Pełny tekst

Weryfikacja hipotezy
o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa”
na przyk³adzie emisji dwutlenku wêgla
w krajach OECD
Anna Kukla-Gryz, mgr
Katedra Mikroekonomii WNE UW
1. Wstêp
Okreœlenie „œrodowiskowa krzywa Kuznetsa” zosta³o zapo¿yczone od hipotezy Simona Kuznetsa o zale¿noœci pomiêdzy wzrostem gospodarczym
a równomiernoœci¹ rozk³adu dochodów. Wed³ug hipotezy Kuznetsa nierównomiernoœæ podzia³u dochodów roœnie wraz ze wzrostem gospodarczym,
a nastêpnie, osi¹gn¹wszy pewien punkt maksimum, maleje [Kuznets, 1995].
W przypadku „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na miejsce równomiernoœci rozk³adu dochodów podstawia siê zmienn¹ okreœlaj¹c¹ poziom zanieczyszczenia œrodowiska: zanieczyszczenie wód, powietrza, stopieñ zalesienia
itp. W zale¿noœci od uwzglêdnianej zmiennej autorzy, badaj¹cy hipotezê
EKC, otrzymuj¹ ró¿ne zale¿noœci: liniow¹, kwadratow¹ (EKC) oraz szeœcienn¹1. Klasyczna kwadratowa „œrodowiskowa krzywa Kuznetsa” zosta³a przedstawiona na rysunku 1.
Zanieczyszczenie
œrodowiska
Wzrost gospodarczy
Rys. 1.
„Œrodowiskowa krzywa Kuznetsa”
1
Wyniki prac autorów badaj¹cych EKC zosta³y przedstawione w za³¹czniku A, w tabeli 7.
ekonomia 13
113
Anna Kukla-Gryz
Hipoteza EKC t³umaczona jest zazwyczaj trzema efektami (tzw. efekty dekompozycyjne): efektem skali (
), efektem kompozycyjnym lub
strukturalnym (
) oraz efektem dochodowym
(
). Wymienione efekty zosta³y przedstawione na rysunku 2.
scale
effect
structure or composition effect
income effect
Zanieczyszczenie
Zanieczyszczenie
œrodowiska
œrodowiska
Wzrost gospodarczy
Wzrost gospodarczy
a) efekt skali
b) efekt strukturalny
Zanieczyszczenie
œrodowiska
Wzrost gospodarczy
c) efekt dochodowy
Rys. 2.
Efekty dekompozycyjne
E f e k t s k a l i jest rosn¹c¹ funkcj¹ dochodów: wzrostowi aktywnoœci gospodarczej towarzyszy wzrost produkcji, co wi¹¿e siê ze zwiêkszeniem iloœci
odpadów i emisji zanieczyszczeñ, jak równie¿ ze wzrostem zu¿ycia surowców
naturalnych2.
E f e k t s t r u k t u r a l n y (lub kompozycyjny) opisuje zmianê struktury
aktywnoœci gospodarczej ze wzglêdu na intensywnoœæ emisji zanieczyszczeñ.
W pocz¹tkowym stadium rozwoju gospodarczego zmiana dotyczy przejœcia
z gospodarki opartej na rolnictwie na gospodarkê z du¿ym udzia³em przemys³u, co wp³ywa na wzrost emisji zanieczyszczeñ. W kolejnej fazie rozwoju gos2
114
Przy za³o¿eniu, ¿e technologie produkcji nie zmieniaj¹ siê.
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
podarczego wzrasta udzia³ sektora us³ug — iloœæ emitowanych zanieczyszczeñ na jednostkê PKB maleje.
E f e k t d o c h o d o w y reprezentuje wp³yw zmiany popytu i poda¿y na jakoœæ œrodowiska naturalnego. Przy niskich dochodach wzrost dochodów jest
kierowany przede wszystkim na zakup dóbr podstawowych, np. ¿ywnoœci.
Jednak ze wzrostem dochodów popyt na œrodowisko mo¿e wzrosn¹æ. Zmiana
popytu spo³eczeñstwa mo¿e wp³yn¹æ na zmianê poda¿y emisji zanieczyszczeñ
przez przedsiêbiorstwa zarówno bezpoœrednio: poprzez wzrost popytu na
produkty produkowane w sposób bardziej przyjazny œrodowisku, jak i poœrednio: przez wprowadzenie bardziej restrykcyjnej polityki ekologicznej3.
Poniewa¿ zmiana poda¿y mo¿e byæ efektem zmiany technologii produkcji,
efekt ten czêsto nazywany jest równie¿ efektem zmiany technologii.
Do mniej popularnych efektów nale¿¹ efekty „szokowe” oraz efekt „migracji przemys³u brudnego” (
) z krajów rozwiniêtych
do krajów o niskich dochodach, gdzie koszty zanieczyszczania œrodowiska s¹
ni¿sze. Efekt „migracji przemys³u brudnego” opisali miêdzy innymi P. Eakins, T. Panayotou, M. Mani i D. Wheeler oraz V. Suri i D. Chapman. Na efekty
szokowe zwracaj¹ natomiast uwagê G. C. Unruh i W. R. Moomaw. Jako „szok”
autorzy interpretuj¹ wydarzenia historyczne lub gospodarcze wp³ywaj¹ce na
zmianê dotychczasowej polityki zarówno na szczeblu pañstwowym, jak i prywatnym.
W kolejnych rozdzia³ach zostanie przeprowadzona weryfikacja EKC na
przyk³adzie emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w krajach OECD
z uwzglêdnieniem wp³ywu dwóch ostatnich wymienionych efektów: efektu
„migracji przemys³u brudnego” oraz szoku gospodarczego. Jako szok przyjmuje siê kryzys naftowy z lat siedemdziesi¹tych.
Wybór badanych pañstw (przedstawionych w za³¹czniku A, w tabeli 5.) zosta³ uzale¿niony od dostêpu do odpowiednich danych. Analiza koncentruje
siê na zanieczyszczeniach przemys³owych w celu zbadania wystêpowania
efektu „migracji przemys³u brudnego”4. Praca zostanie zakoñczona wnioskami i propozycjami na kolejne badania.
pollution heaven hypothesis
2. Efekt kryzysu naftowego
Wiêkszoœæ badaczy zajmuj¹cych siê tematyk¹ EKC koncentruje siê na
okreœleniu kszta³tu oraz ewentualnego „punktu zwrotnego” na krzywej EKC,
a dok³adnie — na takiej wartoœci PKB
, przy której kolejny jej przyrost wi¹¿e siê z mniejsz¹ emisj¹ zanieczyszczeñ. Pozostaje jednak niejasne,
per capita
3 S. Pargal, H. Hettige oraz R. Hartman twierdz¹, i¿ stopieñ emisji zanieczyszczeñ przez
przedsiêbiorstwa jest podatny zarówno na regulacje rz¹dowe, jak i na presjê w³adz lokalnych.
Na obie
formy regulacji silnie wp³ywa natomiast poziom dochodów.
4 Badania hipotezy EKC w wiêkszoœci dotycz¹ analizy ogólnego poziomu emisji zanieczyszczeñ (za³¹cznik A, tabela 7.). W przypadku badania zanieczyszczeñ przemys³owych wystêpowanie efektu strukturalnego mo¿e oznaczaæ jedynie ograniczanie dzia³alnoœci przemys³owej, a nie
jej zmniejszony udzia³ w tworzeniu PKB.
ekonomia 13
115
Anna Kukla-Gryz
czy otrzymane zale¿noœci s¹ prostym nastêpstwem wzrostu gospodarczego
(wyra¿onego zazwyczaj jako wzrost PKB
), czy równie¿ i innych
czynników takich jak: równomiernoœæ rozk³adu dochodów, gêstoœæ zaludnienia, swobody obywatelskie czy te¿ wydarzenia, „szoki” gospodarcze takie jak
kryzys naftowy z lat siedemdziesi¹tych5.
Konsekwencj¹ kryzysu naftowego by³a recesja gospodarcza, racjonalizacja zu¿ycia noœników energii, w tym przede wszystkim ropy naftowej [
, 1999], mobilizacja do poszukiwañ nowych Ÿróde³ energii: j¹drowej i odnawialnej oraz do poszukiwañ i eksploatacji nowych z³ó¿ ropy (np. na Morzu Pó³nocnym). Trzy pierwsze wymienione czynniki mog³y wp³yn¹æ na obni¿enie emisji dwutlenku wêgla przez
przemys³.
Nale¿y równie¿ wspomnieæ, i¿ lata siedemdziesi¹te to równie¿ poruszenie
na forum miêdzynarodowym problemu kwaœnych deszczy6 oraz rozpoczêcie
debaty na temat „granic wzrostu” gospodarczego. W konsekwencji, opinia
publiczna mog³a zacz¹æ siê opowiadaæ za ograniczeniem dzia³alnoœci wywieraj¹cej negatywny wp³yw na œrodowisko naturalne. Do wy¿ej wymienionych
czynników móg³ zatem dojœæ kolejny: „migracja przemys³u brudnego” do krajów s³abiej rozwiniêtych w celu unikniêcia dodatkowych kosztów zanieczyszczania œrodowiska.
Weryfikacja powy¿szej hipotezy zostanie przeprowadzona w nastêpnym
rozdziale. W rozdziale niniejszym zostanie zbadana hipoteza o istotnym wp³ywie kryzysu naftowego na obni¿enie emisji CO2 przez przemys³ na przyk³adzie wybranych pañstw OECD. Lista badanych pañstw zosta³a przedstawiona
w za³¹czniku A, w tabeli 5.
W za³¹czniku B, na rysunkach 1.–3., zosta³y przedstawione zale¿noœci pomiêdzy emisj¹ dwutlenku wêgla
(w tonach) przez przemys³ a wielkoœci¹ PKB
(USD, ceny z 1995 r.) w latach 1960–19997. Badane pañstwa zosta³y przedstawione na trzech wykresach w grupach o podobnym poziomie emisji: niskim, œrednim i wysokim (Stany Zjednoczone). Kszta³t zale¿noœci pomiêdzy zmiennymi odpowiada hipotezie EKC. Jedynie w przypadku
Stanów Zjednoczonych oraz Portugalii zale¿noœæ ta nie jest wyraŸna. W Stanach Zjednoczonych obserwuje siê spadek, a w Portugalii wzrost emisji w badanym okresie.
per capita
Libe-
ralizacja i prywatyzacja sektora energetycznego
per capita
per capita
5 Pierwszy kryzys naftowy wyst¹pi³ w latach 1973–1975. Cena ropy naftowej sprzedawanej
przez pañstwa OPEC wzros³a wówczas blisko czterokrotnie. Kolejne podwy¿ki cen mia³y miejsce w 1979 roku, ceny ropy wzros³y wówczas o 130%. O ile w przypadku analizowania zanieczyszczenia wód lub zalesienia kryzys naftowy nie powinien mieæ istotnego znaczenia, o tyle w przypadku badania emisji zanieczyszczeñ zwi¹zanych ze spalaniem surowców kopalnych wp³yw kryzysu6 naftowego mo¿e byæ ju¿ istotny.
I Konferencja Narodów Zjednoczonych na temat Ochrony Œrodowiska w 1972 roku, Konwencja
Genewska w 1979 r.
7 Uwzglêdnione ga³êzie przemys³u zosta³y wypisane w za³¹czniku A, w tabeli 6. Emisja CO
2
zosta³a wyliczona na podstawie wielkoœci konsumpcji energii przez przemys³, z uwzglêdnieniem rodzaju spalanych paliw, obliczenia: International Energy Agency, IEA.
116
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
Warto zwróciæ uwagê, ¿e „punkty maksimum” na krzywych przypominaj¹cych zale¿noœæ EKC kszta³tuj¹ siê w poszczególnych krajach przy ró¿nym
poziomie PKB
(np. 12 350,7 USD we W³oszech i 22 584,5 USD w Norwegii) oraz przy ró¿nym poziomie emisji CO2
(np. 1,99 ton we W³oszech i 2,80 ton w Norwegii).
Wykresy na rysunkach 4.–6. (za³¹cznik B) przedstawiaj¹ poziom emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w czasie. Kszta³t zale¿noœci pomiêdzy zmiennymi równie¿ przypomina kszta³t krzywej EKC (z wyj¹tkiem Stanów Zjednoczonych i Portugalii). Z wykresów widaæ, i¿ zró¿nicowanie „okresu maksimum”
miêdzy pañstwami jest znacznie mniejsze ni¿ w przypadku „punktu maksimum” (dla PKB
). Okres ten, w wiêkszoœci pañstw, przypada na lata
siedemdziesi¹te: 1973–1975, a w niektórych przypadkach równie¿ na rok
1979, czyli lata, w których mia³ miejsce odpowiednio pierwszy i drugi kryzys
naftowy. Wyj¹tkami s¹ Japonia oraz Kanada, co do których trudno wywnioskowaæ, czy „okres maksimum” przypada na 1969 czy na 1973 rok. Powy¿sza
niejasnoœæ oraz wystêpuj¹ce w niektórych krajach „okresy maksimum” na
pocz¹tku lat siedemdziesi¹tych (np. w Australii lub Francji) mog¹ byæ spowodowane recesj¹ gospodarcz¹ z 1970 roku. Lekkie za³amanie lub spowolnienie
wzrostu emisji dwutlenku wêgla na pocz¹tku lat siedemdziesi¹tych mo¿na
zreszt¹ zaobserwowaæ w wiêkszoœci badanych pañstw. Jednak¿e o ile po recesji z 1970 roku w wiêkszoœci krajów nast¹pi³ ponowny wzrost emisji dwutlenku wêgla do poziomu nawet przewy¿szaj¹cego poziom emisji z okresu sprzed
recesji, to w przypadku kryzysu naftowego spadek emisji CO2 by³ trwa³y.
W tabeli 1. zosta³y przedstawione otrzymane „punkty i okresy maksimum”
dla poszczególnych pañstw. Œrednia zosta³a obliczona z uwzglêdnieniem drugiego „roku za³amania”, poniewa¿ po drugim „za³amaniu” obserwuje siê bardziej intensywny spadek emisji w Danii, Kanadzie oraz Japonii.
per capita
per capita
per capita
Tabela 1.
Rok i wartoœæ PKB per capita, od których obserwuje siê spadek poziomu emisji dwutlenku
wêgla przez przemys³ w krajach OECD, w latach 1960–1999
Pañstwo
Rok
PKB per capita w USD; ceny z 1995 roku
Dania
1970 oraz 1979
23 446,8 oraz 27 497,6
Austria
1974
Holandia
1973 oraz 1979
18 953,7 oraz 21 154,3
18 712,2 oraz 24 092,8
19 026,1
Japonia
1969 oraz 1973
Finlandia
1973
17 435,8
Australia
1970
13 496,6
Belgia
1973
17 870,5
Kanada
1969 oraz 1975
Szwecja
1973
20 428,2
Francja
1970
16 412,1
ekonomia 13
12 135,4 oraz 14 554
117
Anna Kukla-Gryz
Pañstwo
Rok
PKB per capita w USD; ceny z 1995 roku
Norwegia
1979
W³ochy
1974
11 799
Szwajcaria
1973
39 048,7
Hiszpania
1973
10 060,2
22 584,5
Grecja
1979
10 750,4
Irlandia
1971
8076,9
Wielka Brytania
1973
13 326,8
Œrednia
1974,18
St. Zjednoczone
spadek, brak „punktu za³amania”
Portugalia
wzrost, brak „punktu za³amania”
Z przeprowadzonej dotychczas analizy mo¿na wnioskowaæ, i¿ kryzys naftowy mia³ istotny wp³yw na spadek emisji dwutlenku wêgla przez przemys³
w badanych pañstwach OECD. Ró¿ne poziomy PKB
dla „punktów
maksimum” emisji w badanych pañstwach mo¿na t³umaczyæ miêdzy innymi
zró¿nicowanym poziomem dochodów w latach kryzysu naftowego.
Wyj¹tkami s¹ Stany Zjednoczone oraz Portugalia. W obydwu pañstwach
nie obserwuje siê wp³ywu kryzysu naftowego na zmianê poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³. Szczególnie interesuj¹cy jest przypadek Stanów Zjednoczonych, gdzie pocz¹wszy od lat szeœædziesi¹tych, przy dochodach
12 836,9 USD
, obserwuje siê spadek emisji dwutlenku wêgla przez
przemys³. Na relatywnie wczesne obni¿anie emisji dwutlenku wêgla w Stanach Zjednoczonych móg³ mieæ wp³yw np. zdecydowanie wy¿szy poziom emisji dwutlenku wêgla
przez przemys³ ni¿ w pozosta³ych krajach. Weryfikacja powy¿szej hipotezy niestety wykracza poza zakres niniejszej pracy,
jest jednak ciekawym tematem na osobne badanie.
W kolejnym rozdziale zostanie zbadane, czy obni¿enie poziomu emisji
dwutlenku wêgla przez przemys³, przedstawione na rysunkach 1.–6., mog³o
byæ równie¿ skutkiem „migracji przemys³u brudnego” do krajów s³abiej rozwiniêtych.
per capita
per capita
per capita
3. Efekt „migracji przemys³u brudnego”
Pod koniec lat szeœædziesi¹tych naukowcy Klubu Rzymskiego rozpoczêli
debatê na temat „granic wzrostu” gospodarczego. W opublikowanym w 1972
roku pierwszym raporcie Klubu
autorzy zwrócili uwagê na
ograniczonoœæ zasobów naturalnych i zalecili zerowy lub stabilny wzrost gospodarczy w celu unikniêcia katastrofy ekologicznej (
). G³oœna debata na temat „granic wzrostu” jak równie¿ poruszenie
na forum miêdzynarodowym problemu kwaœnych deszczy mog³o wp³yn¹æ na
zaostrzenie dotychczasowej polityki ekologicznej w krajach rozwiniêtych.
W konsekwencji, przemys³ mocno zanieczyszczaj¹cy œrodowisko móg³ „wyLimits to Growth
zero-growth or steady-sta-
te economy
118
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
emigrowaæ” do krajów mniej rozwiniêtych w celu unikniêcia dodatkowych
kosztów zanieczyszczania œrodowiska. Teoria „migracji przemys³ brudnego”
znana jest w literaturze jako
.
Niestety brak jest dok³adnych danych o prowadzonej, pocz¹wszy od lat
siedemdziesi¹tych, polityce ekologicznej w poszczególnych pañstwach. Mo¿na jedynie zak³adaæ, ¿e istnia³y ró¿nice w kosztach korzystania ze œrodowiska
pomiêdzy krajami rozwiniêtymi a s³abo rozwiniêtymi8.
Aby zbadaæ, czy przedstawiony w poprzednim rozdziale spadek emisji CO2
w krajach rozwiniêtych móg³ byæ skutkiem miêdzy innymi „migracji przemys³u brudnego”, w niniejszym rozdziale zostanie przeprowadzona analiza eksportu i importu przemys³u „brudnego” badanych pañstw rozwiniêtych.
W pierwszej kolejnoœci nale¿y jednak zdefiniowaæ „przemys³ brudny”.
Najczêœciej stosowan¹ metod¹ jest porównanie stosunku wydatków poszczególnych sektorów przemys³u na unikniêcie dodatkowej jednostki emisji zanieczyszczeñ do wartoœci produkcji [Robison, 1998; Tobey, 1990; Mani, 1996].
Stosuj¹c powy¿sze kryterium, do przemys³u „brudnego” zalicza siê piêæ sektorów: ¿elazo i stal, metale nie¿elazne, chemia przemys³owa, papier i tektura
oraz niemetaliczne wyroby mineralne. Innym kryterium jest porównanie
wielkoœci emisji zanieczyszczeñ do wartoœci produkcji. Stosuj¹c tê metodê
dla Stanów Zjednoczonych, autorzy pracy
[Hettige, Martin, Singh, Wheeler 1994] wyró¿nili te same sektory jako
najbardziej zanieczyszczaj¹ce œrodowisko.
Powo³uj¹c siê na powy¿sze badania, do przemys³u „brudnego” zaliczono
przedstawione w tabeli 2. sektory przemys³u.
pollution heaven hypothesis
The Industrial Pollution Projection
System
Tabela 2.
„Brudne sektory przemys³u”
ISIC Rev.2, 3-digit
Sektor przemys³u
341
papier i tektura
351
chemia przemys³owa
369
niemetaliczne wyroby mineralne
371
¿elazo i stal
372
metale nie¿elazne
W tabeli 3. zosta³ przedstawiony udzia³ eksportu i importu sektorów
„brudnych” ogó³em z grup krajów o dochodach: niskich, œrednich niskich,
œrednich wysokich oraz wysokich, w ca³kowitej wielkoœci eksportu i importu
badanych pañstw OECD9. Odpowiednie dane s¹ dostêpne dla lat 1976–1999.
8 S. Dasgupta i inni dowodz¹, i¿ istnieje relacja pomiêdzy wzrostem gospodarczym a bardziej restrykcyjn¹ polityk¹ ekologiczn¹. Do podobnych wniosków dochodz¹ równie¿ H. Wang
i D. 9Wheeler, S. Dasgupta i D. Wheeler oraz S. Pargal i D. Wheeler.
Ze wzglêdu na brak danych przy analizie struktury eksportu i importu nie zosta³a uwzglêdniona Belgia i Szwajcaria. Odpowiednie dane s¹ dostêpne dla lat 1976–1999 (Bank Œwiatowy).
ekonomia 13
119
Anna Kukla-Gryz
Tabela 3.
Udzia³ eksportu i importu przemys³u „brudnego” ogó³em z krajów o dochodach: niskich ( LI),
œrednich niskich (LMI), œrednich wysokich (HMI) oraz wysokich (HI) w ca³kowitej wielkoœci
eksportu (expTOT) i importu (impTOT) w badanych krajach OECD
expLI
impLI
expLMI
impLMI
expHMI
impHMI
expHI
impHI
expTOT
impTOT
expTOT
impTOT
expTOT
impTOT
expTOT
impTOT
1976
0,057002
0,031955
0,212067
0,054453
0,128695
0,071752
0,602236
0,841840
1977
0,059607
0,029962
0,198466
0,059568
0,135392
0,068192
0,606535
0,842279
1978
0,047168
0,017025
0,140748
0,039559
0,120701
0,067241
0,691383
0,876176
1979
0,042421
0,018951
0,133240
0,040400
0,121058
0,071890
0,703281
0,868759
1980
0,048593
0,020081
0,132789
0,043411
0,120313
0,074260
0,698304
0,862247
1981
0,050252
0,017696
0,136901
0,042890
0,125031
0,074523
0,687816
0,864892
1982
0,050727
0,017205
0,140914
0,037643
0,117448
0,078597
0,690911
0,866554
1983
0,042277
0,016272
0,142724
0,039650
0,105200
0,089789
0,709799
0,854290
1984
0,039260
0,014240
0,135733
0,040796
0,101830
0,094179
0,723177
0,850785
1985
0,040715
0,013320
0,143275
0,038245
0,093540
0,087541
0,722471
0,860894
1986
0,035966
0,011611
0,117158
0,035957
0,090219
0,085229
0,756657
0,867203
1987
0,030744
0,012633
0,106404
0,038267
0,087919
0,080085
0,774933
0,869015
1988
0,029480
0,014341
0,100734
0,044616
0,088501
0,090327
0,781285
0,850715
1989
0,028773
0,014109
0,096697
0,046005
0,088578
0,088347
0,785953
0,851539
1990
0,027892
0,011386
0,082703
0,045692
0,084836
0,082504
0,804569
0,860419
1991
0,025395
0,011594
0,080961
0,046193
0,096958
0,080131
0,796686
0,862082
1992
0,028200
0,011351
0,078273
0,041438
0,097075
0,077610
0,796452
0,869600
1993
0,028803
0,013437
0,086225
0,050137
0,106522
0,083559
0,778449
0,852867
1994
0,026378
0,014152
0,076920
0,062989
0,109622
0,088568
0,787080
0,834291
1995
0,027532
0,014393
0,079739
0,070711
0,110343
0,090264
0,782386
0,824631
1996
0,029386
0,014722
0,080491
0,064841
0,115378
0,088109
0,774745
0,832329
1997
0,028542
0,015058
0,079686
0,072508
0,120116
0,091410
0,771656
0,821024
1998
0,022917
0,017612
0,074113
0,072604
0,110792
0,092360
0,792178
0,817424
1999
0,024762
0,019043
0,081840
0,077152
0,122489
0,098052
0,770910
0,805752
rok
ród³o: Dane z Banku Œwiatowego.
Przedstawione w tabeli dane przecz¹ hipotezie o „migracji przemys³u
brudnego”. Zdecydowanie najwiêksza czêœæ importu „brudnych sektorów
przemys³u” przez badane kraje OECD pochodzi z krajów rozwiniêtych o najwy¿szych dochodach. Pocz¹wszy od 1976 roku udzia³ ten kszta³tuje siê œrednio na poziomie 85%. Wprawdzie dane z tabeli 3. odzwierciedlaj¹ strukturê
udzia³u importu dopiero od 1976 r., tzn. po pierwszym kryzysie naftowym, jednak utrzymuj¹cy siê wysoki udzia³ importu przemys³u „brudnego” z krajów
rozwiniêtych pozwala odrzuciæ postawion¹ w poprzednim rozdziale hipote-
120
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
zê, ¿e efekt „migracji przemys³u” móg³ siê przyczyniæ do obni¿enia emisji CO2
w badanych krajach rozwiniêtych. Na wykresach 6.–8. obserwuje siê bowiem
spadek emisji CO2, œrednio a¿ do po³owy lat osiemdziesi¹tych.
W kolejnym rozdziale zostanie przeprowadzona empiryczna weryfikacja
EKC na przyk³adzie emisji CO2 przez przemys³ w krajach rozwiniêtych
z uwzglêdnieniem szoku naftowego. Efekt „migracji przemys³u” nie zostanie
uwzglêdniony ze wzglêdu na udowodnion¹ powy¿ej nieistotnoœæ.
4. Analiza empiryczna
Szacowany model ma postaæ:
CO
2,
i t
,
pc = const + b PKBi t pc + b PKBi t pc + b szok + b i pid + u i t
2
1
2
,
3
,
,
— emisja dwutlenku wêgla
przez przemys³ w tonach,
2,
w -tym kraju, w roku
— sta³a
w USD w cenach z 1995 r. w -tym kraju, w roku
, — PKB
2
—
PKB
do kwadratu w -tym kraju, w roku
,
— zmienna zero-jedynkowa okreœlaj¹ca szok po kryzysie naftowym: w latach 1960–1974 przyjmuje wartoœæ „0”, w latach: 1975–1999, wartoœæ „1” (œrednio w 1974 roku wyst¹pi³ „punkt maksimum” emisji CO2, obliczenia z tabeli 1.)
— zmienna charakteryzuj¹ca dane pañstwo10
, — wektor sk³adników losowych
Otrzymanie dodatniego wspó³czynnika b1 i ujemnego b2 bêdzie œwiadczyæ
o s³usznoœci hipotezy EKC, natomiast ujemna wartoœæ wspó³czynnika b3
o ujemnym wp³ywie kryzysu naftowego na poziom emisji dwutlenku wêgla
przez przemys³.
Oszacowane parametry autokorelacji dla poszczególnych jednostek
(pañstw) s¹ ró¿ne (od 0,70 do 0,98)11 i wskazuj¹ na wystêpowanie zró¿nicowanej autokorelacji. Przeprowadzona analiza heteroskedastycznoœci wskazuje
na wystêpowanie korelacji miêdzygrupowej (
)12.
Estymacja modelu zostanie zatem przeprowadzona metod¹ FGLS (
) z uwzglêdnieniem wystêpowania zró¿nicowanej
autokorelacji i korelacji miêdzygrupowej.
CO
i, t
pc
per capita
i
t
const
PKBi
PKB
i
t
t
pc
per capita
i
per capita
pc
i
t
t
szok
pid
ui
t
rho
cross-sectional correlation
feasible
generalized least squares
10 Lista badanych pañstw wraz z odpowiednim numerem
zosta³a przedstawiona w za³¹czniku
A,
w
tabeli
5.
11 Parametr autokorelacji
zosta³ obliczony za pomoc¹ testu Durbina-Watsona.
12 Test Walda: : s = s dla ka¿dego , : s ¹ s dla ¹ , wskazuje na przyjêcie hipotezy al0
1
ternatywnej o wystêpowaniu heteroskedastycznoœci (c2(17) = 5001,39[0,0000]). Test Breuscha-Pagana: testowanie hipotezy o istnieniu zwyk³ej heteroskedastycznoœci przeciwko hipotezie
o istnieniu
, wskazuje natomiast na wystêpowanie korelacji miêdzygrupowej (c2(136) = 1577,526[0,0000]).
pid
rho
H
i
i
H
i
i
j
cross-sectional correlation
ekonomia 13
121
Anna Kukla-Gryz
Aby szacowaæ model z uwzglêdnieniem korelacji miêdzygrupowej, estymowany panel musi byæ zbilansowany (tzn. zawieraæ tak¹ sam¹ liczbê obserwacji). Poniewa¿ dla Kanady warunek ten nie by³ spe³niony (brak danych
o wielkoœci PKB w latach 1960–1964), nie zosta³a ona uwzglêdniona przy estymacji modelu. W przypadku Szwajcarii w celu osi¹gniêcia panelu zbilansowanego (brak danych o populacji w latach 1998–1999) zak³ada siê niezmienion¹ wielkoœæ populacji w trzech ostatnich latach. Poniewa¿ estymacja modelu
jest przeprowadzana metod¹
Stany Zjednoczone nie zosta³y uwzglêdnione ze wzglêdu na poziom emisji dwutlenku wêgla znacznie ró¿ni¹cy siê od poziomu emisji CO2 w pozosta³ych krajach.
Wyniki estymacji modelu zosta³y przedstawione w tabeli 4.
cross-sectional FGLS regression
Tabela 4.
Wyniki estymacji; Cross-sectional time-series FGLS regression
Zmienne objaœniaj¹ce
PKB per capita
PKB2 per capita
Wspó³czynnik
β
0,0000963
B³¹d standardowy
0,0000118
Stat. t
IstotnoϾ stat. t
8,19
0,000
–1,78e–09
2,22e–10
–7,99
0,000
szok
–0,1561656
0,032809
–4,76
0,000
pid2
1,261684
0,2043968
–6,17
0,000
pid3
0,3720067
0,3171681
1,17
0,241
pid5
–1,770685
0,01792962
–9,88
0,000
pid6
–0,4755388
0,3105031
–1,53
0,126
pid7
–1,930276
0,2054387
–9,40
0,000
pid8
–1,440586
0,2143932
–6,72
0,000
pid9
–0,9131245
0,2623564
–3,48
0,001
pid11
–0,8910855
0,2590358
–3,44
0,001
pid13
–1,839819
0,2121555
–8,67
0,000
pid15
–1,175539
0,6537903
–1,80
0,072
pid16
–1,64025
0,202947
–8,08
0,000
pid17
–0,9530295
0,8366564
–1,14
0,255
pid21
–1,426154
0,5644385
–2,53
0,012
pid23
–1,499757
0,164599
–9,11
0,000
pid26
–1,161679
0,2425613
–4,79
0,000
pid34
–1,880594
0,2379134
–7,90
0,000
const
2,017536
0,2278396
8,86
0,000
Liczba obserwacji: 680
Liczba grup: 17
Liczba okresów: 40
Wald c2(18) = 531,25 [0,0000]
122
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
Otrzymane wartoœci wspó³czynników b1 oraz b2 wskazuj¹ na s³usznoœæ hipotezy EKC. Wartoœæ bezwzglêdna b1 jest przy tym wy¿sza od wartoœci bezwzglêdnej b2. Oznacza to, i¿ tempo wzrostu emisji dwutlenku wêgla przez
przemys³ wraz ze wzrostem PKB
by³o wy¿sze ni¿ tempo spadku emisji przy dalszym wzroœcie PKB
.
Wyniki estymacji modelu potwierdzaj¹ równie¿ wczeœniejsze przypuszczenia o istotnym wp³ywie kryzysu naftowego na wielkoœæ emisji dwutlenku
wêgla przez przemys³. Wartoœæ wspó³czynnika b3 jest przy tym ni¿sza (bezwzglêdnie wy¿sza) od wartoœci wspó³czynnika b2. Mo¿na zatem wnioskowaæ,
¿e kryzys naftowy mia³ relatywnie wiêkszy wp³yw na spadek emisji dwutlenku wêgla ni¿ wzrost PKB
.
Wartoœci wspó³czynników charakteryzuj¹cych poszczególne pañstwa zgadzaj¹ siê z zale¿noœciami otrzymanymi na wykresach 3.–5. Ni¿sze istotne wartoœci zmiennych , np. w Portugalii (–1,839819) lub Hiszpanii (–1,64025),
wskazuj¹ na mniejszy poziom emisji zanieczyszczeñ przez przemys³ w badanym okresie, ni¿ np. w Holandii, gdzie wartoœæ zmiennej
wynosi
–0,8910855.
per capita
per capita
per capita
pid
pid
5. Podsumowanie
W niniejszej pracy zosta³a przeprowadzona weryfikacja hipotezy EKC na
przyk³adzie emisji dwutlenku wêgla przez przemys³. Zgodnie z hipotez¹ EKC
zale¿noœæ pomiêdzy wzrostem gospodarczym a stanem œrodowiska naturalnego ma kszta³t odwróconego dzwonu, tzn. wraz z pocz¹tkowym etapem rozwoju
gospodarczego poziom emisji zanieczyszczeñ roœnie, a nastêpnie — w miarê
rozwoju — maleje. Hipoteza EKC t³umaczona jest zazwyczaj trzema efektami: skali, strukturalnym oraz dochodowym. W pracy zbadano mniej popularne efekty: efekt szokowy oraz efekt „migracji przemys³u brudnego”. Jako
„szok” przyjêto kryzys naftowy z lat siedemdziesi¹tych.
Na podstawie przeprowadzonej w pracy analizy odrzucono hipotezê wp³ywu „migracji przemys³u brudnego” na obserwowany od po³owy lat siedemdziesi¹tych spadek emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w badanych krajach OECD. W latach 1976–1999 œrednio 85% wartoœci importu przemys³u
„brudnego” pochodzi³o z krajów o najwy¿szych dochodach.
W przypadku analizy efektu kryzysu naftowego otrzymano odwrotne wyniki. Analiza teoretyczna i empiryczna wykaza³a istotny wp³yw kryzysu naftowego na spadek emisji dwutlenku wêgla przez przemys³. Ponadto, wyniki
estymacji wskazuj¹ na relatywnie silniejszy wp³yw kryzysu naftowego na spadek emisji dwutlenku wêgla ni¿ wp³yw wzrostu gospodarczego (wyra¿onego
jako wzrost PKB
).
Z otrzymanych w pracy wyników mo¿na wnioskowaæ, i¿ przy analizie hipotezy EKC dla emisji gazów towarzysz¹cych spalaniu paliw kopalnych nale¿y
uwzglêdniaæ kryzys naftowy z lat siedemdziesi¹tych. Do gazów tych nale¿¹,
oprócz dwutlenku wêgla, miêdzy innymi: tlenek wêgla, dwutlenek siarki oraz
per capita
ekonomia 13
123
Anna Kukla-Gryz
tlenki azotu. Nasuwa siê równie¿ pytanie, czy i kiedy nast¹pi³by równie du¿y
spadek emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w badanych krajach, gdyby
nie mia³ miejsca kryzys naftowy?
Bibliografia
Bradford D., Schlieckert R., Shore S., 2000,
, NBER Working Paper, nr 8001.
Bruyn S. M., van den Bergh J., Opschoor J. B., 1998,
, „Ecological Economics” nr 25, s. 161–175.
Grossman G. M., Krueger A. B., 1995,
, „Quarterly Journal of Economics” nr 110, s. 353–377.
Dasgupta S., Wheeler D., 1996,
, Policy Research Department Working Paper, World Bank.
Dasgupta S., Mody A., Roy S., Wheeler D., 1995,
, Policy Research Department, Working Paper, nr 1448, World Bank.
Eakins P., 1997,
, „Environment Planning” nr 29, s. 805–830.
Hartman R., Huq M., Wheeler D., 1997,
, World Bank, Policy Research Department Working Paper, nr 1710.
Hettige H., Mani M., Wheeler D., 1997,
, Development Research Group, World Bank.
Hettige H., Martin P., Singh M., Wheeler D., 1994,
, Policy Research Working Paper, nr 1431, World Bank.
,
Holtz E. D., Selden T. M., 1995,
„Journal of Public Economics” nr 57, s. 85–101.
Kahn M. E., 1998,
, „Economics Letters” nr 59 (2), s. 269–273.
Kaufmann R. K., Davidsdottir B., Garnham S., Pauly P., 1998,
,
„Ecological Economics” nr 25, s. 209–220.
Kuznetz S., 1955,
, „American Economic
Review” nr 45 (1), s. 1–28.
, 1999, Grupa Kapita³owa Polskie
Sieci Elektroenergetyczne SA, nr II, Warszawa.
Mani M. S., 1996,
,
„Environmental and Resource Economics” nr 7, s. 391–411.
Mani M., Wheeler D., 1997,
, PRDEI.
Meadows D. H., Meadows D. L., Randers J., Behrens W., 1972,
,
Universe Books, New York, USA.
Panayotou T., 2000,
, CID Working Paper, nr 56.
Panayotou T., Petersen A., Sachs J., 2000,
, Consulting Assistance on Economic Reform II, Discussion Paper.
Pargal S., Wheeler D., 1996,
, „Journal of Political Economy” nr 104 (6).
The Environmental Kuznets Curve: Explo-
ring a Fresh Specification
Economic growth and emissions:
reconsidering the empirical basis of environmental Kuznets curve
Economic growth and the environment
Citizen Complaints as Environmental Indicators: Evi-
dence from China
Environmental Regulation and Deve-
lopment: A Cross-Country Empirical Analysis
The Kuznetz curve for the environment and economic growth; examing
the evidence
Why Paper Mills Clean Up: Determinants of Pol-
lution Abatement in Four Asian Countries
Industrial Pollution in Economic Development:
Kuznetz Revised
International Standard Industrial
Classification
Stoking the fires? CO2 emissions and economic growth
A Household Level Environmental Kuznetz Curve
The determinants of
atmospheric SO2 concentrations: reconsidering the environmental Kuznets curve
Economic
Growth
and
Income
Equality
Liberalizacja i prywatyzacja sektora energetycznego
Environmental Tariffs on Polluting Imports: An Empirical Study
In search of Pollution Heavens? Dirty Industry in the World
Economy, 1960–1995
The Limits to Growth
Economic Growth and the Environment
Is the Environmental Kuznetz Corve Driven
by Structural Change? What Extended Time Series May Imply for Developing Countries
Informal Regulation of Industrial Pollution in Developing
Countries: Evidence From Indonesia
124
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
Roberts J. T., Grimes P. E., 1997,
, „World Development” nr 25,
s. 191–198.
Robison D. H., 1988,
, „Canadian Journal of Economics” nr 21, s. 702–706.
Rothman D. S., 1998,
, „Ecological Economics” nr 25,
s. 177–194.
Schmalensee R., Stoker T. M., Judson R. A., 1998,
, „Review of Economics and Statistics” nr 80.
Shafik N., 1994,
, „Oxford Economic Papers” nr 46, s. 757–773.
Suri V., Chapman D., 1998,
, „Ecological Economics” nr 25, 2, s. 147–160.
Tobey J. A., 1990,
, „Kyklos” nr 43, s. 191–209.
Torras M., Boyce J. K., 1998,
, „Ecological Economics” nr 25, s. 147–160.
Unruh G. C., Moomaw W. R., 1998,
, „Ecological Economics” nr 25, s. 221–229.
Wang H., Wheeler D., 1996,
, Policy Research Department Working Paper, nr 1644,
World Bank.
www.worldbank.org/research/trade.
http://earthtrends.wri.org/
Carbon intensity and economic development 1962–91:
a brief exploration of the environmental Kuznets curve
Industrial Pollution Abatement: The Impact on the Balance of Tra-
de
Environmental Kuznetz curves — real progress or passing the
buck? A case for consumption-based approaches
World Carbon Dioxide Emissions:
1950–2050
Economic Development and Environmental Quality: An Econometric
Analysis
Economic Growth, Trade and Energy: Implications for the
Environmental Kuznets Curve
The Effects of Domestic Environmental Policies on Patterns of World
Trade: An Empirical Test
Income, inequality, and pollution: a reassessment of the
environmental Kuznets curve
An alternative analysis of apparent EKC-type transi-
tions
Pricing Industrial Pollution in China: An Econometric
Analysis of the Levy System
Za³¹cznik A
Tabela 5.
Lista badanych pañstw
Pañstwo
pid
Pañstwo
pid
Australia
1
Portugalia
13
Austria
2
Szwecja
15
Belgia
3
Hiszpania
16
Kanada
4
Wielka Brytania
17
Dania
5
Stany Zjednoczone
18
Finlandia
6
Francja
21
Grecja
7
W³ochy
23
Irlandia
8
Norwegia
26
Japonia
9
Szwajcaria
34
Holandia
ekonomia 13
11
125
Anna Kukla-Gryz
Tabela 6.
Ga³êzie przemys³u, wed³ug klasyfikacji ISIC Rev. 3, uwzglêdniane przy obliczaniu wielkoœci
emisji CO2 przez przemys³ w latach 1960–1999
ISIC Rev. 3
Ga³êzie przemys³u
grupa 271 i klasa 2731
¿elazo i stal
poddzia³ 24
chemia przemys³owa
grupa 272 i klasa 2732
metale nie¿elazne
poddzia³ 26
niemetaliczne wyroby mineralne
poddzia³y: 34 i 35
wyposa¿enie transportu
poddzia³y: 28, 29, 30, 31 i 32
maszyny
poddzia³y: 13 i 14
kopalnie i górnictwo (wy³¹czaj¹c paliwa)
poddzia³y: 15 i 16
¿ywnoœæ i tytoñ
poddzia³y: 21 i 22
papier i tektura
poddzia³ 20
drewno i wyroby z drewna (inne ni¿ papier i tektura)
poddzia³ 45
budownictwo
poddzia³y: 17, 18 i 19
tekstylia i skóra
poddzia³y: 25, 33, 36 i 37
inne
Tabela 7.
Wyniki prac badaj¹cych hipotezê EKC
Autor
Zmienne
Zale¿noœæ
Pierwszy punkt
Drugi punkt
Rozszerzenia
objaœniane
miêdzy
maks./min.
maks./min.
modelu
Dane i uwagi
miernikiem
miernik
wzrostu
wzrostu
gospodarczego
gospodarczego
a zmienn¹
objaœnian¹
Torras i Boyce
dwutlenek siar-
szeœcienna
3890 (i)
15 425 (i)
równoœæ
1977–1991
[1998]
ki
N-normal
3360 (ii)
14 034(ii)
rozk³adu do-
od 19 do 42
smog
szeœcienna
4350 (i)
10 510 (i)
chodów (GINI
pañstw w przy-
index)
padku zanie-
PKB per capita
N-normal (i)
(PPP USD
s.n. (ii)
1985)
ciê¿kie cz¹stki
monotonicznie
metali
malej¹ca (i)
s.n. (ii)
czyszczenia
powietrza
piœmiennoœæ
58 pañstw dla
swobody oby-
danych jakoœci
watelskie
wody
metoda estymacji: OLS
cross-country
126
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
Zmienne
Zale¿noœæ
Pierwszy punkt
Drugi punkt
Rozszerzenia
objaœniane
miêdzy
maks./min.
maks./min.
modelu
Autor
Dane i uwagi
miernikiem
miernik
wzrostu
wzrostu
gospodarczego
gospodarczego
a zmienn¹
objaœnian¹
rozpuszczony
monotonicznie
tlen
rosn¹ca (i)
bakterie koli
szeœcienna
19865 (ii)
5085 (ii)
poziom demo-
testy diagno-
kracji
styczne:
porównanie wy-
N-inverted (ii)
urbanizacja
rosn¹ca (i)
11255 (i)
14 925 (i)
dostêp do wody
s.n. (ii)
6900 (ii)
20 215 (ii)
pitnej
szeœcienna
10 957 (i)
16 852 (i)
N-normal
kanalizacja
ników otrzymanych metod¹
monotonicznie
zmienne GEMS
OLS i GLS.
czas
1960–1989
szeœcienna
N-normal (i)
monotonicznie
rosn¹ca (ii)
dostêp do wody
monotonicznie
pitnej
malej¹ca
kanalizacja
monotonicznie
PKB per capita
miejska
malej¹ca
(PPP USD
roczne zalesie-
1985)
nie
Nemat Shafik
[1994]
od 25 do 153
inwestycje
metoda esty-
s.n.
zalesienie
ca³kowite
s.n.
1375
bakterie koli
pañstw
tempo wzrostu
macji:
w gosp.
fixed-effects
swobody oby-
testy diagno-
watelskie
styczne: brak
[Kaufmann,
11 400
rozpuszczony
szeœcienna
prawa politycz-
Davidsdottir,
tlen
N-normal
ne
Garnham, Pau-
koncentracja
monotonicznie
SPM
malej¹ca
3280
SO2
EKC (iv)
3670
miejskie odpady
EKC
emisja C
monotonicznie
ly, 1998]
koncentracja
d³ug zagraniczny
rosn¹ca
handel
70 000 000
rosn¹ca
op³aty za elektrycznoœæ
monotonicznie
n.a. (iii)
EKC
szeœcienna
N-inverted
zmiana ekspor-
1971–1990
tu artyku³ów
33 pañstwa
EKC — model
przemys³owych
metoda esty-
z rozszerze-
stopa zmiany
macji:
importu arty-
FGLS
(PPP 1985
ku³ów prze-
testy diagno-
USD)
mys³owych
styczne: testo-
udzia³ prze-
wanie autoko-
mys³u w PKB
relacji —
Vivek Suri i Du-
konsumpcja
EKC — model
ane Chapman
energii per ca-
bez rozszerzeñ
[1998]
pita
PKB per capita
niem
55 535
143 806
uwzglêdnienie
autokorelacji
pierwszego
ekonomia 13
127
Anna Kukla-Gryz
Zmienne
Zale¿noœæ
Pierwszy punkt
Drugi punkt
Rozszerzenia
objaœniane
miêdzy
maks./min.
maks./min.
modelu
Autor
Dane i uwagi
miernikiem
miernik
wzrostu
wzrostu
gospodarczego
gospodarczego
a zmienn¹
objaœnian¹
rzêdu (AR1)
i cross-sectio-
nal correllation
12 889
brak
Dane z United
Dale S. Roth-
jedzenie (iv)
EKC
man [1998]
napoje i tytoñ
monotonicznie
Nation Interna-
rosn¹ca
tional Compari-
monotonicznie
son Programme
rosn¹ca
metoda esty-
monotonicznie
macji: (?)
rosn¹ca
testy diagno-
PKB per capita
ubrania i buty
(PPP 1992
USD)
paliwo i energia
styczne: brak
meble
i urz¹dzenia
monotonicznie
domowe
rosn¹ca
opieka medycz-
monotonicznie
na
rosn¹ca
transport i ko-
monotonicznie
munikacja
rosn¹ca
rekreacja, wypoczynek, edu-
monotonicznie
kacja
rosn¹ca
inne
monotonicznie
rosn¹ca
czas
1977–1989
Hemamala Het-
struktura prze-
monotonicznie
tige, Muthuku-
mys³u — po-
malej¹ca
mara Mani
dzia³ ze wzglê-
metoda esty-
i David Wheeler
du na stopieñ
macji:
[1997]
emisji zanie-
fixed-effect
czyszczeñ
i ran-
13 pañstw
dom-effects
PKB per capita
udzia³ prze-
1985 USD
mys³u w PKB
(Summers-He-
intensywnoϾ
styczne:
ston estima-
zanieczyszcza-
testowanie
tions)
nia wód (BOD)
EKC
testy diagno-
5000-6000
i uwzglêdnienie
na jednostkê
monotonicznie
heteroskeda-
produkcji
malej¹ca
stycznoœci
czas
1974–1989
oko³o 12 500
aktywnoϾ go-
23 pañstwa
(v)
spodarcza mie-
metoda esty-
ttir, Sophie
rzona dla œred-
macji:
Garnham, Peter
niej krajowej
cross-section
Pauly
(a) oraz dla po-
fixed-effect,
[1998]
szczególnych
random-
miast (b) stosu-
effects
nek eksportu
testy diagno-
¿elaza i stali
styczne:
Robert K. Kauf-
koncentracja
man, Brynhil-
SO2
dur Davidsdo-
kwadratowa
PKB (1985 USD)
128
(SITC 67) do
heteroskeda-
PKB
stycznoϾ od-
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
Zmienne
Zale¿noœæ
Pierwszy punkt
Drugi punkt
Rozszerzenia
objaœniane
miêdzy
maks./min.
maks./min.
modelu
Autor
Dane i uwagi
miernikiem
miernik
wzrostu
wzrostu
gospodarczego
gospodarczego
a zmienn¹
objaœnian¹
rzucona
w przypadku (a)
-
1970–1980
G.C. Unruh
dwutlenek wê-
EKC lub szeœ-
zró¿nicowane
i W.R. Moomaw
gla
cienna
dla
16 pañstw
N-normal w za-
poszczególnych
OECD
le¿noœci od
pañstw
[1998])
PKB per capita
kraju
(1985 USD)
-
1977–1988
Gene M. Gross-
dwutlenek siar-
szeœcienna
man oraz Alan
ki
N-normal
4053
B. Krueger
smog
EKC
6151
[1995]
ciê¿kie cz¹stki
monotonicznie
i pañstwa zró¿-
metali
malej¹ca
nicowane w za-
od 58 do 4
16 000
pañstw — lata
PKB per capita
rozpuszczony
(1991 USD)
tlen
kwadratowa
2705
danej zmiennej
BOD
EKC
7623
objaœnianej
COD
EKC
7853
(dane z GEMS)
azotany
EKC
10 524
metoda esty-
bakterie koli
EKC
7955
macji: GLS
bakterie koli
szeœcienna
— ogó³em
N-normal
o³ów
malej¹ca
kadm
sta³a, lekko
1887
malej¹ca przy
11 632
le¿noœci od ba-
random effects
3043
testy diagno-
10 000
styczne: brak
wysokim PKB
per capita
arsen
EKC
4900
rtêæ
s.n.
5047
nikiel
s.n.
4113
EKC
n.a.
Theodore Pa-
dwutlenek wê-
nayotou, Alix
gla
Peterson,
gêstoœæ zalud-
1870–1994 (do-
nienia
chód i popula-
wartoϾ eks-
cja)
Jeffrey Sachs
jednak przy
portu na jed-
1751–1996
[2000]
analizie z po-
nostkê PKB
emisja CO2
dzia³em na
wartoϾ kapi-
17 pañstw OECD
PKB per capita
trzy-cztery
ta³u na jednost-
metoda esty-
(Geary-Khamis
okresy EKC nie
kê PKB
macji
dollars)
jest oczywista
FGLS
testy diagnostyczne:
odrzucenie
hipotezy
o braku
autokorelacji
oraz
o homoskedastycznoœci
ekonomia 13
129
Anna Kukla-Gryz
Zmienne
Zale¿noœæ
Pierwszy punkt
Drugi punkt
Rozszerzenia
objaœniane
miêdzy
maks./min.
maks./min.
modelu
Autor
Dane i uwagi
miernikiem
miernik
wzrostu
wzrostu
gospodarczego
gospodarczego
a zmienn¹
objaœnian¹
S.M. de Bruyn,
CO2
rosn¹ca
J.C.J.M. van den
NOx
rosn¹ca
Holandia,
Bergh,
dwutlenek siar-
rosn¹ca
Niemcy, Wielka
J.B. Opschoor
ki
n.a.
ceny energii
1960–1993
Brytania oraz
Stany Zjedno-
[1998]
czone
PKB (dane z
testy diagno-
Banku Œwiato-
styczne: testo-
wego)
wanie
i uwzglêdnienie
autokorelacji
Schmalensee,
CO2
EKC kraje na-
n.a.
brak
47 pañstw
le¿¹ce do OECD
1950–1990
konsumpcja
rosn¹ce w kra-
metoda esty-
energii
jach niena-
macji
PKB per capita
le¿¹cych do
fixed effects,
(PPP USD
OECD
testy diagno-
Stoker oraz
Judson [1998]
styczne:
1985)
odrzucenie hipotezy zerowej
o homoskedastycznoœci, ale
ze wzglêdu na
brak ró¿nic
w estymacji
metod¹ MNK
i GLS autorzy
stosuj¹ MNK
Mattew Kahn
emisja wêglo-
[1998]
wodoru przez
EKC
35000 lub
brak
25000
1993 rok
1376 obserwacji (samocho-
samochody
Dochód gospo-
dów)
darstwa domo-
Kalifornia
wego w 1990
metoda esty-
roku
macji MNK
testy diagnostyczne: ?
J.T. Roberts
CO2/PKB
EKC dla pañstw
n.a.
brak
1962–1991
i P. E. Grimes
o wysokich do-
metoda
[1997]
chodach
estymacji:
rosn¹ca dla
MNK,
krajów
30 regresji,
dla ka¿dego
roku osobna
testy
130
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
Zmienne
Zale¿noœæ
Pierwszy punkt
Drugi punkt
Rozszerzenia
objaœniane
miêdzy
maks./min.
maks./min.
modelu
Autor
Dane i uwagi
miernikiem
miernik
wzrostu
wzrostu
gospodarczego
gospodarczego
a zmienn¹
objaœnian¹
PKB w USD
o dochodach
diagnostyczne:
z 1987 r.
œrednich i ni-
(?)
skich
D. Holtz-Eakin,
dwutlenek wê-
T. M. Selden
gla
EKC
35 428
czas
1951–1986
130 pañstw
Metoda esty-
[1995]
macji: fixed
(PPP USD
effects oraz
1985)
cross-section
testy diagnostyczne:
uwzglêdnienie
autokorelacji
pierwszego
rzêdu
n.a
czas
1977–1988 dla
D.F. Bradford,
arsen
EKC
R. Schlieckert,
COD
EKC
S.H. Shore
rozpuszczony
[2000]
tlen
EKC
1979–1990 za-
o³ów
EKC
nieczyszczenie
smog
EKC
wód
zanieczyszczenia powietrza
PKB per capita
dwutlenek siar-
(1985 USD)
ki w mieœcie
EKC
pañstw
bakterie koli
kwadratowa
metoda esty-
nikiel
kwadratowa
macji:
azotany
kwadratowa
fixed effects i
BOD
s.n.
random effects
kadm
s.n.
testy diagno-
COD
EKC
styczne:
rtêæ
s.n.
brak
py³y
s.n.
od 10 do 50
(i) Nie uwzglêdniaj¹c równoœci rozk³adu dochodów.
(ii) Uwzglêdniaj¹c równoœæ rozk³adu dochodów.
(iii) Autorzy wskazuj¹ na najlepsze dopasowanie zale¿noœci linowej.
(iv) Konsumpcja per capita.
(v) Badany dochód od 3000 USD.
s.n. — statystyczna nieistotnoœæ.
n.a. — nie podano.
(?) — brak informacji.
ekonomia 13
131
Anna Kukla-Gryz
Za³¹cznik B
2,50E+00
CO2
per capita
2,00E+00
1,50E+00
1,00E+00
5,00E-01
0,00E+00
0
5000
10 000
15 000
20 000
25 000
PKB
Hiszpania
Wlochy
Grecja
Szwajcaria
30 000
35 000
40 000
45 000
50 000
per capita
Irlandia
Portugalia
Dania
Austria
Wykres 1.
Zmiana poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ wraz ze wzrostem PKB per capita
w wybranych krajach rozwiniêtych w latach 1960–1999
5,00E+00
4,50E+00
4,00E+00
CO2
per capita
3,50E+00
3,00E+00
2,50E+00
2,00E+00
1,50E+00
1,00E+00
5,00E–01
0,00E+00
0
5000
10 000
15 000
20 000
25 000
PKB
Australia
Kanada
30 000
35 000
40 000
45 000
50 000
per capita
Belgia
Finlandia
Japonia
Holandia
Wielka Brytania
Norwegia
Francja
Szwecja
Wykres 2.
Zmiana poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ wraz ze wzrostem PKB per capita
w wybranych krajach rozwiniêtych w latach 1960–1999
132
ekonomia 13
9
7
0
8
2
4
7
8
9
2
3
6
8
9
2
6
8
9
7
2
2
8
2
7
3
0
6
2
6
8
7
1
2
6
1
0
3
5
7
0
3
0
2
5
2
2
0
5
2
5
4
5
2
9
2
PKB
1
3
7
4
2
4
9
9
0
3
3
3
9
3
2
2
3
2
2
3
2
6
2
2
3
2
4
2
1
0
2
9
0
3
6
1
0
0
1
2
2
9
0
7
1
5
5
9
0
2
7
9
2
2
0
4
8
5
9
1
1
8
8
7
4
CO2
per capita
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
per capita
Wykres 3.
Zmiana poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ wraz ze wzrostem PKB per capita
w Stanach Zjednoczonych w latach 1976–1999
2,50E+00
CO2
per capita
2,00E+00
1,50E+00
1,00E+00
5,00E–01
0,00E+00
1955
1960
1965
1970
1975
1980
1985
1990
1995
2000
2005
rok
Hiszpania
Wlochy
Grecja
Szwajcaria
Irlandia
Portugalia
Dania
Austria
Wykres 4.
Zmiana poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w wybranych krajach rozwiniêtych
w latach 1960–1999
ekonomia 13
133
Anna Kukla-Gryz
5,00E+00
4,50E+00
4,00E+00
per capita
3,50E+00
3,00E+00
CO2
2,50E+00
2,00E+00
1,50E+00
1,00E+00
5,00E–01
0,00E+00
1955
1960
1965
1970
1975
1980
1985
1990
1995
2000
2005
rok
Australia
Belgia
Finlandia
Japonia
Holandia
Kanada
Wielka Brytania
Norwegia
Francja
Szwecja
Wykres 5.
Zmiana poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w wybranych krajach rozwiniêtych
w latach 1960–1999
4
3,5
2,5
2
CO2
per capita
3
1,5
1
0,5
1998
1999
1996
1997
1994
1995
1992
1993
1990
1991
1988
1989
1986
1987
1984
1985
1982
1983
1980
1981
1978
1979
1976
1977
0
rok
Wykres 6.
Zmiana poziomu emisji dwutlenku wêgla przez przemys³ w Stanach Zjednoczonych w latach
1976–1999
134
ekonomia 13
Weryfikacja hipotezy o „œrodowiskowej krzywej Kuznetsa” na przyk³adzie emisji…
A b s t r a c t
Verification of the hypothesis of the “Environmental Kuznets Curve” basing
on evidence of carbon dioxide emission in the OECD countries
According to the “Environmental Kuznets Curve” (EKC) hypothesis, the level
of pollutant emission grows along with the initial stage of economic development and, then, diminishes with further economic development. Usually,
the EKC hypothesis is explained by three effects: the scale effect, the structure
(or composition) effect and the income effect.
In this paper, a verification of the EKC was undertaken basing on the example
of the carbon dioxide emission by the industry in the OECD countries, this
time the attention being concentrated on two less popular effects: the “shock”
effect and the effect related to the “pollution heaven hypothesis” (“dirty production migration” effect). As an example of shock the petroleum crisis of the
seventies was chosen. The verification results showed a substantial impact of
the petroleum crisis on the change in carbon dioxide emission by the industry
and, at the same time, unimportance of the “pollution heaven” effect.
ekonomia 13
135