأثیر متغیرهای مصرف انرژی آبی، مصرف انرژی هسته ای و اثر فنی بر CO₂ انتشار گازهای گلخانه ای منفی است، در حالی که اثر مقیاس، مصرف نفت، زغال سنگ و گاز طبیعی، همراه با باز بودن تجارت اثر مثبت دارند. در تحقیقی که محمود [۲۴]رابطه بین متغیر وابسته (انتشار کربن) و متغیرهای مستقل که سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی، اثربخشی دولت، تولید ناخالص داخلی و استفاده از انرژی‌های تجدیدپذیر در کشورهای جنوب آسیا هستند، با کمک آزمون هم‌جمعی پانل وسترلوند همراه با مدل CS-ARDL. در حالی که آزمون هم انباشتگی پانل Westerlund یک رابطه قوی بین متغیرها را نشان داد، تخمین بلندمدت نتایج مدل نشان داد که انرژی های تجدیدپذیر و فعالیت دولت تأثیر منفی بر انتشار کربن دارند و یک رابطه مثبت بین تولید ناخالص داخلی و FDI پیدا شد.

نورین و همکاران [۲۷] بررسی رابطه بین سیاست های کلان اقتصادی و کیفیت محیط از نظر سیاست های پولی و مالی. این مطالعه از آزمون های ARDL، CCEMG، AMG، هم انباشتگی Westerlund و علیت گرنجر استفاده کرد. نتایج این مطالعه در دراز مدت نشان می دهد که افزایش مصرف انرژی تولید شده توسط منابع تجدیدپذیر باعث کاهش سطح انتشار کربن می شود. بر خلاف این، افزایش تولید ناخالص داخلی باعث افزایش سطح انتشار کربن می شود. نتایج آزمون علیت Dumitrescu و Hurlin یک علیت یک طرفه بین انرژی از منابع تجدیدپذیر و انتشار کربن، به ویژه از انرژی تجدیدپذیر به انتشار کربن را نشان داد. در کارتال [۲۳]رابطه بین انرژی سوخت فسیلی، تولید انرژی از منابع تجدیدپذیر، انرژی هسته ای و انتشار کربن ناشی از مصرف انرژی با استفاده از مدل DYARDL بررسی شده است. در دراز مدت، نتایج هر دو مدل ARDL و DYNARDL سازگاری را نشان داده‌اند و نشان می‌دهند که تولید انرژی از منابع فسیلی و انرژی تولید شده توسط نیروگاه‌های هسته‌ای باعث افزایش انتشار کربن از مصرف انرژی می‌شود. در مقابل، تولید انرژی های تجدیدپذیر اثر کاهشی دارد. جهانگر و همکاران [۲۲]در مطالعه خود، رابطه بین انتشار کربن و تولید برق آبی، رشد اقتصادی و شهرنشینی را با استفاده از علیت QARDL و Granger برآورد کردند. پارامتر هم انباشتگی بلندمدت تخمین زد که انتشار کربن به طور مثبت تحت تأثیر رشد اقتصادی است. نتایج این مطالعه بیان می کند که این رابطه در سطوح انتشار کربن پایین ناچیز اما در سطوح بالاتر قابل توجه است. نتایج نشان داد که تولید برق آبی باعث کاهش انتشار کربن تنها در سطوح کمیت بالا می شود، در حالی که شهرنشینی به طور قابل توجهی به انتشار کربن کمک می کند. نتایج آزمون علیت گرنجر بین انتشار کربن و تولید برق آبی یک علیت دو طرفه را نشان داد. در این زمینه، مطالعات موجود شواهدی را ارائه می دهد که برق تولید و مصرف شده عمدتاً با استفاده از منابع فسیلی باعث افزایش CO2 می شود._۲ انتشار گازهای گلخانه ای در حالی که گزارش می دهد که استفاده از منابع انرژی تجدید پذیر در کاهش انتشار کربن موثر است.

ترکیه در میانه این فرآیند دشوار تبدیل قرار دارد زیرا تقاضای انرژی به سرعت در حال افزایش است و تولید انرژی تحت سلطه سوخت های فسیلی است. در ترکیه، نیروگاه ها بر تولید کلی برق غالب هستند و بیش از ۶۹ درصد از کل تولید برق را تشکیل می دهند. طبق اعلام وزارت انرژی و منابع طبیعی جمهوری ترکیه [۲۹]تخمین زده شد که مصرف برق ترکیه با ۸٫۷۴ درصد افزایش به ۳۳۲٫۹ میلیارد کیلووات ساعت در سال ۲۰۲۱ نسبت به سال ۲۰۲۰ و تولید برق با ۹٫۱۴ درصد افزایش نسبت به سال ۲۰۲۰ به ۳۳۴٫۷ میلیارد کیلووات ساعت خواهد رسید. طبق آمار TURKSTAT، بیشترین سهم انتشار گازهای گلخانه ای در CO₂ معادل در سال ۲۰۲۰ ناشی از انتشارات مربوط به انرژی، یعنی ۷۰٫۲٪ بود. انتشار گازهای گلخانه ای از بخش انرژی ۳۶۷٫۶ میلیون تن CO محاسبه شد_۲ معادله برای سال ۲۰۲۰، که با افزایش ۱۶۳٫۳ درصدی نسبت به سال ۱۹۹۰ و افزایش ۰٫۶ درصدی نسبت به سال ۲۰۱۹ مطابقت دارد. سال ۲۰۲۰ همچنین نشان می دهد که ۸۵٫۴ درصد از CO ترکیه_۲ انتشار گازهای گلخانه ای در سال ۲۰۲۰ ناشی از بخش انرژی خواهد بود که ۳۱٫۶ درصد آن ناشی از تولید برق و گرما خواهد بود. [۳۰]. بر اساس پیش‌بینی‌های گزارش پیش‌بینی تقاضای انرژی الکتریکی ترکیه [۳۱]مصرف برق در دوره ۲۰۲۰-۲۰۴۰ حدود ۳۷۰ تراوات ساعت در سال ۲۰۲۵ و ۵۹۱ تراوات ساعت در سال ۲۰۴۰ برآورد شده است. با توجه به تولید برق مبتنی بر سوخت فسیلی در ترکیه، محدود کردن اثرات منفی این وضعیت و استفاده از برق را به روشی کارآمدتر و سازگار با محیط زیست تولید می کند.

در این مطالعه، اثر میزان تولید سالانه برق بر اساس منبع انرژی بر انتشار سالانه کربن ترکیه بین سال‌های ۱۹۸۶ تا ۲۰۲۰ مورد ارزیابی قرار گرفته است. برای این منظور، مقدار کل انتشار کربن (میلیون تن)، تولید ناخالص داخلی سرانه (ثابت سال ۲۰۱۵ ایالات متحده آمریکا)$متغیرهای مقدار تولید برق تولید شده توسط مصرف زغال سنگ (GWh)، کل تولید برق تولید شده توسط مصرف نفت و گاز طبیعی (GWh) و مقدار کل تولید برق (GWh) از منابع انرژی تجدیدپذیر (GWh) محاسبه شده است. استفاده شده. هدف تعیین روابط بلندمدت و علیت بین این متغیرها بود.

۲٫ مواد و روشها

در محدوده مطالعه، مدل ارائه شده در معادله (۱) برای تجزیه و تحلیل ارتباط بین انتشار کربن و تولید برق با توجه به منابع انرژی در ترکیه ایجاد شد. در حین ایجاد مدل، با استفاده از مطالعات گذشته، متغیرهایی که در مطالعات گذشته به طور تجربی نشان داده شده است که بر انتشار کربن تأثیر دارند و متغیرهایی که بر انتشار کربن تأثیر می‌گذارند، به همراه متغیرهایی که امکان ایجاد اثرات مشابه را دارند، گنجانده شدند. متغیر تولید ناخالص داخلی سرانه که تأثیر آن بر CO₂ توسط مطالعات متعدد نشان داده شده است [۱۹,۲۳,۲۷]، در مدل به عنوان متغیر کنترل استفاده شد. همچنین مقادیر تولید برق از منابع مختلف (زغال سنگ، نفت، گاز طبیعی و تجدیدپذیر) در مدل گنجانده شده است.

${سی O}_{۲} = آ_{۰} + آ_{۱} {جی D پ}_{تی} + آ_{۲} {سی O آ L}_{تی} + آ_{۳} {پ تی آر L جی ز}_{تی} + {آ_{۴} آر E}_{تی} + ه_{تی}$

(۱)

در معادله، CO₂ مقدار کل انتشار کربن (میلیون تن) است. تولید ناخالص ملی تولید ناخالص داخلی سرانه است (ثابت سال ۲۰۱۵ ایالات متحده$) زغال سنگ مقدار کل برق تولید شده با استفاده از زغال سنگ (GWh) است. PTRLGZ مقدار کل برق تولید شده توسط نفت و گاز طبیعی (GWh) است. RE مقدار کل تولید برق (GWh) از منابع انرژی تجدیدپذیر (شامل منابع هیدرولیک، زمین گرمایی، باد، زیست توده جامد، خورشیدی، بیوگاز، و منابع زباله) را نشان می دهد. و ه_تی اصطلاحات خطا را نشان می دهد. داده های سالانه ترکیه در این مطالعه برای دوره ۱۹۸۶-۲۰۲۰ استفاده شد. لگاریتم طبیعی همه متغیرها برای بررسی کشش روابط بین متغیرها گرفته شد.

جزئیات در مورد متغیرهای مورد استفاده و تأثیر مورد انتظار متغیرهای مستقلی که در مدل گنجانده شده اند بر روی متغیر وابسته در زیر آورده شده است. جدول ۲. بر این اساس، انتظار می رود همه منابع به جز برق تولید شده توسط منابع انرژی تجدیدپذیر از نظر آماری تأثیر مثبت و معنی داری بر انتشار داشته باشند. مطالعات فعلی در ادبیات، جهت گیری های مورد انتظار را توجیه می کند. آمار توصیفی در مورد متغیرها ارائه شده است جدول ۳، و نمودارهای متغیرها در آن آورده شده است شکل ۱.

۲٫۱٫ تست های ریشه واحد

رویکرد آزمون کران ARDL و آزمون علیت گرنجر، که به طور گسترده در ادبیات برای تجزیه و تحلیل سری های زمانی استفاده می شود، برای بررسی رابطه بین تولید برق و انتشار کربن توسط منبع انرژی استفاده شد. تست های ریشه واحد گنجانده شده اند زیرا یکی از اولین مراحل هر دو روش هستند. این آزمون‌ها برای تخمین درجه ایستایی متغیرها استفاده می‌شوند و رویکرد مورد استفاده در تحلیل هم‌انباشتگی و علیت با توجه به نتایج به‌دست‌آمده تصمیم‌گیری می‌شود. Dickey-Fuller Augmented (ADF) [33] و فیلیپس و پرون (PP) [34] از آزمون هایی استفاده شد که عموماً از آزمون های ریشه واحد پذیرفته شده اند. فرض صفر در هر دو آزمون این است که متغیر مورد بررسی ریشه واحد دارد.

۲٫۲٫ آزمون ARDL Bound

با نگاهی به ادبیات، تست های هم انباشتگی زیادی برای آشکار کردن روابط بلندمدت در سری های زمانی وجود دارد. اولین مورد توسط Engle و Granger توسعه داده شد [۳۵]، پس از آن بسیاری از آزمون های هم انباشتگی جایگزین ایجاد شده است که مهمترین آنها رویکرد چند معادله ای پیشنهاد شده توسط یوهانسن است. [۳۶] و یوهانسن و جوسلیوس [۳۷]. این رویکردها که برای تحلیل هم انباشتگی برای سری‌های زمانی و موقعیت‌های اقتصادی احتمالی مناسب هستند، به دلیل محدودیت‌هایی که در رابطه با ایستایی دارند، برای آزمون‌های هم‌انباشتگی برای معادلات با سری I(0) که در حالت سطح ساکن هستند، مناسب نیستند. این محدودیت توسط آزمون کرانه های ARDL که توسط Pesaran و همکاران توسعه داده شده است، حذف شده است. [۳۸]. به دلیل رویکرد آزمون کرانه های ARDL، آزمون های هم انباشتگی را می توان صرف نظر از اینکه سطوح ثابت سری I(0) یا I(1) انجام داد. البته لازم به ذکر است که این روش فقط برای سری های I(0) و I(1) قابل اعمال است و آزمون مربوطه را نمی توان برای سری هایی که در سطوح I(2) یا بالاتر ثابت می شوند اعمال کرد. یکی دیگر از مزیت های مهم تست کرانه ARDL این است که حتی با نمونه های کوچک می تواند نتایج موفقیت آمیزی ایجاد کند. نارایان و نارایان [۳۹] مشاهده کرد که نتایج به‌دست‌آمده با آزمون کرانه‌های ARDL در مقایسه با سایر آزمون‌های هم‌انباشتگی مؤثرتر و بی‌طرف‌تر بوده و در نمونه‌های کوچک نتایج سازگارتری به دست می‌دهد. با توجه به این مزایا، تجزیه و تحلیل با استفاده از رویکرد ARDL انجام می شود. در مطالعه Peseran و همکاران. [۳۸]مدل‌های تصحیح خطای شرطی جایگزین پیشنهاد شده‌اند که در نحوه گنجاندن شرایط ثابت و روند در مدل در معادله مدل ARDL متفاوت است. در این تحقیق از مورد III یکی از مدل های تصحیح خطای شرطی که شامل ثابت نامحدود و بدون روند می باشد استفاده شد و با توجه به مدل مربوطه، مدل ارائه شده در رابطه (۱) به صورت زیر فرموله شد (معادله (۲) ):

${∆ ل n سی O}_{۲ تی} = ب_{۰} + \sum_{من = ۱}^{پ} ب_{۱ من} {∆ ل n سی O}_{۲ تی - من} + \sum_{من = ۱}^{پ} ب_{۲ من} {∆ ل n جی D پ}_{تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۱}} ب_{۳ من} {∆ ل n سی O آ L}_{تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۲}} ب_{۴ من} {∆ ل n پ تی آر L جی ز}_{تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۳}} ب_{۵ من} {∆ ل n آر E}_{تی - من} + ب_{۶} {ل n سی O}_{۲ تی - ۱} + ب_{۷} {ل n جی D پ}_{تی - ۱} + ب_{۸} {ل n سی O آ L}_{تی - ۱} + ب_{۹} {ل n پ تی آر L جی ز}_{تی - ۱} + ب_{۱۰} {ل n آر E}_{تی - ۱} + ه_{تی}$

(۲)

معادله (۲) آزمون F-Bounds برای آزمون هم انباشتگی بین متغیرها استفاده شده است. فرضیه صفر برای این آزمون بیان می کند که هیچ رابطه بلندمدتی بین متغیرها وجود ندارد.

{اچ}_{۰} = ب_{۶} = ب_{۷} = ب_{۸} = ب_{۹} = ب_{۱۰} = ۰

“. اگر آماره F حاصل بزرگتر از مقدار بحرانی H0 باشد، یک رابطه بلندمدت بین متغیرها قابل قبول است. [۴۰]. برای مقادیر بحرانی مورد استفاده در آزمون F-Bounds، به مقادیر محاسبه شده توسط نارایان تکیه می شود. [۴۱]. دلیل اصلی استفاده از این انتخاب، مقادیر توسط نارایان است [۴۱] می تواند حتی در نمونه های کوچک به نتایج قوی برسد.

این رویکرد از مدل تصحیح خطا برای درک روابط کوتاه مدت بین متغیرها استفاده می کند. مدل تصحیح خطا برای معادله ایجاد شده در محدوده مطالعه (معادله (۱)) می تواند به صورت زیر فرموله شود (معادله (۳)):

${∆ ل n سی O}_{۲ تی} = ب_{۰} + \sum_{من = ۱}^{پ} ب_{۱ من} {∆ ل n سی O}_{۲ تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۱}} ب_{۲ من} {∆ ل n جی D پ}_{تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۲}} ب_{۳ من} {∆ ل n سی O آ L}_{تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۳}} ب_{۴ من} {∆ ل n پ تی آر L جی ز}_{تی - من} + \sum_{من = ۰}^{q_{۴}} ب_{۵ من} {∆ ل n آر E}_{تی - من} + اوه {E سی تی}_{تی - ۱} + ه_{تی}$

(۳)

در این فرمول، ECT عبارت تصحیح خطا را نشان می دهد که نشان می دهد آیا انحراف از تعادل در کوتاه مدت به تعادل بلندمدت همگرا می شود یا خیر. اگر ضریب عبارت تصحیح خطا هم منفی و هم از نظر آماری معنی دار باشد، می توان انتظار داشت که سیستم با تصحیح انحرافات به تعادل بلندمدت همگرا شود.

۲٫۳٫ آزمون علیت

آزمون علیت گرنجر روشی برای بررسی است که به طور گسترده برای تعیین جریان اطلاعات بین سری های زمانی ترجیح داده می شود [۴۲]. آزمون علیت گرنجر که توسط گرنجر ساخته شده است [۴۳]، امکان بررسی روابط علی بین دو متغیر و تشخیص روابط بازخوردی را فراهم می کند. رابطه علیت گرنجر بین متغیر Y و X با تخمین مدل های ارائه شده در زیر تعیین می شود (معادلات (۴) و (۵)).

$Y_{تی} = \sum_{من = ۱}^{ل} آ_{من} Y_{تی - من} + \sum_{من = ۱}^{ل} ب_{من} {ایکس}_{تی - من} + ه_{تی}$

(۴)

${ایکس}_{تی} = \sum_{من = ۱}^{ل} آ_{من} {ایکس}_{تی - من} + \sum_{من = ۱}^{ل} ب_{من} Y_{تی - من} + ه_{تی}$

(۵)

از آنجایی که تجزیه و تحلیل تنها با داده های ثابت امکان پذیر است، تا زمانی که متغیرها ثابت شوند، تفاوت اعمال می شود. از آزمون والد برای تعیین رابطه علی بین متغیرها استفاده می شود. اگر مشخص شود که هر دو متغیر علت گرنجر یکدیگر هستند، می توان استنباط کرد که یک پیوند بازخوردی بین متغیرها وجود دارد.

۳٫ نتایج

۳٫۱٫ نتایج آزمون ریشه واحد

برای اطمینان از ایستایی متغیرهای مورد تجزیه و تحلیل، آزمون دیکی-فولر افزوده (ADF) و آزمون ریشه واحد فیلیپس و پرون (PP) به عنوان مناسب‌ترین ابزار آماری انتخاب شده‌اند. نتایج در ارائه شده است جدول ۴. آزمون‌های ADF و PP نشان می‌دهند که تمام متغیرهای موجود در مدل با شرایط ثابت می‌توانند در اولین تفاوت ثابت در نظر گرفته شوند. [I(1)]. از آنجایی که رویکرد آزمایش کرانه‌های ARDL به متغیرها اجازه می‌دهد در I(0) یا I (1) ثابت باشند، مجموعه داده‌ها برای مدل مناسب بودن تأیید شده است.

۳٫۲٫ آزمون ARDL Bound

برای تخمین مدل ARDL، لازم است که مناسب ترین طول تاخیر در بین گزینه های موجود تعیین شود. با توجه به تعداد نسبتاً محدود مشاهدات در مطالعه، ۴ مورد به عنوان حداکثر طول تاخیر شناسایی شد. مناسب ترین مدل بر اساس تست های تشخیصی و پایداری با کاهش اعداد تاخیر به ۳، ۲ و ۱ انتخاب شد. نتایج آزمون ARDL محدود (۱، ۰، ۱، ۱، ۲) در جدول ۵.

همانطور که در جدول ۵، مقدار آماره F از مقدار بحرانی در سطح معنی داری ۱% فراتر می رود. در این مثال، فرضیه صفر، H0 = β۱ = β۲ = β۳ = β۴ = β۵ = ۰، را می توان رد کرد. در نتیجه، فرضیه جایگزین (H1) که هم انباشتگی متغیرها را مطرح می کند، باید پذیرفته شود. از آنجایی که یک مدل تصحیح خطای شرطی نامحدود (مورد III) در مطالعه به کار گرفته شد، آزمون T-Bounds نیز علاوه بر آزمون F-Bounds انجام شد. نتایج نشان دهنده وجود یک رابطه هم انباشتگی بین متغیرها بود که آزمون T-Bounds نشان دهنده یک نتیجه آماری معنی دار در سطح معنی داری ۱ درصد است. پس از تایید رابطه هم انباشتگی، ضرایب کوتاه مدت و بلندمدت متغیرها برآورد شد. نتایج برآورد در ارائه شده است جدول ۶.

پس از بررسی برآوردهای کوتاه مدت ارائه شده در جدول ۶، مشخص شد که ضریب تصحیح خطا (CointEq (-1)) هم منفی و هم از نظر آماری معنی دار است. بر اساس مدل، انحراف از تعادل در کوتاه مدت تصحیح می شود و سیستم به تعادل بلندمدت همگرا می شود. دوباره، در جدول ۶در جایی که نتایج تخمین بلندمدت قابل مشاهده است، تمامی متغیرهای مستقلی که در مدل استفاده شده اند در بلندمدت تاثیر آماری معنی داری بر متغیر وابسته دارند. رابطه بین کل تولید برق سالانه از منابع تجدیدپذیر و منابع انرژی منفی است، در حالی که بین برق تولید شده از سوخت‌های فسیلی و همین متغیرها مثبت است. علاوه بر این، این رابطه برای رشد اقتصادی مثبت است.

۳٫۳٫ تست های تشخیصی برای مدل

برای اطمینان از اینکه آیا مدل عملکردی دارد یا خیر، آزمایش های تشخیصی انجام می شود. جدول ۷ نتایج آزمایش‌های تشخیصی را ارائه می‌کند که نشان می‌دهد آمار آزمون برای آزمون‌های ارتباط خودکار، نرمال بودن، واریانس متغیر و خطای مدل‌سازی در محدوده قابل قبولی برای مدل پیش‌بینی‌شده در این مطالعه است.

برای آزمایش پایداری مدل، آزمون‌های CUSUM و CUSUMSQ نیز برای پایداری سازه در مدل بلندمدت برآورد شده انجام شد. شکل ۲a نمودارهای تست CUSUM مدل ARDL را نشان می دهد و شکل ۲b نمودارهای آزمایشی CUSUMSQ مدل را نشان می دهد. از آنجایی که آمار آزمون برای CUSUM و CUSUMQ در محدوده ۵ درصد ارزش بحرانی قرار دارد، می توان گفت که ضرایب در بلندمدت پایدار بوده و در بلندمدت مدل وقفه ای ندارد.

۳٫۴٫ تست FMOLS

استحکام و دقت نتایج آزمون کرانه های ARDL با کمک آزمون FMOLS به عنوان یک مدل جایگزین مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. جدول ۸ شامل نتایج آزمون FMOLS است. و نتایج تست FMOLS مشابه نتایج تست ARDL است.

۳٫۵٫ آزمون علیت گرنجر

برای اطمینان از وجود رابطه علی بین متغیرهای مورد نظر، از آزمون علیت توسعه یافته توسط گرنجر برای تجزیه و تحلیل داده ها استفاده شد. نتایج این آزمون در جدول ۹. نتایج نشان می دهد که یک رابطه علی یک طرفه بین انتشار کربن و LNGDP سرانه و LNCOAL وجود دارد. یک رابطه بازخورد بین LNRE و LNCOAL شناسایی شده است. علاوه بر این، یک رابطه علیت یک طرفه بین متغیرهای LNRE و LNCOAL و متغیرهای LNPTRLGZ شناسایی شد.

۴٫ بحث

در زمینه این مطالعه، مدل ARDL برای تخمین عناصری که اثر بلندمدت بر انتشار کربن دارند، استفاده شد، در حالی که از آزمون علیت گرنجر برای اطمینان از وجود رابطه علی بین متغیرها استفاده شد. نتایج بلندمدت تخمین زده شده برای مدل مورد ارزیابی قرار گرفت و مشخص شد که تا حد زیادی با ادبیات موجود سازگار است. در مجموع ۶۹٫۳۱ درصد از برق تولید شده در ترکیه بین سال‌های ۱۹۸۶ تا ۲۰۲۰ با استفاده از سوخت‌های فسیلی تولید شده است که برق مبتنی بر زغال سنگ ۳۰٫۸۷ درصد، برق مبتنی بر نفت ۴٫۵ درصد و برق مبتنی بر گاز طبیعی ۳۵٫۳ درصد است. با توجه به اینکه از منابع سوخت فسیلی به شدت در تولید برق استفاده می شود، می توان انتظار داشت که متغیرهایی در مدل، که میزان تولید برق سالانه تولید شده توسط مصرف زغال سنگ (lnCOAL) و مقدار کل تولید برق سالانه تولید شده توسط نفت و گاز طبیعی است، وجود داشته باشد. مصرف (lnPTRLGZ)، تأثیر مثبتی بر انتشار کربن خواهد داشت. علاوه بر این، مطالعات نشان می دهد که مصرف سوخت های فسیلی (منابع انرژی تجدید ناپذیر) تأثیر مثبتی بر انتشار کربن در دراز مدت دارد نیز این دیدگاه را تأیید می کند. [۹,۱۶,۲۳,۲۷].

منابع انرژی تجدید پذیر دسته دیگری از انرژی مورد استفاده در تولید برق هستند. تقریباً ۳۰٫۶۹ درصد از برق تولید شده در ترکیه بین سال‌های ۱۹۸۶ و ۲۰۲۰ از منابع انرژی تجدیدپذیر به دست آمده است که منابع هیدرولیک ۲۶٫۰۹ درصد و سایر منابع تجدیدپذیر ۴٫۵۹ درصد سهم دارند. با بررسی نتایج برآورد شده، می توان مشاهده کرد که بین منابع انرژی تجدیدپذیر و انتشار کربن همبستگی منفی وجود دارد. مطالعات قبلی که نتایج قابل مقایسه ای به دست آورده اند، از این دیدگاه حمایت می کنند [۱۴,۱۶,۲۱,۲۳,۲۴,۲۵,۲۷,۴۴]. این یافته‌ها نشان می‌دهد که توسعه منابع انرژی سبز پایدار (منابع انرژی تجدیدپذیر) باید بر استفاده از سوخت‌های فسیلی برای کاهش CO در اولویت قرار گیرد._۲ انتشارات

انرژی که نهاده اساسی برای تولید کالاها و خدمات مورد نیاز جوامع است، در مراحل تولید، تبدیل، انتقال و مصرف تأثیر بسزایی بر محیط زیست دارد. با بررسی این اثرات، پایداری منابع تجدید ناپذیر اهمیت قابل توجهی پیدا می کند. استخراج یک منبع انرژی پاک از طبیعت و استفاده بعدی از آن به عنوان یک ورودی در سیستم اقتصادی، پتانسیل کاهش مشکل آلودگی ناشی از بازگشت پسماندهای مضر و انتشار گازهای گلخانه ای به سیستم اکولوژیکی در طول تولید و مصرف انرژی را دارد. رابطه بین اقتصاد، مصرف انرژی و محیط زیست را نمی توان انکار کرد. افزایش فرصت های مصرف جوامع به سرعت در حال توسعه در بسیاری از زمینه ها، همراه با توسعه اقتصادی، منجر به افزایش قابل توجه تقاضای انرژی شده است. ضایعات مضر ناشی از به دست آوردن و مصرف بیشتر این انرژی مورد نیاز از سوخت های فسیلی می توانند سلامت انسان و اکوسیستم را به طور جدی تهدید کنند. جست‌وجوی منابع جدید انرژی در پاسخ به تغییر تأثیرات زیست‌محیطی و افزایش نیازهای انرژی، که به منبع و فناوری تولید و مصرف انرژی بستگی دارد، تشدید شده است. انرژی از منابع تجدید ناپذیر از جمله نفت، زغال سنگ، گاز طبیعی و مواد هسته ای به دست می آید.

علاوه بر این، منابع تجدیدپذیر مانند آب، باد و همجوشی به عنوان جایگزین‌های بالقوه در سال‌های اخیر مورد بررسی قرار گرفته‌اند. با این وجود، استفاده از منابع انرژی تجدید ناپذیر با انتشار دی اکسید گوگرد بر محیط زیست تأثیر می گذارد._۲اکسیدهای نیتروژن (N₂O₄، ن_۲O₃، خیر_۲، NO)، متان (CH₄و مونوکسید کربن (SO₂ و اکسیدهای نیتروژن (N₂O₄، ن_۲O₃، خیر_۲, NO)) همه در ایجاد آلودگی شدید هوا نقش دارند. به طور همزمان، این گازهای مضر باعث ایجاد مسائل زیست محیطی جهانی می شوند که به اثر گازهای گلخانه ای نسبت داده می شود، که همچنان سلامت جهانی را به سطوح خطرناکی می رساند و شرایط آب و هوایی شدید را در مقیاس جهانی ایجاد می کند. توسعه منابع انرژی به عنوان جایگزینی برای سوخت های فسیلی نیز ممکن است تأثیر منفی بر محیط زیست داشته باشد. علاوه بر نیروگاه های برق آبی، ساخت سدها و مخازن برای تولید برق از آب منجر به نابودی جوامع گیاهی و جانوری زیر آنها و همچنین مهاجرت اجباری مردم محلی به دلیل بر هم خوردن زیستگاه های سنتی آنها شده است. . در حالی که نیروگاه‌های هسته‌ای که در کشورهای توسعه‌یافته به تعداد قابل توجهی رسیده‌اند، بحث‌های شدیدی در مورد قابلیت اطمینان آنها وجود دارد، توانایی ذخیره و دفع زباله‌های هسته‌ای بدون آسیب رساندن به کل اکوسیستم و مردم با شک و تردید نگریسته می‌شود.

در ترکیه که به سوخت‌های فسیلی به‌عنوان منبع اصلی انرژی خود (۸۰%) متکی است و هنوز هم وابستگی بالایی به سوخت‌های فسیلی دارد، این سوخت‌های مبتنی بر کربن در ۵۰ سال گذشته مانع مهمی برای رشد سبز بوده‌اند. رشد منابع انرژی تجدیدپذیر به طور گسترده ای به عنوان یک راه حل انرژی پاک پذیرفته شده است. علاوه بر این، تأثیر مفید بر سلامت عمومی در ترکیه نیز قابل اعمال است. در نتیجه، برای دستیابی به تحول کامل به سمت رشد سبز در کشور، تغییر منابع انرژی از ترکیبی از سوخت‌های فسیلی به انرژی‌های تجدیدپذیر ضروری است. اگرچه دستیابی به این تحول در کوتاه مدت ساده نیست، اما ممکن است بتوان با اجرای برخی اقدامات سیاستی، آن را تسریع کرد. از جمله این سیاست‌ها می‌توان به کاهش وابستگی خارجی به فناوری انرژی‌های تجدیدپذیر، تشویق بخش خصوصی با تغییر یارانه‌های اعطایی به منابع سوخت‌های فسیلی (به‌ویژه زغال‌سنگ) به منابع انرژی تجدیدپذیر، وضع مالیات اجباری کربن بر کسب‌وکارهایی که از انرژی سوخت‌های فسیلی استفاده می‌کنند، و افزایش بهره‌وری اشاره کرد. در مصرف انرژی به این ترتیب می توان اقدامات بلندمدتی را در کشور برای دستیابی به رشد سبز، مبارزه با تغییرات اقلیمی و به طور همزمان دستیابی به اهداف توسعه پایدار در کشور اجرا کرد.

می توان نشان داد که رشد و توسعه اقتصادی تأثیر قابل توجهی بر CO دارد_۲ انتشارات [۴۵]. به طور کلی در دوران رکود اقتصادی، افزایش نرخ بیکاری، کاهش قدرت خرید، کاهش تقاضای کل، افزایش نرخ بهره و افزایش تورم وجود دارد. علاوه بر این، مشاغلی که در چنین محیطی فعالیت می کنند در سرمایه گذاری در منابع انرژی سبز با مشکل مواجه می شوند. در این دوره‌ها، دولت‌ها اغلب برای افزایش اعتماد سرمایه‌گذاران و فعالیت‌های اقتصادی، قوانین و مقررات زیست‌محیطی را تسهیل می‌کنند. این امر شرکت ها را به استفاده از منابع انرژی تجدیدناپذیر یا ارزان ترغیب می کند که به نوبه خود منجر به انتشار گازهای گلخانه ای بیشتر می شود. [۴۴]. نتایج برآورد بلندمدت مدل ARDL نشان می‌دهد که تولید ناخالص داخلی تأثیر مثبتی بر انتشار کربن دارد. این تخمین ها با سایر مطالعات همخوانی دارد [۹,۲۰,۲۲,۲۴,۲۶,۲۸]که نشان دهنده همبستگی مثبت بین انتشار کربن در مناطق مختلف جغرافیایی است.

۵٫ نتیجه گیری ها

جمعیت جهان همچنان به رشد خود ادامه می دهد که با افزایش تولید سرانه همراه است. در حالی که انتظارات کشورهای توسعه نیافته برای بالا بردن سطح زندگی خود به سطح کشورهای توسعه یافته و تلاش کشورهای توسعه یافته برای در اختیار داشتن بیشتر منابع جهان، باعث افزایش مصرف بی رویه مواد خام، منابع انرژی و انواع منابع طبیعی می شود و فعالیت های اقتصادی را آلوده می کند. که منشأ ضایعات مضر و انتشار گازهای گلخانه ای در محیط زیست هستند، همچنان در حال افزایش هستند. پتانسیل جلوگیری از آسیب زیست محیطی به طور مداوم در پاسخ به استانداردهای اخلاقی جدید و فناوری های نوظهور توسعه می یابد. این فرآیند با افزایش آگاهی و حساسیت زیست محیطی به ویژه در زمینه مشکلات زیست محیطی هدایت می شود. در نتیجه اجتناب ناپذیر به نظر می رسد که موضوع چگونگی مبارزه با معضلات زیست محیطی در شرایط اقتصادهای رو به رشد و چگونگی هماهنگی اولویت رشد اقتصادی با ضرورت حفاظت از محیط زیست، همچنان یکی از موضوعات مورد بحث امروز و در جهان باشد. سال های آینده به دست آوردن درک عوامل موثر بر CO از اهمیت بالایی برخوردار است_۲ انتشار گازهای گلخانه ای برای اطلاع رسانی فرآیندهای تصمیم گیری در مورد تغییرات آب و هوا. ترکیه هدفی را برای کاهش ۲۱ درصدی انتشار کربن تا سال ۲۰۳۰ تعیین کرده است. علیرغم تعهد ترکیه به کاهش انتشار کربن بر اساس توافقنامه پاریس، تلاش های این کشور برای دستیابی به اقتصاد پایدار نتایج مطلوبی را به همراه نداشته است. ترکیه نسبت به اکثر ابعاد آسیب پذیری آب و هوایی انتخاب شده توسط بانک جهانی، سطح بالایی از آسیب پذیری را نشان می دهد. این وضعیت یک منطق قانع کننده برای کاهش انتشار کربن در ترکیه فراهم می کند. از نظر اثرات زیست محیطی، نتایج تجربی نشان می دهد که تولید برق در ترکیه با استفاده از منابع تجدیدپذیر و غیر قابل تجدید پیامدهای زیر را به همراه دارد: (۱) استفاده از منابع انرژی تجدیدپذیر در تولید برق منجر به کاهش CO2 می شود._۲ انتشارات (ii) مصرف سوخت های فسیلی برای تولید الکتریسیته بر افزایش CO تأثیر می گذارد_۲ انتشار در دراز مدت این نشان می دهد که تولید برق با استفاده از منابع انرژی تجدید پذیر منجر به کاهش CO2 می شود_۲ انتشار گازهای گلخانه ای در مقایسه با استفاده از سوخت های فسیلی (نفت، زغال سنگ و گاز طبیعی).

برای ترکیه که قصد دارد تا سال ۲۰۵۳ به انتشار گازهای گلخانه ای به صفر برسد، مشکل وابستگی به سوخت های فسیلی برای تولید برق باید حل شود. بر اساس پیش بینی منتشر شده توسط گزارش پیش بینی تقاضای انرژی الکتریکی ترکیه [۳۱]که مصرف انرژی را برای دوره ۲۰۲۰-۲۰۴۰ پیش بینی می کند، مصرف برق در سال ۲۰۲۵ ۳۷۰ تراوات ساعت برآورد می شود. در سال ۲۰۴۰، ۵۹۱ تراوات ساعت خواهد بود. در سال ۲۰۲۲، تولید برق برای ترکیه از زغال سنگ (۳۴٫۶٪)، گاز طبیعی (۲۲٫۲٪)، آبی (۲۰٫۶٪)، باد (۱۰٫۸٪)، خورشیدی (۴٫۷٪)، زمین گرمایی (۳٫۳٪) و سایر منابع خواهد بود. (۳٫۷%) [۲۹].

ترکیه قادر به بهره برداری کامل از پتانسیل انرژی بادی و خورشیدی نیست که این مزیت قابل توجه موقعیت جغرافیایی آن است. ترکیه برای دستیابی به هدف خود برای کاهش انتشار گازهای گلخانه ای به صفر خالص تا سال ۲۰۵۳، ابتدا باید کاهش مطلق انتشار حداقل ۳۵ درصد تا سال ۲۰۳۰ را هدف قرار دهد. در این زمینه، سیاست گذاران باید برای دستیابی به نوآوری های تکنولوژیکی مورد نیاز برای انتقال به انرژی های تجدیدپذیر تلاش کنند. منابع (مانند باد، هسته ای، زیست توده، خورشیدی و برق آبی) به جای سوخت های فسیلی در تولید برق. افزایش انرژی های تجدیدپذیر با سرمایه گذاری در فناوری های سبز امکان پذیر است. با توجه به هزینه‌های اولیه بالای پروژه‌های انرژی‌های تجدیدپذیر و ضرورت یارانه‌های دولتی برای بخش‌های دولتی و خصوصی، توصیه می‌شود که ترکیه تلاش کند تا سال ۲۰۳۰ حداقل ۷۵ درصد برق خود را از منابع تجدیدپذیر تولید کند. این امر با تشویق می‌تواند محقق شود سرمایه گذاری بیشتر در این بخش به ویژه، دولت باید کاهش تدریجی تولید برق مبتنی بر زغال سنگ را تسهیل کند. برای جذب سرمایه گذاری، دولت باید مشوق هایی را در قالب وام با شرایط مطلوب ارائه دهد. سرمایه گذاری در فناوری های سبز با افزایش انرژی های تجدیدپذیر کیفیت زیست محیطی را بهبود می بخشد. دلیل اصلی افزایش انتشار گازهای گلخانه‌ای، مصرف سوخت‌های فسیلی است که آسیب‌های زیست‌محیطی زیادی را به دنبال دارد.

وابستگی زیاد ترکیه به منابع انرژی تجدیدناپذیر، در آینده اقتصاد را با مشکل امنیت انرژی مواجه خواهد کرد. همچنین انتظار می رود حرکت به سمت منابع انرژی پاک تر و تجدیدپذیر خطر امنیت انرژی را کاهش دهد. برای اقتصاد ترکیه که تا حد زیادی برای نیازهای انرژی خود به واردات وابسته است، به ویژه برای منابع انرژی تجدید ناپذیر، و جایی که تجارت خارجی و کسری حساب جاری به دلیل واردات چنین منابع انرژی و کمبود ارز خارجی در حال افزایش است، ضروری است. بالا هستند، برای افزایش استفاده از انرژی های تجدیدپذیر در تولید برق و سایر مناطق.

اقتصاد دایره ای به دلیل اهمیت آن در فرآیند دستیابی به تعادل بین اقتصاد، محیط زیست و جامعه و کمک به کاهش انتشار و پسماند از طریق استفاده مجدد کارآمدتر، توجه بسیاری را از سوی محققان، سیاست گذاران و کارآفرینان به خود جلب کرده است. منابع و تاثیر مورد انتظار آن بر پایداری با درک توسعه پایدار، عملکرد اقتصاد خطی شروع به انتقاد شده است. این ایده که اقتصاد دایره ای، به عنوان جایگزینی برای اقتصاد خطی توسعه یافته است، می تواند به طور موثر به اهداف توسعه پایدار دست یابد، در حال افزایش است. رشد سبز نیز به عنوان مرحله ای عملی در تحقق توسعه پایدار تلقی می شود.

برخی اقدامات مالی برای دستیابی به اهداف سیاست های فوق الذکر ضروری است. بنابراین، ابزارهای سیاست بودجه نیز می توانند برای دستیابی به اهداف اقلیمی و زیست محیطی مورد استفاده قرار گیرند. یک سیستم بودجه بندی سبز می تواند ابزار مفیدی برای پیوند دادن سیاست های بودجه ای با اهداف زیست محیطی باشد. سیستم بودجه بندی سبز اثرات زیست محیطی عناصر و سیاست های بودجه را شناسایی کرده و آنها را بر اساس شاخص های عملکردی خاص ارزیابی می کند.

در این زمینه، مالیات جاده برای خودروهای دیزلی و بنزینی باید بر اساس میزان آلایندگی آنها باشد. سرمایه گذاری در انرژی های تجدیدپذیر (بادی، خورشیدی و غیره) و وسایل نقلیه الکتریکی باید تشویق شود. برق باید از منابع تجدید پذیر تولید شود نه از سوخت های فسیلی. برای استفاده بهینه از انرژی حاصل از سرمایه گذاری در انرژی های تجدیدپذیر و توسعه ایده های جدید برای افزایش بهره وری، ترویج خدمات تحقیق و توسعه ضروری است.

اقتصاد ترکیه تمایل به رشد دارد، اما به نظر می رسد این روند رشد تا حد زیادی به مصرف انرژی وابسته است. افزایش تولید برق برای پاسخگویی به تقاضای رو به رشد انرژی مورد نیاز است. همانطور که افزایش تقاضای برق با افزایش مقادیر منابع فسیلی (غیر قابل تجدید) برآورده می شود، آلودگی محیط زیست نیز افزایش می یابد. این وضعیت در درازمدت منجر به تغییر اقلیم و خشکسالی می شود و بر تولیدات کشاورزی و سلامت انسان تأثیر منفی می گذارد. توسعه کشاورزی باید یک دستور کار اولویت برای ترکیه باشد، زیرا بخش کشاورزی می تواند انرژی کمتری نسبت به بخش صنعتی در نظر گرفته شود. گذار به اقتصاد سبز برای دستیابی به توسعه پایدار در ترکیه بسیار مهم است. به همین دلیل، وام های ترجیحی باید برای سرمایه گذاری در بخش کشاورزی که پایداری در استفاده از انرژی را ترویج می کند، ارائه شود. در نتیجه، تحقیقات آتی می‌تواند از گسترش این مطالعه بهره‌مند شود و اگر بتوان زیربخش‌های منابع انرژی تجدیدپذیر را توسعه داد، می‌توان به مطالعات بهتری دست یافت.

منبع:
۱- shahrsaz.ir , پایداری | متن کامل رایگان | تدوین استراتژی های دوستدار محیط زیست: گذار به اقتصاد سبز
,۲۰۲۴-۰۵-۲۵ ۰۳:۳۰:۰۰
۲- https://www.mdpi.com/2071-1050/16/11/4492