Document Type : Original Article
Authors
1 Assistant Professor, Department of Economics, Chabahar University of Maritime and Marine Sciences, Chabahar, Iran
2 Associate Professor, Department of Economics, Shiraz University, Shiraz, Iran
Abstract
Keywords
مقدمه
فراینــد نیمهشهرنشــینی، در منــاطق مختلــف جهــان حاصـل کنشهای پیچیـــده عناصـر اجتمــــاعی، اقتصــادی، سیاسی، فنـاوری، جغرافیـایی و فرهنگـی جهــانی و محلــی اســت. ایــن فراینـــد در طــول زمـان و بنا بر مقتضیات محلی، درحال تولیـد الگوهـای مختلـف شـهری در مناطق گوناگون دنیـا است. حقیقت شهرنشینی در کشورهای توسعهیافته و درحال توسعه متفاوت است؛ بهطوریکه صنعتیشدن و شهرنشینی در کشورهای توسعهیافته، با هم مترادفاند و میتوان گفت آغاز توسعه در غرب با شهرنشینی و صنعتیشدن همزمان بود و در فرایند توسعه، فعالیت صنعتیشدن در شهرها صورت گرفت. مفهوم روستا و روستانشینی نیز در کشورهای توسعهیافته با کشورهای درحال توسعه تفاوت دارد؛ بهطوریکه در کشورهای توسعهیافته مناطق روستایی درواقع مناطق غیرشهری هستند؛ اما ازنظر امکانات چیزی از شهرها کم ندارند؛ درحالیکه فعالیت اصلی مناطق روستایی کشورهای درحال توسعه، کشاورزی (سنتی) است و در شهرهای آنها نیز فعالیتهای اقتصادی از قبیل کشاورزی (سنتی) و بافت روستایی وجود دارد (بهشتی، 1395: 198-196).
شهرک یا نیمهشهرنشینی محلی است که در خارج از حریم شهرها برای احداث واحدهای مسکونی قابل تملک شخصی به همراه کلیه بناها و تأسیسات مورد نیاز عمومی و اجتماعی سکنه بهصورت مجتمع برای سکونت دائم و تأمین نیازهای عمومی و اجتماعی و رفاهی شاغلین بخشهای مختلف اقتصادی و اجتماعی یک منطقه یا بهمنظور استفاده گردشگری، تفریحی، زیارتی، تجارتی، تحقیقات و فناوری، صنعتی و سایر شهرکهای تخصصی ایجاد میشود (وزارت راه و شهرسازی،1391). براساس قانون و آییننامه استفاده از اراضی، احداث بنا و تأسیسات در خارج از حریم شهرها و محدوده روستاها، شهرک نامیده میشود. حداقل جمعیت سکونت در شهرکهای مسکونی ۲۰۰۰ نفر در حداقل ۵۰۰ قطعه مسکونی است. نیمهشهرنشینی حاصل رشد شهرنشینی و مهاجرت به شهرها، درآمد پایین کشاورزی و جذابیتهای زندگی شهری مانند فرصتهای شغلی بیشتر، تحصیل، بهداشت و درمان، سهولت دسترسی به خدمات اجتماعی و همچنین استفاده از منابع انرژی بهتر ازجمله برق، گاز و آب به شکل راحتتر است. در ایران حدود ١١ میلیون نفر نیمهشهرنشین و 2700 محله نیمهشهرنشین وجود دارد. همچنین مناطق نیمهشهرنشین جزئی از شهر محسوب نمیشوند؛ اما قدمت آنها به بیش از چهل سال برمیگردد (وزارت راه و شهرسازی،1391)؛ بهطوریکه براساس نتایج آماری، در سال 1950، 6/29 درصد از کل جمعیت جهان در شهرها زندگی میکردند. جمعیت جهان در سال 2020 افزایش چشمگیری یافت که از تعداد کل جمعیت جهان، 17/56 درصد ساکن شهرها بودند (سایت استاتیستیک تایمز[1]). پیشبینی میشود جمعیت شهرنشین دنیا در سال 2050 به 1/67 درصد خواهد رسید؛ یعنی در طول 100 سال 1950 تا 2050 جمعیت شهرنشین از کمتر از 30 درصد به بالای 67 درصد میرسد که بیانکنندة رشد سریع شهرنشینی در کل جهان است (بهشتی، 1395: 198-196).
امروزه انرژی بهعنوان یکی از عوامل اصلی پیشرفت اقتصادی جوامع بهخصوص جوامع صنعتی است؛ بهطوریکه سیر تحولات اقتصادی در قرون اخیر با کاربرد متنوع انرژی در ارتباط بوده است. ازجمله مواردی که در این زمینه از اهمیت خاصی برخوردار است مطالعه روند تحولات ساختار سیستم انرژی، نوسانات مصرف و قیمت انرژی، بررسی امکان جایگزینی سوختها با یکدیگر، صرفهجویی در مصرف انرژی و همچنین افزایش کارایی انرژی است؛ بهطوریکه میزان دسترسی کشورها به منابع گوناگون انرژی نشاندهندة پتانسیلهای پیشرفت و قدرت سیاسی و اقتصادی آن کشورها است. کشورهای صنعتی سهم عمدهای از مصرف انرژی را به خود اختصاص دادهاند و همچنین دارای کارایی بالا در مصرف انرژی نیز هستند؛ بهطوریکه هم در زمان افزایش قیمت انرژی و تولید ناخالص داخلی و هم در زمان کاهش این متغیرها بهرهوری در این کشورها افزایش یافته است؛ این پدیده به دنبال افزایش کارایی و فناوری وسایل مصرفکنندة انرژی و مدیریت صحیح و صرفهجویی در مصرف ذخایر منابع انرژی به وجود آمده است (عمادزاده و همکاران، 1382: 97). بنا بر گزارش اداره اطلاعات انرژی آمریکا در سال 2019 بزرگترین مصرفکنندگان انرژی در جهان بهترتیب کشورهای آمریکا، چین، ژاپن، هند و روسیه بودند. طبق گزارش و دادههای آماری اداره اطلاعات انرژی آمریکا، سرانه مصرف انرژی در ایران یک دهم آمریکا است؛ این در حالی است که سرانه مصرف انرژی کشور ایران بیش از دو برابر کشور ترکیه است و ایران ازنظر میزان مصرف انرژی رتبه سیزدهم بین تمامی کشورهای جهان را دارد. در زمان حاضر عمدهترین مصرفکنندگان انرژی خانوارها هستند؛ بهطوریکه بخش اعظم انرژیهای تولیدشده (41 درصد از انرژی تولیدشده کشور) در مصارف خانگی بهخصوص شهرها به مصرف میرسد.
رشد اقتصادی با سرمایهگذاری بالا و مصرف بالای انرژی، هزینه زیستمحیطی زیادی به همراه دارد. استانهای ایران هنوز در مرحله توسعه سریع شهرنشینی و صنعتیشدن است؛ بنابراین، تقاضا برای منابع انرژی، همچنان درحال افزایش است؛ بهطوریکه براساس گزارش سازمان ملی بهرهوری ایران در سال ۱۹۹۰، شاخص شدت انرژی در ایران در نزدیکی ۱۱/0 کیلوژول قرار داشته و در سال ۲۰۱۷ به نزدیکی عدد ۲/0 رسیده است (محمودی، 1393: 1). تضاد بین عرضه و تقاضای منابع انرژی بهطور مستقیم بر سلامت و ثبات برای توسعه اقتصادی تأثیر میگذارد. علاوه بر این، مصرف بیش از حد انرژی همچنین باعث تخریب جدی محیط زیست میشود؛ این در حالی است که کیفیت زندگی ساکنان را به شدت کاهش میدهد. بدترشدن محیط زیست سالانه خسارات اقتصادی زیادی را به استانهای کشور وارد میکند. تحت فشارهای دوگانه تقاضای انرژی و آلودگی محیطی، بهبود کارایی انرژی یک انتخاب اجتنابناپذیر برای دستیابی به تغییر الگوی رشد اقتصادی در کشور است.
ساکنان مناطق نیمهشهری و روستایی و شهری برای مصارف خانگی خود مانند پختوپز، فرآوری محصولات کشاورزی، روشنایی، صنایع کشاورزی، رفاه اجتماعی و فعالیتهای تجاری به انرژی نیاز دارند؛ بنابراین، الگوی کل مصرف انرژی در مناطق روستایی و نیمهشهری و شهری متفاوت است؛ ازاینرو، مصرف انرژی خانوارها رابطه مستقیمی با نیمهشهرنشینی دارد. در شرایط کنونی بهعلت افزایش تعداد مصرفکنندگان، گرایش به شهرکنشینی و شهرنشینی، تغییر سبک زندگی افراد، تمایل به استفاده از کالاهای لوکس، لزوم دسترسی به نیازهای مصرفی بهدلیل محدودیتهای زمانی، همواره خطر اتلاف و کاهش منابع و نیروهای تولید انرژی و نیز دغدغه اصلاح و بهینهسازی الگوهای مصرفی افراد جامعه وجود داشته است؛ بنابراین، یکی از مباحث مهم مرتبط با انرژی بحث مصرف به معنای بهرهبرداری و استفاده از انرژی به قصد برطرفکردن نیازهای مرتبط با آن است. میزان مصرف انرژی امری شخصی است؛ اما الگوی مصرف انرژی تابع شرایط اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی است.
بنابراین، بهدلیل متفاوتبودن الگوی مصرف نیمهشهری با شهری و روستایی و با توجه به اهمیت کارایی انرژی برای کاهش اتلاف منابع، مطالعه رابطه بین نیمهشهرنشینی و شهرنشینی با مصرف انرژی برای اصلاح الگوی مصرف امری مهم و ضروری است. همچنین در سالهای اخیر با توجه به گسترش سریع جامعه شهری و رشد پویای شهرنشینی و به دنبال آن افزایش سرسامآور مصرف انواع انرژی، نیاز به مطالعه ارتباط بین شهرنشینی و شدت مصرف انرژی برای سیاستگذاریهای بلندمدت انرژی احساس میشود؛ بنابراین میتوان بیان کرد رابطه بین نیمهشهرنشینی و شهرنشینی با مصرف انرژی از اهمیت ویژهای برخوردار است؛ ازاینرو، در مطالعه حاضر تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی طی سالهای 1399-1389 با استفاده از روش اقتصادسنجی فضایی پویا بررسی شده است.
سازماندهی مطالعه حاضر به این ترتیب است که بعد از مقدمه حاضر، مروری بر ادبیات تحقیق آورده میشود که شامل مبانی نظری و پیشینه تجربی تحقیق است. بخش سوم بهعنوان روششناسی تحقیق دربرگیرندة مدل تحقیق و دادههای استفادهشده است. بخش چهارم، یافتههای تحقیق تجزیه و تحلیل میشود و درنهایت، در بخش پایانی نتیجهگیری و پیشنهادهای سیاستی ارائه خواهد شد.
مروری بر ادبیات تحقیق
در این بخش، ابتدا پایههای نظری جمعیت نیمهشهرنشینی و کارایی انرژی ارائه میشود. در ادامه به پیشینه تجربی موجود در این زمینهها اشاره میشود.
مبانی نظری
جینگ وی و همکاران[2] (2021) بیان میکنند بین نیمهشهریشدن جمعیت و ناکارآمدی انرژی ارتباط مثبت وجود دارد؛ یعنی در زمان حاضر رشد جمعیت نیمهشهری باعث محدودشدن بهبود کارایی انرژی شده است؛ اما در مدل دیگر مطالعه ایشان، نتیجه رگرسیون نیمهشهریشدن جمعیت منفی است؛ درحالیکه در حالت دوم نیمهشهریشدن جمعیت بهطور معتبر مثبت است؛ بنابراین، میتوان دریافت تأثیر نیمهشهریشدن جمعیت بر ناکارآمدی انرژی را میتوان از یک منحنی U شکل برای نشاندادن استفاده کرد. به عبارت دیگر، ارتباط بین نیمهشهریشدن جمعیت و کارایی انرژی یک منحنی U شکل معکوس است؛ ازاینرو، مهاجرت ساکنان روستایی به کار در شهرها، عرضه نیروی کار شهری را افزایش داده و بهطور مؤثری از افزایش سریع بیش از حد دستمزد کارگران شهری جلوگیری کرده است (گونگ و همکاران[3]، 2020: 521). همچنین مهاجرت تعداد زیادی از ساکنان نیمهشهرنشین به شهرها باعث کاهش قیمت نیروی کار شهری میشود. دستمزدهای پایین کارگران همچنین هزینههای عملیاتی شرکتهایی با مصرف انرژی بالا و بازده انرژی پایین در مناطق شهری را کاهش میدهد. حذف طبیعی این شرکتها مهار میشود (وی و لیو،[4] 2017: 29) که برای بهبود کارایی انرژی مفید نیست (آلام[5]، 2019: 403). درنهایت، کاهش درآمد میتواند توانایی ساکنان شهری را برای مصرف محصولات سبز و صرفهجویی در مصرف انرژی محدود کند و بهبود کارایی انرژی را بیشتر مهار کند (ژو و همکاران[6]، 2016: 813؛ میلنه و بردمن[7]، 2000: 415). همچنین طبق نظر جینگ وی و همکاران (2021)، سطح بازبودن میتواند بهطور مؤثری تلفات بازده انرژی را سرکوب کند. با بهبود فضای باز، فناوریهای جدید بیشتری را میتوان برای بهبود کارایی انرژی ازطریق اثرات سرریز معرفی کرد. تغییرات تکنولوژیکی تأثیر مثبتی بر بهبود بازده انرژی دارند. با وجود این، رشد ارزش افزوده صنایع ثانویه میتواند باعث افزایش تلفات در کارایی انرژی شود که بیانکنندة وجود اتلاف قابل توجه منابع انرژی در تولید بنگاههای صنعتی ثانویه است. برای تأثیر سرمایهگذاری مستقیم خارجی میتوان گفت سرمایهگذاری خارجی بهطور مؤثر بهبود کارایی انرژی را تسهیل میکند. جابهجایی تعداد زیادی از شرکتهای خارجی با فناوری پیشرفته و کارآمد به چین میتواند به ارتقای کارایی انرژی کمک کند. همچنین آنها نشان میدهند افزایش موجودی سرمایه انسانی توانسته است بهطور مؤثری از دست دادن کارایی انرژی را مهار کند.
تأثیر نیمهشهرنشینی بر انرژی
خانوارها سهم چشمگیری در مصرف کل انرژی یک کشور دارند. عوامل متعددی مانند ویژگیهای اجتماعی -اقتصادی، جمعیتی، جغرافیایی و سکونتی خانوارها، نیازهای انرژی خانوارها را تعیین میکنند (پاچائوری[8]، 2004: 7742). این عوامل معمولاً در مناطق روستایی و نیمهشهری و شهری متفاوتاند؛ بنابراین، الگوی کل مصرف انرژی در مناطق روستایی و شهری و نیمهشهری متفاوت است؛ ازاینرو، گفته میشود بهرهوری و مصرف انرژی ارتباط نزدیکی با شهرکنشینی یا نیمهشهرنشینی دارد (وانگ و همکاران[9]، 2020: 3؛ یو و همکاران[10]، 2020: 7-5). رشد بیش از حد جمعیت شهری و نیمهشهری منجر به استفاده ناکارآمد از مقدار زیادی از منابع انرژی خواهد شد و اتلاف منابع انرژی از بهبود کارایی انرژی جلوگیری میکند (لی و همکاران[11]، 2018: 32-11؛ پاتا[12]، 2018: 7742؛ شنگ و گوئو[13]، 2018: 121). همچنین اقتصاد مقیاس و اقتصاد اشتراکی[14] که توسط رشد جمعیت شهری و نیمهشهری ایجاد میشوند، میتواند بهطور مؤثر کارایی انرژی را بهبود بخشند (هان و همکاران[15]، 2018: 189؛ مارتینز-زارزوسو و مارووتی[16]، 2011: 175). صرفهجویی در مقیاس و اقتصاد به اشتراکگذاری باعث افزایش کارایی استفاده از امکانات عمومی و وسایل نقلیه میشود که بهطور مؤثر اصلاح کارایی انرژی را تسهیل میکند (بهد[17] 2019: 1348؛ کی و همکاران[18]، 2019: 254).
پیشینه نیمهشهرنشینی
هاروارد در سال 1919 نظریه احداث باغ شهرها را در حاشـیه شهر، با جمعیت حدود 30000 نفـر و نیـز محلههایی بـا کلبههای خوشایند مطرح کرد که میتواند با منـاطق روسـتایی احاطه شده باشد (تیسنگ و همکاران [19]، 2006).
مفهوم نیمهشهرنشینی از نقطهنظر راهحلـی بـرای توسـعه، اولـینبـار در بریتانیـا و در اواخـر 1980 مـیلادی (نیال[20]، 2003: 15) پدید آمد و با توسـعهدهنـدگان و طرفـداران برجستهای همچون شاهزاده ولز[21] در سال 1990 عمومیـت یافت (گارسیا[22]، 2008: 52). این مفهوم که بهعنـوان یـک روش مهم و ماندگار برای ایجاد توسعه موفقیـتآمیـز و طـولانیمدت محلهها ارائه شد (نیال، 2003) در زمـان و شـرایطی به وجود آمد که بحث و جدل دربارة شـهرها و ماهیـت ناپایـدار تغییـر در آنها افـزایش یافتـه بـود. نتیجـه ایـن بحثها به بیان لزوم توسعه تـراکم بـالاتر و طراحـی شهری بهتر منجر شد. مفهوم روستای شهری یـا همـان نیمهشهری که به نـوعی تـرویج محلههای شـهری (مـدنیپـور، 1387: 52) را در خود داشت، هم با بسـیاری از ایـن بحثها مرتبط بود و هم تاریخچه خـاص خـود را داشت؛ اما از نقطهنظر مواجهـة روسـتا و شـهر بـا یکـدیگر، مفهوم نیمهشهری پیشینهای عمیقتر دارد و پـیش از آنکــه متعلــق بــه بریتانیــا باشــد، برخاســته از آمریکــا اسـت (فرانکلین و تایت[23]، 2002: 257).
تعریف نیمهشهرنشینی (شهرکنشینی)
این مفهـوم نشـاندهنـدة مکـانی است که ازنظر فیزیکی محدودهای مشـخص دارد و ازنظر معنا و مفهوم دلالـت بـر یـک گذشـته روسـتایی دارد (فرانکلین و تایت، 2002: 257). در این رویکـرد نیمهشهرنشینی (شهرکنشینی) به دنبال ارائـه الگوهـایی فراتـر از الگوهـای معمـولی توسـعه و نیـز تـرویج دیـدگاهی متفـاوت اسـت (بیدوف و همکاران[24]، 2002: 14). نیمهشهرنشینی بـهعنــوان راهحلــی بـرای کــاهش برخــی مشکلات در مناطق شهری، نوعی برنامـهریـزی بـهمنظـور ارزیابی و ایجاد دوباره محبوبترین مکانها بـرای زنـدگی جمعی در محلههای شهری را مطرح میکند. محلههایی کـه نزدیکی به بسیاری از امکانات لازم برای زنـدگی روزمـره، از مشخصههای آنها است (نیال، 2003). نیمهشهرنشینی، سکونتگاهی است که هم به اندازه کافی برای ایجـاد یک جامعه به معنای واقعی کلمـه کوچـک بـوده و شـامل گروهی از افراد است که از یکدیگر حمایت میکنند و هم به اندازه کافی برای حفظ یـک سـطح مقطـع مناسب از امکانات بزرگ است (الحبشی[25]، 2009: 2). نیمهشهرنشینی اساساً نسبت به ساختوساز اجتماعی که درنهایـت یـک جامعه را فراهم میکند، با نوسازی مناسـب طراحـی شـده است. به عبارت دیگر، نیمهشهرنشینی با یـک ترکیـب جـامع مشـخص از سـاختارهای جمعـی محلـی و مـدرن شـکل گرفتـه اسـت (الحبشی، 2009: 2). دگرگـونی در کیفیت و کمیت شـیوه زنـدگی از روستانشـینی بـه سـوی شهرنشـینی و توسـعه شـهرمحـوری را مـدنظـر دارد؛ درحالیکه به برخی از سنتهای روستایی نیـز وفـادار اسـت (قرخلو و همکاران، 1387: 58).
ابعاد و شاخصها
ازنظر شاخصی، ایـنگونـه شهرکها عمدتاً در مناطق شهری و بـهطـور کلـی در داخـل شـهرها واقـع شدهاند (لاندمن[26]، 2003: 11). مفهـوم نیمهشهرنشینی در ابتـدا تـا حـد زیـادی بهعنوان استفاده از فضـاهای سـبز تفسـیر میشد؛ امـا بـا گذشت زمان، این مفهوم مترادف مناسبی برای برنامههای جدید در پایداری و زندگی شـهری بـوده اسـت. شهرکها همچنـین بـرای اراضـی متروکـه داخـل شـهر و فضای آماده ساخت محصور بین فضاهای ساختهشـده مناسباند و انتخـاب دقیقـی بـرای اراضـی اختصـاصیافته به فضای سبز به نظر میرسـند (فرانکلین و تایت، 2002: 257؛ بیدولف[27]، 2003). شهرکها در کشـورهای توسـعهیافتـه، معمـولاً بـه خـوبی برنامهریزی شده و در لبه یک منطقه شهریاند (چنگ[28]، 2011: 121).
نقش نیمهشهرنشینی
نیمهشهرنشینی معنای بهتری از مـدیریت رشـد و تغییر ازطریق همکاری با جامعه در برنامـهریـزی بـرای آینده پایدار این مناطق را امکانپذیر میکند (بورتن و همکاران[29]، 2009: 21). همگرایـی رشتههای مختلـف (چنگ، 2011: 121) ازجمله علوم زیستی و فرایندهای طراحی (بورتن و همکاران، 2009: 21) فرصتهای خوبی را بهمنظور برنامهریزی موفـق و توسعه مکانهای قابـل زنـدگی در نیمهشهرنشینیها فراهم میآورند. استفاده کارآمدتر از زمینهای شـهری بهمنظور حفاظت در داخل و خارج از منـاطق شـهری و افزایش چشمگیر بـازده شـهری، افـزایش امکانـات و خدمات عمومی و در دسـترس شـهری، کـاهش سـطح ترافیک خیابانها، حفـظ پارکهای کسـبوکـار و مکانهای عمومی و تفریحـی و محـدودکـردن توسـعه مسکونی (راندال فلمینگ و جان هاپکینز[30]، 2000: 4) از راهکارهای طراحی شهرکها هستند.
کانال ارتباطی که در زمینۀ ارتباط بین شهرکسازی و انرژی وجود دارد، در ذیل اشاره میشود:
کانال هزینههای ساختمانی مربوط به انرژی: ساختوساز و تعمیر و نگهداری از ساختمان نیاز به انرژی دارد؛ بـهطـوریکـه انرژی در استخراج، پردازش و حملونقل مصالح ساختمانی و همچنین انرژی عملیـاتی در تـأمین خـدمات ساختمانی نظیر حرارت، خنـککننـده و ... اسـتفاده میشود. بخش مسکن نیز بهعنوان مصرفکنندۀ یک چهارم از مصرف کـل انـرژی در کشورهای صنعتی حساب میشود (سوان و یوگورسال[31]، 2009: 638)؛ ازاینرو، تأثیر افزایش هزینههای انرژی بر تقاضای مسکن و قیمت آن منفـی بـوده و شایان توجـه اسـت. کوگلی[32] (1984) با استفاده از توابع تولید و تقاضا بـرای مسـکن، جریان تولید مسکن و تقاضا برای انرژیهای مسـکونی بـهعنـوان یـک عامل نهاده را مطالعـه کرده و به این نتیجه رسیده است که کشش جانشینی بـین نهادههای عملیاتی (عمدتاً انرژی) و مسکن حدود 3/0 بـوده است و دو برابـر شدن قیمت انرژی باعث افزایش 11 تا 14 درصـدی هزینۀ ساخت مسکن و کاهش 7 تا 10 درصدی در تقاضا برای مسکن میشود.
اثر بازگشتی
بهبود کارایی انرژی همراه با تغییراتی در رفتار فعالان اقتصادی اثر بازگشتی را پدید میآورد؛ به این صورت که بازده انتظاری بهبود کارایی انرژی از کانال عکسالعمل سیستمهای اقتصادی به کاهش در قیمت ضمنی خدمات انرژی، مصرف انرژی را کاهش میدهد. اثرات بازگشتی زمانی رخ میدهد که بهبود کارایی انرژی، تقاضا را برای انرژی بهطور مستقیم یا غیرمستقیم در بخشهای مختلف تولیدی و مصرفی افزایش دهد. اهمیت بررسی اثرات بازگشتی در کاهش منافع حاصل از بهبود کارایی مصرف انرژی است (سورل[33]، 2007). در ادبیات حوزه اثرات بازگشتی سه نوع اثر بازگشتی ناشی از افزایش کارایی انرژی تمییز داده میشود: اثرات بازگشتی مستقیم، اثرات بازگشتی غیرمستقیم و اثرات اقتصاد گسترده (گرینینگ و همکاران[34]، 2000: 391). اثرات بازگشتی مستقیم: افزایش کارایی انرژی برای یک خدمات خاص قیمت مؤثر انرژی را کاهش میدهد و بنابراین مصرف انرژی افزایش مییابد؛ همین امر سبب میشود کاهش مورد انتظار مصرف انرژی محقق نشود و اثر بازگشتی ایجاد شود. اثرات بازگشتی غیرمستقیم: برای مصرفکنندگان، کاهش قیمت مؤثر انرژی سبب افزایش تقاضای سایر کالاها و خدمات میشود. افزایش تقاضای سایر کالاها و خدمات نیز افزایش دوباره مصرف انرژی بهعنوان نهاده را در پی دارد. اثرات گسترده اقتصاد: کاهش قیمت حقیقی خدمات انرژی، قیمت کالاهای واسطهای و نهایی را کاهش میدهد که سبب تطبیقهای جدید در قیمتها و مقادیر تعادلی در اقتصاد میشود. همچنین افزایش کارایی انرژی رشد اقتصادی را بالا میبرد که درنتیجه افزایش رشد اقتصادی نیز مصرف انرژی افزایش مییابد (رفیعی و همکاران، 1398: 89)؛ بنابراین، میتوان اظهار داشت اثر بازگشتی مستقیم در سطح اقتصاد خرد رخ میدهد؛ درحالیکه اثر بازگشتی غیرمستقیم و اثر بازگشتی گسترده اقتصاد بهترتیب در سطوح میانی و کلان اقتصادی رخ میدهند. اهمیت اثر بازگشتی به این دلیل است که باعث کاهش منافع حاصل از بهبود کارایی انرژی در زمینة صرفهجویی انرژی میشود. بررسیها نشان میدهند اثر بازگشتی به شدت به ویژگیهای اقتصاد بررسیشده (کشش عرضه سرمایه و نیروی کار، تقاضای محصول در بخشهای مختلف اقتصاد، شدت انرژی بخشها، قابلیت جانشینی بین حاملهای مختلف انرژی و قابلیت جانشینی بین انرژی و سایر عوامل تولید) وابسته است. براساس این، براک وی و همکاران[35] (2021) بر لحاظکردن اندازه اثر بازگشتی در تدوین سیاستهای مدیریت تقاضای انرژی تأکید میکنند؛ بهطوریکه کمبرآورد یا بیشبرآورد این اثر موجب میشود میزان صرفهجویی واقعی انرژی، بیشتر یا کمتر از مقدار مورد انتظار باشد؛ بنابراین، هدف و سیاست صرفهجویی انرژی میتواند بهطور عقلانی، تنظیم و بهطور مؤثری عملی شود؛ در صورتی که سیاستگذاران اثر بازگشتی را به حساب آورند.
نخستینبار جوونز[36] (1865) این بحث را بیان کرد که بهبود کارایی مصرف انرژی میتواند بهطور واقعی حتی تقاضا برای انرژی را افزایش دهد. از این پدیده «پارادوکس جوونز» یا «اثرات معکوس» یاد میشود که وضعیتی بهمراتب شدیدتر از اثر بازگشتی به وجود میآید که موجب افزایش تقاضای انرژی نسبت به حالت اولیه قبل از بهبود کارایی میشود (ساندرس[37]، 1992). منشأ ایجاد اثر بازگشتی مربوط به کاهش قیمتهای مؤثر انرژی درنتیجه بهبود کارایی آن و نیز ایجاد اثرات جانشینی و درآمدی است. بهطور دقیقتر، اثر بازگشتی بیانکنندة حالتی است که در آن بهبود کارایی انرژی، مصرف بیشتر آن انرژی را موجب شود و بخشی از کاهش مورد انتظار اولیه در مصرف خنثی شود یا بهطور خلاصه، اثر بازگشتی منعکسکنندة اختلاف میان صرفهجویی بالقوه و بالفعل در مصرف انرژی است. نظریه اقتصاد و مطالعات بلندمدت تاریخی نشاندهندة وجود اثر بازگشتی است؛ اما میزان این اثر همچون سایر مشاهدات تجربی در اقتصاد، بحث برانگیز بوده است.
اثر بازگشتی به دو دسته کلی طبقهبندی میشود؛ اثر بازگشتی مستقیم و اثر بازگشتی غیرمستقیم. ابتدا خازوم در سال 1980 اثر بازگشتی مستقیم را مطرح کرد و از آن زمان توجه بسیاری از محققان را جلب کرد و به این معنی است که هنگامی که کارایی انرژی بهبود یابد، قیمت ضمنی خدمات انرژی کاهش خواهد یافت و درنتیجه تقاضا برای خدمات انرژی افزایش مییابد. این مسئله بهدلیل به وجود آمدن اثر جانشینی - درآمدی کالایی است که افت قیمت سایهای داشته است؛ بنابراین، این افزایش تقاضا سبب از بین رفتن بخشی از (حتی تمام) ذخیره بالقوه انرژی خواهد شد که بهبود کارایی داشته است؛ درنتیجه گفتنی است افزایش کارایی انرژی بهطور مستقیم و ازطریق افزایش مصرف همان انرژی، به از بین رفتن مقداری از ذخیره بالقوه انرژی منجر خواهد شد که به اثر بازگشتی مستقیم معروف است (گرینیتگو همکاران[38]، 2000).
حتی اگر بعد از بهبود کارایی مصرف دربارة نوع خاصی از انرژی، اثر بازگشتی مستقیم وجود نداشته باشد، دلایلی وجود دارد که باعث میشود کاهش مصرف آن نوع انرژی در سطح کل اقتصاد کمتر از میزانی باشد که در ابتدا پیشبینی شده است که به آن اثر بازگشتی غیرمستقیم گفته میشود. در این مورد با افزایش کارایی، قیمت خدمات انرژی کاهش مییابد و درآمد واقعی و به دنبال آن قدرت خرید مصرفکننده بالا میرود. این امر موجب افزایش تقاضای دیگر کالاها و خدمات میشود و با توجه به اینکه برای استفادة بخشی از کالاها و خدمات نیاز به استفاده از انرژی است، مصرف انواع انرژی افزایش مییابد؛ ازجمله انرژی خاصی که کارایی آن بالا رفته است؛ بنابراین، از این طریق نیز مقداری از انرژی ذخیرهشده دوباره به چرخه مصرف برمیگردد. این افزایش مصرف انرژی ناشی از افزایش درآمد واقعی بیانکنندة اثر بازگشتی غیرمستقیم است. مجموعه اثر بازگشتی مستقیم و غیرمستقیم ناشی از بهبود کارایی مصرف انرژی را اثر بازگشتی کل مینامند که مقدار آن وابسته به اندازه، ماهیت و نوع بهبود کارایی است (هرینگ و سورل[39]، 2009: 32-28).
پیشینه تحقیق
مطالعات خارجی
دال و اردوغان[40] (1995) سطح شهرنشینی، صنعتیشدن و تقاضای انرژی در کشورهای درحال توسعه را بررسی کردهاند. در پایان رابطه مثبتی بین شهرنشینی و مصرف انرژی به دست آمده است.
بیدولف، فرانکلین و تایت[41] (2002) در مطالعهای با عنوان «روستا - شهری (نیمهشهری): مشارکت واقعی یا خیالی در توسعه پایدار؟» با استفاده از روش میدانی، 22 مصاحبه با افرادی تکمیل کردند که با مفهوم روستای شهری مرتبط بودند و طیف وسیعی از منافع توسعه را نمایندگی میکردند. نتایج این مطالعه بیان میکنند مفهوم توسعه پایدار با مفهوم روستا - شهری بهعنوان راهی برای ایجاد محیطهای شهری پایدارتر ازنظر زیستمحیطی و اجتماعی پیوند خورده است. تعهدی به پایداری اجتماعی ازطریق تنوعبخشیدن به تصدی، آوردن ساکنان جدید، دوام بیشتر خدمات محلی و افزایش امکانات اجتماعی محقق میشود که در این میان به مسائل پایداری محیطی کمتر توجه شده است. در هیچیک از ساختمانهای بخش خصوصی و همچنین در بیشتر مسکنهای اجتماعی تعهدی به فناوریهای ساختمانی بیخطر برای محیط زیست وجود ندارد. واضح است برای بیشتر ساکنان، امکانات جدید، مانند مغازهها یا مدارس محلی، بهخودیخود به شیوههای زیستمحیطی بینظیرتری برای زندگی، بهویژه استفاده از خودرو منجر نشده است. واضح بود انتخابهای سبک زندگی، شبکههای اجتماعی و سطوح فقر یا ثروت، بهجای پیامدهای توسعه، تعیینکنندههای اصلی الگوهای فعالیتهای ساکنان بودند؛ با این حال، نمیتوان گفت وضعیت پایداری محلات مطالعهشده بهدلیل وضعیت روستای شهری است؛ حتی اگر چنین پیوندهای واضحی وجود داشته باشند، صرفاً ساختن «روستاهای شهری» منجر به سبکهای زندگی «پایدار» نمیشوند؛ زیرا رفتار ازنظر زیستمحیطی تعیین نمیشود و سایر ساختارها نقش عمدهای در تعیین امکانات عمل دارند.
سادورسکی[42] (2013) در مطالعهای تأثیر شهرنشینی و صنعتیشدن بر شدت انرژی در 92 کشور درحال توسعه در سالهای 2010-1980 را بررسی میکند. نتایج مطالعه نشان میدهند در بلندمدت افزایش در درآمد، شدت انرژی را کاهش میدهد. شهرنشینی و صنعتیشدن بر شدت انرژی تأثیر مثبت و معنیداری دارد.
شهباز[43] (2015) در مقالهای تأثیر شهرنشینی بر مصرف انرژی در مالزی را بررسی میکند. نتایج نشان میدهند شهرنشینی یکی از عوامل اصلی مصرف انرژی است. همچنین سهم سرمایه و بازبودن تجارت بر مصرف انرژی تأثیرگذار است. تجزیه و تحلیل علیت گرنجری نیز نشان میدهد شهرنشینی علت مصرف انرژی در مالزی است.
جینگ وی و همکاران[44] (2021) در مقالهای تأثیر نیمهشهریشدن جمعیت بر کارایی انرژی و تغییرات در رابطه بین شهرنشینی و کارایی انرژی ناشی از وجود جمعیت نیمهشهری در مقیاس بزرگ را با استفاده از تحلیل مرزی تصادفی در پانل استانی طی سالهای 2017-2001 در چین بررسی کردند. آنها پیوند بین نیمهشهریشدن جمعیت و کارایی انرژی را بهعنوان یک منحنی U شکل معکوس توصیف کردند. همچنین از نتایج تجربی نتیجه گرفتند ترویج شهرنشینی کامل جمعیت نیمهشهری میتواند به بهبود کارایی انرژی کمک کند.
مطالعات داخلی
قرخلو و همکاران (1387) دگرگونی در ساختار کالبدی و معماری روستاها و تشکیل روستا - شهر را مطالعه کردند. در این مطالعه از روشهای توصیفی و کتابخانهای، روشهای میدانی و روش تحلیلی - تبیینی برای استنتاج بهره گرفته شده است و نتایج نشاندهندة شکلگیری بیشتر در مناطقی است که جزء هستههای اولیه و روستایی بودهاند.
عیسیزاده (1391) با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری، رابطه علیت گرنجری میان مصرف انرژی و سطح شهرنشینی را در طول سالهای 1385-1352 برای کوتامدت و بلندمدت بررسی میکند. نتایج نشان میدهند در کوتاهمدت رابطه یک سویه از مصرف انرژی به سوی شهرنشینی وجود دارد؛ اما در بلندمدت این ارتباط دو سویه است.
سپاهی و همکاران (1394)، در مطالعهای رویکردهای نو در روستا - شهر را تحلیل کردهاند. این مطالعه با هدف بررسی پدیده روستا - شهر و مرور پیشینه این پارادایم جهانی نوظهور سازماندهی شده است و ضمن اشاره به پیشینه و تعاریف موجود، به دنبال یافتن رویکردهای متفاوت روستا - شهر، ابعاد و شاخصهای هرکدام و نقش روستا - شهر در هریک از آنها است. در این مقاله براساس مطالعات انجامشده، دو رویکرد متفاوت «رویارویی شهر و روستا با هم» و «رویآوری شهر و روستا به هم» در مفهوم روستا – شهر، مطرح و ابعاد و شاخصهای روستا - شهر در هرکدام از این دو رویکرد معرفی میشوند.
الهوردی و پورحاتمی (1395) در مقاله خود، تأثیر شهرنشینی و صنعتیشدن بر شدت مصرف انرژی را با استفاده از دادههای سالهای 1391-1350 در ایران بررسی کردند. بهمنظور بررسی روابط بین متغیرها از روش اقتصادسنجی خود بازگشت با وقفههای توزیعی (ARDL) استفاده شده است. نتایج نشان میدهند شاخص شهرنشینی، صنعتیشدن و درآمد سرانه بر شدت مصرف انرژی در کوتاهمدت و بلندمدت تأثیر مثبت و معناداری دارند. ضریب تصحیح خطا که نشاندهندة سرعت تعدیل به سمت تعادل است، نشان میدهد 35/0 عدم تعادل یک دوره در شدت مصرف انرژی، در دوره بعد تعدیل میشود که نشاندهندة تعدیل نسبتاً کند مدل است. آزمونهای ثبات و تشخیص نیز بر ثبات ساختاری مدل تأکید دارند.
با توجه به اینکه بیشتر مطالعات پیشین، اثرات شهرنشینی بر کارایی انرژی یا صرفاً نیمهشهرنشینی را بررسی و همچنین از روشهایی غیر از روش اقتصادسنجی فضایی پویا استفاده کردهاند، اثر نیمهشهرنشینی بر کارایی انرژی مطالعه نشده است؛ بنابراین، وجه تمایز اصلی و نوآوری این تحقیق با سایر مطالعات گذشته در حیطهی توجه به جمعیت نیمهشهرنشینی و همچنین روش برآورد اثرات نیمهشهرنشینی بوده است.
روششناسی
در این مطالعه تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی با استفاده از روش اقتصادسنجی فضایی پویا در سالهای 1399- 1389 بررسی شده است. مدل برآورد اثر تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی بر کارایی انرژی براساس مبانی نظری و مطالعه تجربی انجامشده توسط جینگ وی و همکاران (2021) با لحاظ لگاریتم به شکل زیر (معادله 1) تصریح میشود:
|
(1) |
|
اندیسهای i و t بهترتیب بیانکنندة استانهای کشور و سال بوده و همه متغیرهای استفادهشده با لحاظ لگاریتم از گزارشهای سالانه استانی مرکز آمار ایران گرفته شدهاند. : کارایی انرژی در استانهای ایران را نشان میدهد؛ بهطوریکه کل مصرف انرژی در هر استان، شامل مجموع (بهدلیل یکساننبودن واحدهای قیر و گاز مایع، از این دو فرآورده نفتی در مطالعه صرفنظر شدهاند.) مصارف بخشهای سوخت هواپیما، بنزین، نفت سفید، نفت گاز، نفت کوره، روغنهای موتور و صنعتی و سایر فرآوردهها (با واحد مترمکعب است. : جملة اثرات ثابت استانی است که شامل متغیرهای مشاهدهنشده و غیرقابل اندازهگیری است که بین استانها متفاوت است. : متغیر نیروی کار است که با تعداد افراد شاغل در پایان سال نشان داده میشود. : تولید ناخالص داخلی واقعی است که به قیمت واقعی سال پایه 1390 است. متغیر از حاصلضرب نیروی کار و نرخ تولید ناخالص داخلی واقعی به دست آمده است. : ارزش افزوده بخش صنعت، : سرمایهگذاری مستقیم خارجی جذبشده، : جمعیت با داشتن تحصیلات دبیرستان و بالاتر است. : درجه بازبودن تجارت است که از جمع صادرات و واردات تقسیم بر ارزش افزوده کل استان به دست میآید. : شاخص نیمهشهریشدن جمعیت است که حاصل تفریق جمعیت شهری و روستایی تقسیم بر مجموع جمعیت شهری و روستایی ضرب در صد به دست میآید و سایر متغیرهای کنترلی؛ : وقفه متغیر وابسته : وقفه فضایی مصرف انرژی است و جمله خطا است.
بنابراین، با توجه به مطالعه لو و همکاران[45] (2019) میتوان برای محاسبه مقدار نیمهشهریشدن جمعیت از معادله 2 استفاده کرد:
|
(2) |
*100 |
در رابطه 2، جمعیت شهری و جمعیت روستایی را نشان میدهد.
بهمنظور تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی از تکنیک اقتصادسنجی فضایی پویا استفاده شده و برای انجام برآورد از نرمافزار Stata 16 استفاده شده است. در ادامه به اختصار روش اقتصادسنجی فضایی پویا تشریح میشود.
پروفسور انسلین[46] برای اولینبار در سال 1988 اقتصادسنجی فضایی را ارائه کرد. انسلین مدعی بود اقتصادسنجی فضایی در مطالعات مکانی دارای قابلیت و کاربرد بهتری نسبت به اقتصادسنجی رایج است. در این راستا برای تخمین مدل از روش SAR استفاده میشود. طبق تئوری فیلیپ[47]، مدل بهصورت زیر در نظر گرفته میشود:
|
(3) |
|
این مدل بیان میکند سطوح متغیر وابسته y به سطوح y در مناطق همجوار بستگی دارد. در رابطه بالا، y، بردار ( ) و W، ماتریس مجاورت استانداردشده با بعد ( n) و X بیانکنندة ماتریس متغیر توضیحی است. Wy، ماتریس وزنی متغیر وابسته مربوط به هر مکان در مکانهای مجاور را نشان میدهد. معنیداربودن ضریب l به معنی وجود وابستگی فضایی بین مشاهدات است.
خودهمبستگی فضایی، پدیدهای است که در دادههای نمونهای دارای عنصر مکانی روی میدهد؛ بهطوریکه وقتی مشاهدهای مربوط به یک محل مانند i وجود داشته باشد، این مشاهده به مشاهدات دیگر در مکانهای j با فرض i j وابسته است. خودهمبستگی فضایی میتواند بین چندین مشاهده رخ دهد؛ بهطوریکه i میتواند هر مقداری بین 1 تا n را اختیار کند؛ زیرا انتظار میرود دادههای نمونهای مشاهدهشده در یک نقطه از فضا به مقادیر مشاهدهشده در مکانهای دیگر وابسته باشد (عسگری و اکبری، 1380). ناهمسانی واریانس نیز اشاره به انحراف در روابط بین مشاهدات در سطح مکانهای جغرافیایی فضا دارد؛ یعنی هنگام حرکت در بین مشاهدات، توزیع دادههای نمونهای، میانگین و واریانس ثابتی نخواهند داشت (نجفی علمدارلو و همکاران، 1391).
با توجه به اثر مکان در استانهای ایران و اثر مجاورت، الگوهای استفادهشده براساس روش اقتصادسنجی فضایی با دادههای تابلویی برآورد خواهند شد. از لحاظ فنی اگر یک منطقه مرجع با عنوان R (مانند کشور ایران) در نظر گرفته شود که شامل n واحد فضایی (استان) باشد و همچنین مقادیر تحققیافته یک متغیر (مانند هزینه سرانه خانوارها در سطح استان در یک سال مشخص) مدنظر باشد، آنگاه میتوان ماتریسی مانند ماتریس Y را تعریف کرد که عناصر خارج از قطر اصلی آن (که شامل مؤلفه خواهد بود) بیانکنندة ارتباط میان مقادیر تحققیافته متغیر مدنظر در منطقه مرجع R باشد. در حقیقت Y یک ماتریس غیرفضایی است که نمایی از چگونگی ارتباط یک متغیر با دیگر متغیرها را ارائه میکند. تعامل میان عناصر ماتریس Y (یعنی ها) را میتوان ازطریق فرایندهای جمعی یا افزایشی ( )، ضربی ( )، تفاضلی ( ) یا تقسیم ( ) بیان کرد. یکی از انواع مفید فرایند ضربی، ماتریس کوواریانس است که تعامل میان عناصر آن بهصورت ( ) ( ) در نظر گرفته میشود. همچنین اگر W نیز بیانکنندة ماتریس مجاورت باشد، بهطوریکه برای واحدهای فضایی مجاور هم عدد بزرگتر و واحدهای فضایی همجوار عدد کوچکتر اختصاص دهد، آنگاه اندازه همبستگی میان دو ماتریس Y و W بیانکنندة همبستگی فضایی خواهد بود (فیشر و گتیس[48]، 2009). با این اوصاف اگر ساختار این دو ماتریس مشابه هم باشد (بهطوریکه مقادیر بزرگتر یا کوچکتر درایهها در ماتریس Y با مقادیر بزرگتر یا کوچکتر درایههای متناظر در ماتریس W همراه باشد)، نتیجه بیانکنندة وجود همبستگی فضایی مثبت خواهد بود. در این حالت برای مثال، مقادیر بیشتر یا کمتر بازدهی سهام شرکتهای صنعتی در استان i، با مقادیر بیشتر یا کمتر بازدهی سهام شرکتهای صنعتی در استان j که همجوار استان i است، همراه خواهد بود (بهشتی و همکاران، 1396). در خصوص ماتریس مجاورت نیز گفتنی است در این مطالعه برای ساخت ماتریس مجاورت از تعریف مجاورت ملکه مانند[49] استفاده شده است که درایههای آن برای مناطق موجودی که یک طرف یا رأس مشترک با استان تحت بررسی دارند، مقدار یک و در غیر این صورت مقدار صفر را اختیار میکند (لسیج[50]، 2009).
ماتریس وزنی فضایی برای مطالعه حاضر، برای 30 استان، ماتریسی به ابعاد 330*330 خواهد بود. در مطالعات تجربی بهمنظور برآورد از تخمینزنهای متعارف دادههای مقطعی مانند OLS و حداقل مربعات دو مرحلهای (بهمنظور کنترل درونزایی بالقوه متغیرهای کنترل) استفاده میشود. حذف اثرات ویژه استانی در روش حداقل مربعات معمولی یا حداقل مربعات دو مرحلهای با دادههای مقطعی منجر به تورش ناشی از حذف متغیر مهم میشود. اسلام[51] (1995) برای حذف این ناسازگاری، استفاده از تخمینزنهای دادههای پانلی را پیشنهاد داده است. اولین سؤال در برآورد مدل دادههای پانلی آن است که آیا جمله یا همان اثرات استانی، ثابت است یا تصادفی. بهدلیل ساختار پویا، آرلانو و بوند (1991) اثبات کردهاند روش اثرات ثابت تخمینهای ناسازگاری را ارائه خواهد داد. طبق نظریه آرلانو و بوند (1991) بهمنظور کنترل ناسازگاری ناشی از ساختار پویا باید از تخمینزن حداقل مربعات دومرحلهای یا گشتاورهای تعمیمیافته استفاده کرد. بهدلیل نوع ابزارهای استفادهشده در روش حداقل مربعات دو مرحلهای، ممکن است واریانس ضرایب تخمینی بزرگتر برآورد شوند و نتایج ناسازگاری به دست آیند؛ ازاینرو، مناسبترین و در عین حال پر استفادهترین تخمینزن برای مدلهای پویای پانلی، رویکرد تفاضلی روش گشتاورهای تعمیمیافته و رویکرد سیستمی روش گشتاورهای تعمیمیافته است.
برآورد مدل
در این مطالعه اثر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی طی سالهای 1399- 1389 با استفاده از تکنیک اقتصادسنجی فضایی پویا بررسی شده است. با توجه به اینکه مدلهای رگرسیون معمولی در برآورد مدل به وابستگی مشاهدات در فضا توجهی ندارند، برای گنجاندن تأثیر وابستگی فضایی مشاهدات در فضا، در برآورد مدل، از مدلهای رگرسیون فضایی استفاده میشود.
قبل از تخمین مدل لازم است وابستگی فضایی و وجود خودهمبستگی بین جملات اخلال بررسی شود. بهمنظور برآورد از روش پانل پویای فضایی خودرگرسیون (SpGmm-sar) و آزمونهای LM lag، LM SAC و LM استفاده شده است. نتایج آزمون در جدول 1 گزارش شدهاند.
جدول 1 -نتایج آزمونهای تشخیصی برای انتخاب مدل برتر
|
متغیرها |
مقدار آماره |
درجه آزادی |
احتمال آماره |
|
آزمون LM ( ) |
4900/289 |
1 |
000/0 |
|
آزمون موران (Z) |
7244/5 |
1 |
000/0 |
|
آزمون LM Lag انسلین ( ) |
2922/3 |
1 |
06/0 |
|
آزمون LM SAC ( )1 |
1752/67 |
2 |
000/0 |
|
آزمون LR برای انتخاب مدل SDM در مقابل OLS ( ) |
7311/26 |
1 |
000/0 |
|
آزمون lmerror_robust |
7573/30 |
2 |
00/0 |
|
آزمون lmlag_robust |
4179/36 |
2 |
00/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
فرض صفر آزمون LM lag بهترتیب عدم وابستگی فضایی در اجزای اخلال و عدم وابستگی فضایی در مشاهدات متغیرهای وابسته است (لسیج، 1999: 442). نتایج آزمون LM بهمنظور بررسی وجود وابستگی فضایی، آزمون موران برای بررسی وجود خودهمبستگی فضایی بین جملات اخلال، آزمون LM Lag انسلین برای بررسی وجود همبستگی فضایی برای متغیر وابسته و آزمون LM SAC برای بررسی وجود همبستگی فضایی کلی در جدول 1 گزارش شدهاند. نتایج جدول بالا براساس آزمون LM نشان میدهند فرضیه صفر مبنی بر عدم معناداری وابستگی فضایی میان مشاهدات در سطح معناداری 1 درصد رد شده است و بنابراین، وابستگی فضایی میان مشاهدات برای تمامی معادلات تأیید میشود. براساس آزمون موران نیز فرضیه صفر که دلالت بر نبود خودهمبستگی فضایی بین جملات اخلال دارد در سطح معناداری 1 درصد رد شده است و بنابراین، خودهمبستگی فضایی بین جملات اخلال تمامی معادلات وجود دارد. آزمون LMSAC همبستگی فضایی کلی در مدل را بررسی میکند و نتایج نشان میدهند در سطح معناداری 1 درصد فرض صفر مبنی بر نبود همبستگی فضایی کلی رد شده است. نتیجه آزمون LMLag انسلین با فرض صفر مبنی بر نبود همبستگی فضایی برای متغیر وابسته، نشان میدهد فرض صفر این آزمون در سطح 1 درصد رد میشود؛ بنابراین، Sp-Gmm مدل بهتری برای بررسی تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی است.
در ادامه بهمنظور بررسی تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی، نتایج حاصل از تخمین مدل Sp-Gmm تفسیر میشوند.
جدول 2 -برآورد مدل نیمهشهرنشینی
|
متغیرها |
ضریب |
آماره t |
p>t |
|
L |
04781/0 |
91/3 |
000/0 |
|
Y |
080404/0 |
77/2 |
006/0 |
|
LY |
00572/0 |
11/3 |
002/0 |
|
IS |
02605/0 |
55/3 |
000/0 |
|
FDI |
01494/0 |
02/3 |
003/0 |
|
HC |
05197/0 |
11/3 |
002/0 |
|
ON |
00117/0 |
67/1 |
094/0 |
|
SU |
004/0 |
20/4 |
000/0 |
|
وقفه متغیر وابسته 1/Eit1- |
7636/0 |
56/12 |
000/0 |
|
1/Eit1- |
00034/0 |
73/4 |
000/0 |
|
cons |
2898/0 |
55/1 |
122/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
با توجه به نتایج گزارششده در جدول 2 ملاحظه میشود نیروی کار به میزان 04781/0 بر کارایی انرژی تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در نیروی کار، 04/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد؛ زیرا افزایش جمعیت نیمهشهری میتواند در هزینههای عملیاتی شرکتهایی با مصرف انرژی بالا و راندمان پایین در مناطق نیمهشهرنشینی صرفهجویی کند؛ بنابراین، این شرکتها همچنان میتوانند با افزایش ورودیهای نیروی کار ارزان (که به دنبال افزایش جمعیت نیمهشهرنشینی، افزایش نیروی کار به وجود آمده است) زنده بمانند. لازم به توضیح است این امر میتواند درنتیجة افزایش شهرنشینی در مناطق شهری یا روستانشینی در روستاها نیز با افزایش نیروی کار در شهرها و روستاها در هزینههای عملیاتی شرکتهایی با مصرف انرژی بالا و راندمان پایین در همان مناطق به وجود آید. اثر این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است؛ بهطوریکه اثر این متغیر با تأثیر آن براساس ادبیات معرفیشده یکسان است. تولید ناخالص داخلی واقعی سبب افزایش کارایی انرژی به میزان 080404/0 میشود؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در میزان تولید ناخالص داخلی واقعی، 08/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد؛ بهطوریکه تولید ناخالص داخلی مهمترین متغیری است که در تجزیه و تحلیلها و ارزیابیهای اقتصاد کلان از آن استفاده میشود و برابر با کل ارزش ریالی محصولات نهایی تولیدشده توسط واحدهای اقتصادی مقیم کشور در دوره زمانی معین است و افزایش آن موجب افزایش رشد اقتصادی خواهد بود؛ ازاینرو، افزایش تولید ناخالص داخلی موجب رشد اقتصادی میشود و از این طریق بر کارایی انرژی تأثیرگذار خواهد بود. ضریب این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است؛ بهطوریکه اثر این متغیر با تأثیر آن براساس ادبیات معرفیشده یکسان است. همچنین متغیری که از حاصلضرب نیروی کار در تولید ناخالص داخلی به دست آمده است، بر کارایی انرژی به میزان 00572/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در حاصلضرب نیروی کار در تولید ناخالص داخلی، 005/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. همچنین متغیر ارزش افزوده بخش صنعت اثر مثبت بر کارایی انرژی داشته است؛ زیرا شرکتها میتوانند با ایجاد ارزش افزوده، گسترش یابند و رشد اقتصادی را افزایش دهند و بر کارایی انرژی تأثیر بگذارند؛ بهطوریکه با افزایش یک درصدی در میزان ارزش افزوده بخش صنعت، کارایی انرژی را به میزان 026/0 درصد افزایش میدهند که ضریب ارزش افزوده بخش صنعت از لحاظ آماری در سطح اطمینان یک درصد معنیدار بوده است. سرمایهگذاری مستقیم خارجی نیز بر کارایی انرژی به میزان 01494/0 تأثیر گذاشته است و با افزایش یک درصدی در سرمایهگذاری مستقیم خارجی، 01/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد؛ علت این است که شرکتهای خارجی میتوانند فناوریهای جدیدی را برای کمک به بهبود بهرهوری انرژی به ارمغان بیاورند. اثر این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است؛ بهطوریکه اثر این متغیر با تأثیر آن براساس ادبیات معرفیشده مانند جینگ وی و همکاران (2021) یکسان است. رشد موجودی سرمایه انسانی برای توسعه فناوریهای جدید مساعد است؛ بنابراین، بهبود موجودی سرمایه انسانی میتواند نقش مثبتی در پیگیری بهبود کارایی انرژی و توسعه اقتصادی داشته باشد. برآورد موجودی سرمایه انسانی (HC) بر نسبت جمعیت با مدرک دبیرستان یا بالاتر متکی است؛ بنابراین، تأثیر این متغیر نیز به این صورت است که با افزایش یک درصدی در جمعیت با تحصیلات دبیرستان و بالاتر، کارایی انرژی 05197/0 افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است؛ بهطوریکه اثر این متغیر با تأثیر آن براساس ادبیات معرفیشده یکسان است. درجه بازبودن تجارت بر کارایی انرژی به میزان 00117/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در درجه بازبودن تجارت، 001/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد؛ بهطوریکه بازبودن تجارت و بهبود فضای باز باعث تقویت جریان کالاهای با فناوری بالا و محققان شده است؛ بنابراین، ترویج نوآوریهای تکنولوژیکی ازطریق اثرات سرریز میتواند به بهبود کارایی انرژی کمک کند. ضریب این متغیر در سطح اطمینان 10 درصد از لحاظ آماری معنادار است؛ بهطوریکه اثر این متغیر با تأثیر آن براساس ادبیات معرفیشده یکسان است. تأثیر وقفه متغیر وابسته (کارایی انرژی) بر کارایی انرژی مثبت بوده و اثر آن به میزان 7636/0 درصد بوده است؛ به عبارتی با افزایش وقفه کارایی انرژی انتظار میرود کارایی انرژی ارتقا داشته باشد. این متغیر از لحاظ آماری در سطح یک درصد معنیدار بوده است. همچنین براساس مبانی نظری انتظار میرود با افزایش مصرف انرژی در یک استان و با توجه به بحث اثرات چشم و همچشمی در بحث الگوی مصرف، مصرف انرژی در استانهای دیگر نیز افزایش یابد و برعکس؛ بنابراین، وقفه فضایی مصرف انرژی دارای تأثیر مثبت و معنیدار بوده است و مقدار ضریب آن برابر با 00034/0 و این ضریب از لحاظ آماری در سطح اطمینان یک درصد معنادار بوده است. ضریب عرض از مبدأ مدل نیز 2898/0 بوده است؛ بهطوریکه اثر سایر متغیرهای حذفشده در مدل یا صریحاً ذکرنشده بر متغیر وابسته برابر 2/0 درصد است و این متغیر از لحاظ آماری معنادار نیست. نیمهشهریشدن جمعیت بر کارایی انرژی به میزان 004/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در نیمهشهریشدن جمعیت، 004/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. این عدد کوچک است و تأثیر آن چندان چشمگیر نیست؛ اما میتوان دلیل تأثیر مثبت نیمهشهریشدن جمعیت را بر کارایی انرژی اینگونه بیان کرد که عرضه و تقاضای منابع انرژی بهطور مستقیم بر سلامت و ثبات برای توسعه اقتصادی تأثیر میگذارد. نیمهشهرنشینی نیز که نوعی توسعه در کشورهای درحال توسعه محسوب میشود، از این طریق بر کارایی انرژی تأثیرگذار است؛ بهطوریکه اثر متغیر نیمهشهرنشینی براساس ادبیات معرفیشده نسبت به مدل مطالعهشده و دورههای بررسیشده به شکل U است و در برخی مدلها مثبت و در برخی منفی بوده است.
برآورد حالتهای صرف شهری و روستایی
برای مقایسه وضعیت شهری و روستایی مدل مذکور برای حالتهای صرف شهری و روستایی نیز برآورد میشود که در ادامه نتایج این دو مدل گزارش میشوند.
قبل از تخمین مدل لازم است وابستگی فضایی و وجود خودهمبستگی بین جملات اخلال بررسی شود. برای این منظور از آزمون LM و مورانز استفاده میشود. نتایج آزمون در جدول 3 گزارش شدهاند
جدول 3- نتایج آزمون LM برای شهری و روستایی
|
آزمون |
وضعیت |
شهرنشینی |
روستایی |
|
آماره |
4315/286 |
1106/183 |
|
|
احتمال آماره |
0000/0 |
0000/0 |
|
منبع: یافتههای تحقیق
نتایج جدول فوق نشان میدهد فرضیه صفر مبنی بر عدم معناداری وابستگی فضایی میان مشاهدات در سطح معناداری 1 درصد رد شده و بنابراین وابستگی فضایی میان مشاهدات برای تمامی وضعیتها مورد تأیید قرار میگیرد. در مرحله بعد با استفاده از آزمون مورانز، همبستگی بین جملات اخلال مورد آزمون قرار میگیرد. نتایج آزمون مورانز در جدول زیر آمده است:
جدول 4 -نتایج آزمون مورانز برای شهری و روستایی
|
آزمون |
وضعیت |
شهرنشینی |
روستایی |
|
آماره |
7718/5 |
7803/5 |
|
|
احتمال آماره |
0000/0 |
0000/0 |
|
منبع: یافتههای تحقیق
براساس آزمون مورانز نیز فرضیه صفر که دلالت بر نبود خودهمبستگی فضایی بین جملات اخلال دارد، در سطح معناداری 1 درصد رد شده است و بنابراین، خودهمبستگی فضایی بین جملات اخلال تمامی وضعیتها وجود دارد.
جدول 5 - برآورد مدل شهرنشینی
|
متغیرها |
ضریب |
آماره t |
p>t |
|
L |
07129/0 |
99/10 |
0000/0 |
|
Y |
1112/0 |
10/2 |
036/0 |
|
LY |
0093/0 |
95/55 |
000/0 |
|
IS |
02623/0 |
18/465 |
000/0 |
|
FDI |
01544/0 |
77/1 |
078/0 |
|
HC |
06509/0 |
03/2 |
043/0 |
|
ON |
0007/0 |
30/97 |
000/0 |
|
Urban |
01365/0 |
63/3 |
000/0 |
|
وقفه متغیر وابسته 1/Eit1- |
7762/0 |
95/21 |
000/0 |
|
1/Eit1- |
00033/0 |
21/4 |
000/0 |
|
cons |
48722/0 |
37/0 |
712/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
با توجه به نتایج گزارششده در جدول 5 ملاحظه میشود نیروی کار بر کارایی انرژی به میزان 07129/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در نیروی کار، 07/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است. تولید ناخالص داخلی واقعی بر کارایی انرژی به میزان 1112/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در میزان تولید ناخالص داخلی واقعی، 11/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. ضریب این متغیر در سطح اطمینان 5 درصد از لحاظ آماری معنادار است. همچنین متغیری که از حاصلضرب نیروی کار در تولید ناخالص داخلی به دست آمده است، بر کارایی انرژی به میزان 0093/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در حاصلضرب نیروی کار در تولید ناخالص داخلی، 009/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. همچنین متغیر ارزش افزوده بخش صنعت اثر مثبت بر کارایی انرژی داشته است؛ بهطوریکه با افزایش یک درصدی در میزان ارزش افزوده بخش صنعت، کارایی انرژی را به میزان 026/0 درصد افزایش میدهد که ضریب ارزش افزوده بخش صنعت از لحاظ آماری در سطح اطمینان یک درصد معنیدار بوده است. سرمایهگذاری مستقیم خارجی نیز بر کارایی انرژی به میزان 01544/0 تأثیر گذاشته است و با افزایش یک درصدی در سرمایهگذاری مستقیم خارجی، 01/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان 10 درصد از لحاظ آماری معنادار است. با افزایش یک درصدی در موجودی سرمایه انسانی (HC) کارایی انرژی 06509/0 درصد افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان 5 درصد از لحاظ آماری معنادار است. درجه بازبودن تجارت بر کارایی انرژی به میزان 0007/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در درجه بازبودن تجارت، 0007/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. ضریب این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است. تأثیر وقفه متغیر وابسته (کارایی انرژی) بر کارایی انرژی مثبت بوده و اثر آن به میزان 7762/0 درصد بوده است؛ به عبارتی با افزایش وقفه کارایی انرژی انتظار میرود کارایی انرژی ارتقا داشته باشد. این متغیر از لحاظ آماری در سطح 1 درصد معنیدار بوده است. وقفه فضایی بهرهوری انرژی دارای تأثیر مثبت و معنیدار بوده و مقدار ضریب آن برابر 00033/0 است و این ضریب از لحاظ آماری در سطح اطمینان یک درصد معنادار بوده است. ضریب عرض از مبدأ مدل نیز 4872/0 بوده است؛ بهطوریکه اثر سایر متغیرهای حذفشده در مدل یا صریحاً ذکرنشده بر متغیر وابسته برابر 4/0 درصد است و این متغیر از لحاظ آماری معنادار نیست. شهرنشینی بر کارایی انرژی به میزان 01365/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در شهرنشینی جمعیت، 01/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد که میتوان به اقتصاد مقیاس و اقتصاد اشتراکی اشاره کرد که توسط رشد جمعیت شهری ایجاد میشوند و بهطور مؤثر کارایی انرژی را بهبود میبخشند.
جدول 6- برآورد مدل روستایی
|
متغیرها |
ضریب |
آماره t |
p>t |
|
L |
06852/0 |
13/7 |
000/0 |
|
Y |
1031/0 |
90/3 |
000/0 |
|
LY |
0086/0 |
19/54 |
000/0 |
|
IS |
02594/0 |
43/13 |
000/0 |
|
FDI |
01496/0 |
74/1 |
083/0 |
|
HC |
03571/0 |
32/16 |
000/0 |
|
ON |
00082/0 |
61/11 |
000/0 |
|
Rural |
02088/0 |
23/21 |
000/0 |
|
وقفه متغیر وابسته 1/Eit1- |
7744/0 |
93/21 |
000/0 |
|
1/Eit1- |
00032/0 |
09/4 |
000/0 |
|
cons |
5939/0 |
50/0 |
616/0 |
منبع: یافتههای تحقیق
با توجه به نتایج گزارششده در جدول 6 ملاحظه میشود نیروی کار بر کارایی انرژی به میزان 06852/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در نیروی کار، 06/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است. تولید ناخالص داخلی واقعی بر کارایی انرژی به میزان 01031/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در میزان تولید ناخالص داخلی واقعی، 01/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. ضریب این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است. همچنین متغیر ارزش افزوده بخش صنعت اثر مثبت بر کارایی انرژی داشته است؛ بهطوریکه با افزایش یک درصدی در میزان ارزش افزوده بخش صنعت، کارایی انرژی را به میزان 025/0 درصد افزایش میدهد که ضریب ارزش افزوده بخش صنعت از لحاظ آماری در سطح اطمینان یک درصد معنیدار بوده است. سرمایهگذاری مستقیم خارجی نیز بر کارایی انرژی به میزان 01496/0 تأثیر گذاشته است و با افزایش 10 درصدی در سرمایهگذاری مستقیم خارجی، 01/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان 10 درصد از لحاظ آماری معنادار است. با افزایش یک درصدی سرمایه انسانی (HC) کارایی انرژی 03571/0 درصد افزایش مییابد. اثر این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است. درجه بازبودن تجارت بر کارایی انرژی به میزان 00082/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در درجه بازبودن تجارت، 0008/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد. ضریب این متغیر در سطح اطمینان یک درصد از لحاظ آماری معنادار است. تأثیر وقفه متغیر وابسته (کارایی انرژی) بر کارایی انرژی مثبت بوده و اثر آن به میزان 7744/0 درصد بوده است؛ به عبارتی با افزایش وقفه کارایی انرژی انتظار میرود کارایی انرژی ارتقا داشته باشد. این متغیر از لحاظ آماری در سطح 1 درصد معنیدار بوده است. وقفه فضایی مصرف انرژی دارای تأثیر مثبت و معنیدار بوده و مقدار ضریب آن برابر 0032/0 است و این ضریب از لحاظ آماری در سطح اطمینان یک درصد معنادار بوده است. ضریب عرض از مبدأ مدل نیز 5939/0 بوده است؛ بهطوریکه اثر سایر متغیرهای حذفشده در مدل یا صریحاً ذکرنشده بر متغیر وابسته برابر 5/0 درصد است و این متغیر از لحاظ آماری معنادار نیست. روستانشینی بر کارایی انرژی به میزان 02088/0 تأثیر میگذارد؛ به عبارتی با افزایش یک درصدی در شهرنشینی جمعیت، 02/0 درصد کارایی انرژی افزایش مییابد؛ زیرا روستاییان با افزایش تکنولوژی و بهروزکردن تجهیزات خود اعم از تجهیزات کشاورزی و ... موجب بهبود کارایی انرژی میشوند.
همچنین در مقایسه بین روستا و شهر و نیمهشهرنشینی میتوان اشاره کرد الگوی کل مصرف انرژی در مناطق روستایی و نیمهشهری و شهری متفاوت است؛ اما در هر صورت هر سه وضعیت از انرژی استفاده میکنند؛ بنابراین، با توجه به نتایج بهدستآمده، نیمهشهرنشینی بر کارایی انرژی به میزان 004/0 تأثیر میگذارد. شهرنشینی بر کارایی انرژی به میزان 0136/0 و روستانشینی بر کارایی انرژی به میزان 02088/0 تأثیر میگذارد.
نتیجهگیری و ارائه پیشنهادهای سیاستی
در این مطالعه تأثیر جمعیت نیمهشهرنشینی استانهای کشور بر کارایی انرژی طی سالهای 1399- 1389 با استفاده از تکنیک اقتصادسنجی فضایی پویا بررسی شده است. نتایج مطالعه نشان میدهند نیمهشهرنشینی اثر مثبت بر کارایی انرژی داشته است. در کنار متغیر اصلی نیمهشهرنشینی، اثر برخی متغیرهای توضیحی دیگر نیز بررسی شده است. نیروی کار، تولید ناخالص داخلی واقعی، ارزش افزوده بخش صنعت، سرمایهگذاری مستقیم خارجی، جمعیت با داشتن تحصیلات دبیرستان و بالاتر، درجه بازبودن تجارت و وقفه متغیر وابسته و وقفه فضایی اثر مثبت بر کارایی انرژی داشتهاند؛ بهطوریکه تمامی متغیرها بهجز عرض از مبدأ از لحاظ آماری اثر معنیدار بر کارایی انرژی داشتهاند؛ درنهایت، برای مقایسه وضعیت شهری و روستایی مدل مذکور برای حالتهای صرف شهری و روستایی نیز برآورد صورت گرفت که نشاندهندة تأثیر مثبت شهر و روستانشینی بر بهرهوری است؛ بنابراین، با توجه به نتایج بهدستآمده، به سیاستگذاران پیشنهاد میشود:
[1] https://statisticstimes.com/
[2] Jingwei et al.
[3] Gong & et al.
[4] Wei & Liu.
[5] Alam
[6] Zhou et al
[7] Milne and Boardman
[8] Pachauri
[9] Wang et al.
[10] Yu et al.
[11] Li et al.
[12] Pata
[13] Sheng & Guo
[14] اقتصاد مقیاس (Economies of Scale) درواقع مفهومی است که با گسترش تولید یک شرکت، به کاهش هزینهها منجر میشود؛ یعنی با افزایش حجم تولید، هزینه متوسط تولید هر واحد کالا کاهش مییابد؛ زیرا هزینههای ثابت (fixed costs) کاهش مییابند. این هزینههای ثابت ممکن است شامل اجاره کارگاه، حقوق نیروی انسانی یا سایر عوامل تولید باشد. وقتی یک شرکت بزرگ میشود، ممکن است برای کاهش هزینههای متغیر خود نیز به خوبی وارد عمل شود؛ ازاینرو، افزایش جمعیت شهری و نیمهشهری که با افزایش نیاز و تقاضای انرژی و تولیدات محصولات شرکتها همراه است، توسط اقتصاد مقیاس میتواند به کاهش هزینه و افزایش بهرهوری و کارایی انرژی منجر شود.
اقتصاد اشتراکی (sharing economy) برای ارتباط و اشتراکگذاری منابع بین واحدهای صنعتی دارای منابع بدون استفاده و نیز سیستمهای تولیدی نیازمند آن به کار گرفته میشود. اقتصاد اشتراکی به مدیرانی که سیستمهای تولیدی برای تولید محصولات، منابعی مانند نیروی کار، سرمایه، زمین، مواد، انرژی و ماشینآلات را در اختیار دارند اما بهدلیل برخی مشکلات قادر به بهرهبرداری از آنها نیستند، کمک میکند از این منابع برای افزایش بهرهوری و کارایی انرژی استفاده بهینه کنند و نیازی که به دنبال افزایش نیمهشهرنشینی به انرژی و غیره به وجود آمده را تأمین کنند.
[15] Han et al.
[16] Martínez-Zarzoso & Maruotti
[17] Bhad
[18] Qi& et al.
[19] Tseng et al.
[20] Neal
[21] Prince of Wales
[22] Garcia
[23] Tait & Franklin
[24] Biddulph et al.
[25] Alhabshi
[26] Landman
[27] Michael Biddulph
[28] Cheng
[29] Burton et al.
[30] Randall Fleming & John Hopkins
[31] Swan& Ugursal
[32] Quigley
[33] sorell
[34] Greening et al.
[35] Brockway et al.
[36] Jevons
[37] Saunders
[38] Greening at el
[39] Herring and Sorrell
[40] Dahl&Erdogan
[41] Biddulph, Franklin and Tait
[42] Sadorsky, P.
[43] Shahbaz
[44] Jingwei et al.
[45] Lu & et al.
[46] Anselin
[47] Philip
[48] Fischer and Getis
[49] Queen Contiguity
[50] Lesage
[51]Islam
[52] شاخص بهرهوری انرژی از تقسیم ارزش تولیدات به مقدار انرژی مصرفی به دست میآید (عکس شدت مصرف نهایی انرژی). برای محاسبه بهرهوری انرژی در سطح ملی میتوان تولید ناخالص داخلی را بر مقدار مصرف نهایی انرژی تقسیم کرد.
)
