مقالة بحثية

تأثير السياسات والتقنيات البيئية على الانتقال إلى الطاقة المتجددة

61 مشاهدات

⸱

DOI:

10.3791/71760

⸱

أغسطس 7, 2026

 ,  ,  ,  , 
1University of Southampton, 2School of Marxism, Nanchang University, 3School of Public Finance and Taxation, Lanzhou University of Finance and Economics, 4Hongshan College, Nanjing University of Finance & Economics, 5Nanjing University of Finance & Economics

في هذه المقالة

ملخص

تجد هذه الدراسة التي شملت 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (2000-2020) أن مؤشر السياسات البيئية، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات المتعلقة بالبيئة تسهل تبني الطاقة المتجددة، بينما يعيق الناتج المحلي الإجمالي الأخضر ذلك. توجد علاقة سببية ثنائية الاتجاه بين جميع المتغيرات. وتيرة الانتقال لا تزال غير كافية، مما يتطلب إصلاحات سياسية وضرائب على التلوث.

الملخص

تلعب قدرة الطاقة المتجددة دورا محوريا في تحقيق التنمية المستدامة والحياد الكربوني، ومع ذلك تظل تأثيرات أداء السياسات البيئية، وجودة البيئة، والابتكار التكنولوجي، والنمو الاقتصادي الأخضر على الطاقة المتجددة متباينة عبر الدول ومراحل تطوير الطاقة المتجددة. تبحث هذه الدراسة في محددات قدرة الطاقة المتجددة عبر 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية من عام 2000 إلى 2020، مع التركيز على أداء السياسات البيئية (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة (GHG)، والتكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر. يستخدم الإطار التجريبي نهج اختبار حدود التأخر الموزع التلقائي (ARDL) لفحص التكامل المشترك طويل الأمد، وطريقة الانحدار الكمي للعزوم (MMQR) لالتقاط التأثيرات غير المتجانسة عبر التوزيع الشرطي ل REC، واختبارات السببية اللوحية Granger لتحديد اتجاه العلاقات السببية. يؤكد اختبار حدود ARDL في بانل علاقة توازن مستقرة على المدى الطويل بين المتغيرات (F = 7.845، p < 0.01). تظهر نتائج MMQR أن EPI يمارس تأثيرا إيجابيا وأقوى تدريجيا عبر الكميات (0.092–0.212)، بينما يظهر EFT أشد تدرج إيجابي حدة (0.131–0.221) ويظهر السببية ثنائية الاتجاه مع REC، مما يشير إلى دورة تعزيز بين الابتكار التكنولوجي ونشر الطاقة المتجددة. لانبعاثات غازات الدفيئة ارتباط إيجابي معتدل مع الاسترداد المتوازن (0.048–0.082) لكنها لا تسبب بشكل أحادي الاتجاه الرطوبة المكتبية؛ بدلا من ذلك، فإن القدرة الأعلى للطاقة المتجددة تقلل بشكل كبير من الانبعاثات. يظهر الناتج المحلي الإجمالي الأخضر باستمرار تأثيرا سلبيا على REC (−0.348 إلى −0.138)، رغم أن هذا التأثير يضعف عند مستويات الطاقة المتجددة الأعلى، مما يشير إلى تعديل انتقالي خلال التحول نحو اقتصاد أكثر خضرة. تشير هذه النتائج إلى أن تأثيرات السياسات البيئية، والابتكار التكنولوجي، والانبعاثات، والأداء الاقتصادي الأخضر تعتمد على المرحلة، مما يبرز الحاجة إلى أطر سياسات خاصة بالنشر، واستثمار مستدام في البحث والتطوير الأخضر، وأدوات سياسات مكملة لتقليل تكاليف التكيف قصير الأجل مع تسريع التحول نحو الطاقة المتجددة.

المقدمة

زاد الطلب العالمي على الطاقة من الحاجة إلى الانتقال السريع إلى مصادر الطاقة النظيفة. على الرغم من أن الطاقة المتجددة شكلت حوالي 30٪ من نمو إمدادات الطاقة الشمسية، إلا أن الوقود الأحفوري لا يزال يهيمن على الطلب المتزايد على الطاقة، مما يؤدي إلى استمرار تراكم انبعاثات ثاني أكسيد الكربون (CO2) ويهدد تحقيق أهداف اتفاقيةباريس 1. يبرز الفهم المنهجي لاتجاهات الاستثمار في الطاقة المستدامة، كما يتضح من خلال الخرائط العلمية والتحليل التلوي المقدم في تمويل المستقبل: رؤى حول استثمارات الطاقة المستدامة، التقاء التحولات السياسية والمالية والتكنولوجية التي حدثت عبر اقتصادات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية بين عامي 2000 و2020. توفر هذه الفترة التي تمتد عشرين عاما، والتي تشمل 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية، بيئة مثالية لتقييم المحددات طويلة الأمد لنشر الطاقة المتجددة3. يعتمد التحول في الطاقة المتجددة على التفاعل الفعال بين الحوكمة البيئية، والاستثمار المالي، والابتكار التكنولوجي4. حددت مراجعة منهجية حديثة العوامل الاقتصادية والسياسية كمحركات رئيسية لتوسع الطاقة المتجددة. أظهرت تحليلات العتبة لدول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية أيضا أن صرامة السياسات البيئية تعزز نشر الطاقة المتجددة فقط بعد تجاوز الحدالخامس الحرج، بينما يتطلب انتشار التقنيات الصديقة للبيئة استثمارا مستمرا قبل تحقيق فوائد كبيرة6. علاوة على ذلك، أظهرت تحليلات الانحدار الكمي الديناميكي عبر 77 دولة أن التقنيات الصديقة للبيئة تعزز بشكل كبير استهلاك الطاقة المتجددة، خاصة في الاقتصاداتالنامية.

على الرغم من هذه التطورات، لا تزال هناك عدة فجوات بحثية مهمة. عادة ما تفحص الدراسات الحالية السياسات البيئية والابتكار التكنولوجي بشكل منفصل، متجاهلة التآزر المحتمل بينهما في نشر الطاقة المتجددة. بالإضافة إلى ذلك، حظيت قدرة الطاقة المتجددة (REC)، المستخدمة في هذه الدراسة كمتغير تابع، باهتمام محدود ضمن أطر تجريبية متكاملة تأخذ في الاعتبار في الوقت نفسه السياسات البيئية، والابتكار التكنولوجي، والانبعاثات، والأداء الاقتصادي الأخضر. علاوة على ذلك، تباطأ الزخم نحو تبني الطاقة المتجددة في الاقتصادات المتقدمة. تظل انبعاثات غازات الدفيئة من منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية مرتفعة، بينما زادت صرامة سياسات المناخ بنسبة 1٪ فقط في عام 2024، مما يبرز فجوة تنفيذ تستدعي تحقيقا أعمق في محركات الطاقة المتجددة في الاقتصادات ذات الدخل المرتفع. وبناء عليه، تفحص هذه الدراسة محددات قدرة الطاقة المتجددة عبر 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية من عام 2000 إلى 2020 باستخدام مؤشر الأداء البيئي (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة (GHG)، والتقنيات الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر كمتغيرات تفسيرية. بعد الاختبارات التشخيصية الأولية، يستخدم اختبار التكامل المشترك لحدود ARDL لتحديد علاقات توازن طويلة المدى، ويتم تطبيق طريقة الانحدار الكمي للعزوم (MMQR) لالتقاط التباين التوزيعي، وتجرى اختبارات سببية اللوحة لتحديد اتجاه العلاقات السببية10. تظهر النتائج أن EPI وEFT يمارسان تأثيرات إيجابية كبيرة فقط خارج حدود محددة، في حين يختلف تأثير الناتج المحلي الإجمالي الأخضر عبر التوزيع المشروط لقدرة الطاقة المتجددة، مما يؤكد أهمية السياسات البيئية المنسقة، والابتكار التكنولوجي، والاستراتيجيات الاقتصادية11. من خلال نمذجة التأثيرات المشتركة لأداء السياسات البيئية والتطور التكنولوجي عبر مستويات مختلفة من قدرة الطاقة المتجددة، توفر هذه الدراسة أدلة أكثر دقة لدعم صياغة سياسات الطاقة المتجددة.

تم التحقيق بشكل موسع في محددات التحول إلى الطاقة المتجددة؛ ومع ذلك، يظل الفهم مقيدا بمنظورات نظرية مجزأة وتحليلات تجريبية تكاملية في الغالب وصفية بدلا من تكاملية. على وجه الخصوص، نادرا ما تم دراسة المحركات الرئيسية لنشر الطاقة المتجددة، بما في ذلك أداء السياسات البيئية، والتقنيات الصديقة للبيئة، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والإنتاج الاقتصادي المعدل للبيئة، ضمن إطار تحليلي موحد نظرا للترابط بين الأسواق المالية ورقمنة التمويل الأخضر13.

يحتل أداء السياسات البيئية، الذي يقاس عادة باستخدام مؤشرات مركبة مثل مؤشر الأداء البيئي (EPI)، مكانة مركزية في أدبيات الطاقة المتجددة14. أظهرت الدراسات المبكرة أن اللوائح البيئية المصممة جيدا تقلل من عدم اليقين في الاستثمار وتوفر إشارات سوقية متوقعة تشجع الاستثمار منخفض الكربون15. أفادت دراسات أحدث لدول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية التي استخدمت مقدري التأثيرات الثابتة وطريقة العزوم المعممة للنظام إلى أن زيادة وحدة واحدة في صرامة السياسات البيئية مرتبطة بزيادة بنسبة 0.34٪ في توليد الكهرباءالمتجددة. ومع ذلك، يشير التقييم النقدي لهذه الأدبيات إلى أن التأثيرات الإيجابية للصرامة السياسية تتناقص عند مستويات عالية جدا بسبب الإرهاق التنظيمي17. علاوة على ذلك، فإن التركيز الحصري على الاقتصادات ذات الدخل المرتفع يحد من الصلاحية الخارجية لهذه النتائج. خلص تحليل شامل ل 89 دراسة تجريبية إلى أن أدوات السياسات القائمة على السوق، بما في ذلك ضرائب الكربون وأنظمة تداول الانبعاثات، تتفوق باستمرار على لوائح القيادة والسيطرة في تعزيز قدرة الطاقةالمتجددة 18. على الرغم من أن هذا التحليل التلوي جمع أدلة من مناطق جغرافية متنوعة ومناهج منهجية، أكد المؤلفون أن فعالية السياسات لا تزال أكبر بكثير في الدول ذات القدرات المؤسسية الأقوى، مما يبرز فجوة جغرافية مهمة في الأدبيات19. بالإضافة إلى ذلك، تتعامل الدراسات الموجهة نحو السياسات عموما مع أسواق الطاقة المتجددة على أنها مستقلة عن الأنظمة المالية الأوسع، متجاهلة احتمال أن تداعيات مالية عبر الأسواق قد تعزز أو تضعف فعالية السياسات20.

تشير مجموعة أخرى من الأدبيات إلى أن التكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT) هي محفز رئيسي لتقليل تكاليف الطاقة المتجددة وتسريع انتشار التكنولوجيا. أظهرت الأدلة التجريبية المستندة إلى بيانات براءات اختراع من 25 دولة أوروبية أن زيادة بنسبة 10٪ في طلبات البراءات المتعلقة بالبيئة خفضت التكلفة الموحدة لأنظمة الطاقة الشمسية الكهروضوئية بنسبة 1.8٪ وطاقة الرياح البرية بنسبة 2.3٪. على الرغم من أن هذه الدراسات تستخدم أساليب اقتصادية صارمة، إلا أنها تعتمد بشكل أساسي على مؤشرات الابتكار التقليدية وتفشل في أخذ الأهمية المتزايدة للتمويل الرقمي الأخضر والتكنولوجيا المالية (FinTech) في تسهيل الاستثمار المناخي22. تشير الأدلة الحديثة من اقتصادات منظمة التعاون الإسلامي الناشئة إلى أن الخدمات المالية الرقمية تعزز السياسات البيئية من خلال خفض تكاليف المعاملات وتوسيع الوصولإلى التمويل الأخضر. وبالتالي، قد يقلل قياس EFT فقط من خلال نشاط البراءات من التفاعلات بين السياسات البيئية والآليات المالية المدعومة بالتكنولوجيا24. علاوة على ذلك، أفادت دراسات انتشار التكنولوجيا بتأثيرات كبيرة على الامتداد عبر الحدود، حيث تساهم الابتكارات التي نشأت في ألمانيا والدنمارك بشكل كبير في نشر طاقة الرياحعالميا. ومع ذلك، نادرا ما تأخذ هذه التحقيقات في الاعتبار كيف تؤثر العدوى المالية عبر أسواق الطاقة النظيفة على انتشار التكنولوجيا الصديقة للبيئة. تظهر الأدلة الحديثة حول الترابط الديناميكي بين الأسواق الخضراء والطاقة النظيفة والمالية المستدامة تداعيات كبيرة في التقلبات، مما يشير إلى أن الصدمات التي تؤثر على جزء من النظام المالي الأخضر يمكن أن تؤثر بسرعة على استثمار الطاقة المتجددة. وبالتالي، فإن تفسير EFT حصريا كمؤشر محلي قائم على براءات الاختراع يتجاهل البيئة المالية الأوسعالتي يحدث من خلالها انتشار التكنولوجيا بشكل متزايد.

لا تزال العلاقة بين انبعاثات غازات الدفيئة (GHG) ونشر الطاقة المتجددة مثيرة للجدل. وفقا لفرضية "الضغط السياسي"، فإن ارتفاع الانبعاثات يحفز الطلب العام على سياسات إزالة الكربون أقوى وزيادة الاستثمار في الطاقة المتجددة. يدعم تحليل للجنة متقاطعة ل34 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية هذه الفرضية، موضحا أن زيادة انبعاثات غازات الدفيئة للفرد بمقدار انحراف معياري واحد تتنبأ بزيادة لاحقة بمقدار 0.21 انحراف معياري في الاستثمار في الطاقة المتجددة بعد عامينو28. ومع ذلك، تستند هذه النتائج حصريا إلى اقتصادات متقدمة ذات جودة مؤسسية قوية نسبيا، مما يحد من قابليتها للتطبيق على الدول النامية كثيفة الكربون. تشير الأدلة البديلة إلى علاقة غير خطية حيث تقيد مصالح الوقود الأحفوري القوية سياسات الطاقة المتجددة بشكل متزايد بمجرد تجاوز الانبعاثات عتبة حرجة29. حددت تحليلات الانحدار العتبي باستخدام بيانات من 60 دولة علاقة مقلوبة على شكل U، مع اختلاف نقطة التحول حسب جودة المؤسسات واعتمادها على الموارد الطبيعية30. ومن المهم أن هذه الدراسات تتجاهل عموما التأثير المعتدل للترابط بين الأسواق المالية. خلال فترات ارتفاع الانبعاثات، قد تتسرب مشاعر المستثمرين السلبية إلى أسواق الطاقة النظيفة المالية، مما يحد من تمويل الطاقة المتجددة تحديدا عندما يكون الطلب على الاستثمار في أعلى مستوياته. تدعم الأدلة الحديثة حول نقل التقلبات عبر الأسواق هذه الآلية وتشير إلى أن التداعيات المالية قد تعقد العلاقة الإيجابية المتوقعة بين الانبعاثات والاستثمار في الطاقة المتجددة31,32.

الناتج المحلي الإجمالي الأخضر، الذي يعرف بأنه الناتج المحلي الإجمالي المعدل حسب تدهور البيئة واستنزاف الموارد الطبيعية، يوفر مقياسا أكثر شمولا للأداء الاقتصادي المستدام مقارنة بالناتج المحلي الإجماليالتقليدي 33. ومع ذلك، لا تزال الأدلة التجريبية حول علاقتها بقدرة الطاقة المتجددة متباينة. تجادل بعض الدراسات بأن التحسينات في الناتج المحلي الإجمالي الأخضر تقلل من الإلحاح المتصور للاستثمار في الطاقة المتجددة من خلال الإشارة إلى انخفاض الأضرار البيئية لكل وحدة من الناتج الاقتصادي34. وعلى النقيض من ذلك، تشير دراسات أخرى إلى أن النمو المستمر في الناتج المحلي الإجمالي الأخضر يعكس تحولا هيكليا نحو اقتصادات تركز على الخدمات وأقل استهلاكا للطاقة، مما يسهل دمج الطاقة المتجددة35. توفر تحليلات التكامل المشترك التي تغطي 40 دولة بين عامي 2000 و2018 أدلة على عدم التماثل الزمني، كاشفة عن تأثير سلبي قصير الأجل للناتج المحلي الإجمالي الأخضر على قدرة الطاقة المتجددة، لكنه علاقة إيجابية طويلة الأمد بعد نمو اقتصادي أخضر مستدام36. على الرغم من أن هذه الأدلة تستند إلى مجموعات بيانات واسعة وفترات مراقبة طويلة، إلا أنها لا تأخذ في الاعتبار آثار الصدمات المالية العالمية. خلال فترات عدم الاستقرار المالي، قد تضعف التقلبات عبر الأسواق المالية الخضراء العلاقة بين الناتج المحلي الإجمالي الأخضر والقدرة المتجددة للطاقة من خلال تقييد تدفقات الاستثمارات في مشاريع الطاقة المتجددة، رغم التحسن في الأداء البيئي37,38.

باختصار، لقد حسنت الأبحاث الحالية فهمنا بشكل كبير لمحددات نشر الطاقة المتجددة؛ ومع ذلك، لا تزال هناك فجوات مهمة. الدراسات السابقة تناولت بشكل عام السياسات البيئية، والابتكار التكنولوجي، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والأداء الاقتصادي الأخضر بشكل مستقل بدلا من إطار تحليلي متكامل. بالإضافة إلى ذلك، لا تزال التكنولوجيا الصديقة للبيئة تقاس بشكل أساسي باستخدام مؤشرات الابتكار التقليدية. لمعالجة هذه القيود، تبحث هذه الدراسة في قدرة الطاقة المتجددة عبر 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية خلال الفترة من 2000 إلى 2020 باستخدام مؤشر الأداء البيئي، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات الصديقة للبيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر كمتغيرات تفسيرية. من خلال تطبيق طريقة الانحدار الكمي للحظات، تلتقط الدراسة تأثيرات متجانسة عبر توزيع قدرة الطاقة المتجددة، مما يوفر فهما أكثر شمولا للعوامل السياسية والتكنولوجية والاقتصادية التي تشكل التحول إلى الطاقة المتجددة. يجب أن تتضمن الأبحاث المستقبلية مؤشرات التكنولوجيا المالية ومقاييس المخاطر المالية لتعزيز هذا المجال.

البروتوكول

فلسفة البحث والتصميم
تعتمد هذه الدراسة فلسفة بحثية وضعية، تفترض أن محددات قدرة الطاقة المتجددة (REC) يمكن فحصها بشكل موضوعي باستخدام تحليل بيانات اللوحة الكمية. يتم استخدام تصميم بحث مقارن طويل الأمد عبر الدول لدراسة العلاقات طويلة الأمد بين قدرة الطاقة المتجددة ومحدداتها عبر 21 دولة من منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (OECD) خلال الفترة من 2000 إلى 2020. استنادا إلى هوية كايا، يستخدم نهج تحليلي استنتاجي لتطوير النموذج التجريبي واختبار العلاقات المفترضة بين قدرة الطاقة المتجددة، وأداء السياسات البيئية، وانبعاثات غازات الدفيئة، والتكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر. يدمج الإطار التحليلي جمع البيانات، والاختبارات التشخيصية، وتحليل التكامل المشترك، والانحدار الكمي، وتحليل السببية اللوحية لضمان الاتساق المنهجي والاستدلال الإحصائي القوي.

جمع البيانات والمتغيرات
تستخدم الدراسة مجموعة بيانات متوازنة تضم 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (OECD) يتم ملاحظتها سنويا من 2000 إلى 2020، مما أدى إلى 441 ملاحظة على أساس سنوي دولي. تم الحصول على البيانات من قواعد بيانات متاحة للجمهور ومعترف بها دوليا لضمان الشفافية وقابلية التكرار. يلخص الجدول 1 المتغيرات، وحدات القياس، مصادر البيانات، والإشارات المتوقعة. تستخدم سعة الطاقة المتجددة (REC) كمتغير تابع وتقاس بإجمالي قدرة توليد الكهرباء المتجددة المركبة (MW). تشمل المتغيرات التفسيرية مؤشر الأداء البيئي (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة (GHG) (أطنان مكافئة لثاني أكسيد الكربون)، والتكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT) التي تقاس بطلبات براءات الاختراع المتعلقة بالبيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر، المقاس كالناتج المحلي الإجمالي الإجمالي المعدل حسب التدهور البيئي واستنزاف الموارد الطبيعية (ثابت 2015 دولار أمريكي). تم الحصول على القدرة على الطاقة المتجددة، وEPI، وانبعاثات غازات الدفيئة، والتأثير الإلكتروني من قاعدة بيانات إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية، بينما تم الحصول على الناتج المحلي الإجمالي الأخضر من قاعدة بيانات البنك الدولي. تم تحويل جميع المتغيرات إلى لوغاريتمات طبيعية قبل التقدير لتثبيت التباين، وتقليل التغاير في المرونة، وتسهيل تفسير المرونة.

الإطار النظري ومواصفات النموذج
يعتمد الإطار التجريبي على معيار كايا هويتي39، الذي يحلل انبعاثات ثاني أكسيد الكربون إلى عدد سكاني، ونشاط اقتصادي، وكثافة الطاقة، وكثافة الكربون، مما يوفر أساسا نظريا لفهم محركات الاستدامة البيئية:

figure-protocol-1 (1)

حيث يمثل ثاني أكسيد الكربون 2 انبعاثات ثاني أكسيد الكربون؛ يشير CO2/Energy إلى شدة استهلاك الطاقة للكربون؛ يمثل الناتج المحلي الإجمالي للطاقة/الأخضر كثافة الطاقة للإنتاج الاقتصادي المعدل بيئيا؛ الناتج المحلي الإجمالي/السكان الأخضر يدل على الناتج المحلي الإجمالي المعدل بيئيا للفرد؛ ويمثل عدد السكان إجمالي السكان.

المتغيرات التفسيرية تتوافق مباشرة مع المكونات النظرية لهوية كايا. يمثل مؤشر الأداء البيئي أداء السياسات البيئية الهدف من تعزيز أنظمة الطاقة الأنظف. تعكس التكنولوجيا الصديقة للبيئة الابتكار التكنولوجي الذي يحسن كفاءة الطاقة ويقلل من تكاليف الطاقة المتجددة. تمثل انبعاثات الغازات الدفيئة ضغطا بيئيا لإزالة الكربون، بينما يعكس الناتج المحلي الإجمالي الأخضر الأداء الاقتصادي المعدل بيئيا. استنادا إلى هذا الإطار، يقدر النموذج التجريبي التالي39:

figure-protocol-2 (2)

حيث يشير REC إلى قدرة الطاقة المتجددة؛ يمثل مؤشر الأداء البيئي؛ غازات الدفيئة تعني انبعاثات الغازات الدفيئة؛ تمثل EFT التكنولوجيا الصديقة للبيئة؛ الناتج المحلي الإجمالي الأخضر يرمز إلى الناتج المحلي الإجمالي المعدل بيئيا؛ i يفهرس الدول؛ t يحدد السنوات؛ τ0 هو الاعتراض؛ τ1–τ4 هي معاملات الانحدار المقدرة؛ εهو مصطلح الخطأ الفريد.

الاختبارات التشخيصية
قبل تقدير النماذج التجريبية، أجريت سلسلة من الاختبارات التشخيصية لتقييم الخصائص الإحصائية لبيانات اللوحة وتحديد تقنيات التقدير المناسبة. أولا، تم فحص الاعتماد المقطعي باستخدام اختبار بيساران للاعتماد المقطعي (CD)رقم 34، حيث من المرجح أن تواجه دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية صدمات مشتركة ناجمة عن الظروف الاقتصادية العالمية، وأسواق الطاقة الدولية، والسياسات البيئية المنسقة:

figure-protocol-3 (3)

حيث N يرمز إلى عدد وحدات المقطع العرضي؛ T تشير إلى عدد الفترات الزمنية؛ i و k يفهرسان وحدات المقطع العرضي (i ≠ k); figure-protocol-4 يمثل معامل الارتباط المقدر بين الزوجين لبقايا الانحدار بين وحدات المقطع العرضي i و k؛ j يرمز إلى ترتيب التأخير؛ E(·) تمثل القيمة المتوقعة؛ وV(·) يشير إلى التباين المستخدم لتوحيد إحصائية الاختبار. ثانيا، تم تقييم تباين المنحدر باستخدام اختبار تباين منحدر بيساران–ياماغاتا لتحديد ما إذا كانت تأثيرات المتغيرات التفسيرية تختلف بين الدول40:

figure-protocol-5 (4)
figure-protocol-6 (5)

حيث Δ̃adj تشير إلى إحصائية اختبار التغاير المعدل للميل؛ N يمثل عدد وحدات المقطع العرضي؛ T تشير إلى عدد الفترات الزمنية؛ k هو عدد المتغيرات التفسيرية؛ وS̃ تمثل إحصائية تشتت منحدر سوامي الموحدة المستخدمة لتقييم تباين المعاملات عبر وحدات اللوحة. وأخيرا، تم تقييم الثبات باستخدام اختبار جذر الوحدة المعزز مقطعيا Im–Pesaran–Shin (CIPS)، الذي يستوعب كل من الاعتماد المقطعي ومعاملات الانحدار غير المتجانسة41:

figure-protocol-7 (6)

حيث يشير CIPS إلى إحصائية جذر وحدة لوحة Im–Pesaran–Shin المعززة مقطعيا؛ N يمثل عدد وحدات المقطع العرضي؛ CDFi تشير إلى إحصائية ديكي-فولر المعززة مقطعيا لوحدة المقطع العرضي i؛ و i يفهرس الوحدات المقطعية الفردية. وجهت نتائج هذه الاختبارات التشخيصية اختيار تقنيات الاقتصاد القياسي من الجيل الثاني المناسبة لمجموعات البيانات غير المتجانسة.

اختبار التكامل المشترك في اللوحة
لتحديد ما إذا كانت هناك علاقة توازن مستقرة طويلة الأمد بين قدرة الطاقة المتجددة، وأداء السياسات البيئية، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات الصديقة للبيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر، تم استخدام اختبار التكامل المشترك لحدود ARDL في المجلس. مقارنة باختبارات التكامل التقليدية القائمة على البقايا، يستوعب نهج ويسترلوند الاعتماد المقطعي، ومعاملات الانحدار غير المتجانسة، وأحجام العينات الصغيرة. ينتج الاختبار أربع إحصائيات: إحصائيان متوسطان جماعيان (Gt و Ga) وإحصائيان لوحتان (Pt و Pa). رفض الفرضية الصفرية يشير إلى وجود علاقة توازن طويلة المدى بين المتغيرات36,42:

figure-protocol-8 (7أ)
figure-protocol-9 (7ب)
figure-protocol-10 (7ج)
figure-protocol-11 (7d)

حيث Gt و Ga يدلان إلى إحصائيات اختبار المتوسط الجماعي لاختبار التكامل المشترك لحدود ARDL في لوحة ARDL؛ Pt و P a تشير إلى إحصائيات اختبار اللوحة؛ N يمثل عدد وحدات المقطع العرضي؛ T تشير إلى عدد الفترات الزمنية؛ هو معامل تصحيح الخطأ المقدر للوحدة المقطعية i؛ figure-protocol-12 figure-protocol-13 يمثل معامل تصحيح الخطأ المجمع؛ SE(figure-protocol-14) و SE(figure-protocol-15) تشير إلى الأخطاء القياسية المقابلة؛ وi تشير إلى وحدات المقطع العرضي الفردية. وجود التكامل المشترك يبرر تقدير المرونة طويلة المدى والتحليلات القائمة على الكميات اللاحقة.

طريقة الانحدار الكمي للعزوم (MMQR)
نظرا لأن مقدرات الألواح التقليدية توفر تأثيرات متوسطة فقط، فقد تخفي تباينا كبيرا بين الدول التي تعمل على مستويات مختلفة من نشر الطاقة المتجددة. لالتقاط هذه التأثيرات المتجانسة، تم استخدام طريقة الانحدار الكمي للعزوم (MMQR).

يقدر MMQR تأثيرات أداء السياسات البيئية، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات الصديقة للبيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر عبر كميات شرطية متعددة من قدرة الطاقة المتجددة، مما يسمح بتأثير المتغيرات التفسيرية بأن يتغير حسب نضج نشر الطاقة المتجددة. تأخذ الطريقة في الاعتبار في الوقت نفسه التأثيرات الثابتة الفردية والتباين غير المرصود، مع تقدير كل من المعلمات الموقعية والمقياس43:

figure-protocol-16 (8)

حيث Qτ(Yit | Xit) تشير إلى الكم الشرطي τالعامل للمتغير التابع؛ Y تمثل القدرة على الطاقة المتجددة (REC)؛ X يرمز إلى متجه المتغيرات التفسيرية (EPI، انبعاثات غازات الدفيئة، EFT، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر)؛ σ1 هو الاعتراض؛ ζ هو متجه معاملات الموقع؛ αi يمثل التأثير الثابت الخاص بكل دولة؛ Z يدل على المتغيرات التوافقية للمقياس؛ γ هو متجه معاملات المقياس؛ Uهو مصطلح الخطأ؛ ومؤشرات i و T للدول والسنوات على التوالي. يتم تحديد المكون المقياسي لنموذج MMQR كما يلي43:

figure-protocol-17 (9)

حيث Zi(X) تدل على دالة السلم للمتغيرات التفسيرية؛ Zi يمثل متجه المتغيرات القياسية؛ X يرمز إلى متجه المتغيرات التفسيرية؛ i يفهرس الوحدات المقطعية (الدول)؛ و k يرمز إلى العدد الكلي للمتغيرات التفسيرية. كتحليل للمتانة، تم تقدير انحدار كمية اللوحة التقليدي مع أخطاء قياسية مبنية للتحقق من اتساق نتائج MMQR.

اختبار السببية اللوحية
تم فحص اتجاه العلاقات السببية بين قدرة الطاقة المتجددة، وأداء السياسات البيئية، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات الصديقة للبيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر باستخدام اختبار جرينجر غير السببي للوحة دوميتريسكو-هيرلينرقم 44. يستوعب هذا النهج الاعتماد المقطعي وهياكل الألواح غير المتجانسة مع تحديد ما إذا كانت العلاقات السببية أحادية الاتجاه أو ثنائية الاتجاه.

يكمل تحليل السببية في اللوحة تحليلات التكامل المشترك وMMQR من خلال التمييز بين المتغيرات التي تدفع القدرة على الطاقة المتجددة وتلك التي تستجيب للتغيرات في نشر الطاقة المتجددة. يوفر تحديد الاتجاه السببي أدلة إضافية لتوجيه أولويات السياسات وترتيب تدخلات الطاقة المتجددة.

تم إجراء جميع التحليلات الإحصائية باستخدام برامج التحليل الإحصائي. يوفر التسلسل التحليلي، من الاختبارات التشخيصية وتحليل التكامل المشترك إلى الانحدار الكمي واختبار السببية في اللوح، إطارا متماسكا وقابلا للتكرار لتقييم محددات قدرة الطاقة المتجددة عبر دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية.

النتائج

الإحصائيات الوصفية
تم فحص الخصائص التوزيعية لمتغيرات الدراسة قبل التقدير الاقتصادي القياسي. يلخص الجدول 2 الإحصاءات الوصفية للمتغيرات المحولة لللوغاريتمية عبر 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية خلال الفترة من 2000 إلى 2020. أظهرت قدرة الطاقة المتجددة (REC)، ومؤشر الأداء البيئي (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة، والتكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر تباينا كبيرا عبر الدول والزمن، مع انحرافات معيارية تجاوزت واحدا لجميع المتغيرات. تراوح الناتج المحلي الإجمالي للخضر بين −2.132 و2.822، بينما تراوح الناتج المحلي الإجمالي الأخضر بين 11.990 و14.411. أشارت معاملات الانحراف إلى توزيعات مائلة لليسار في مراكز الإيرادات الثابتة، وانبعاثات غازات الدفيئة، والوبيند الواديء، في حين كانت معاملات EFT والناتج المحلي الإجمالي الأخضر منحازين إيجابيا. تجاوزت قيم الكورتوزيس ثلاثة لكل المتغيرات، حيث أظهر REC أعلى مقدار للكرتوزيس (7.66)، مما يشير إلى توزيع ليبتوكورتي. رفض اختبار جاركي-بيرا الفرضية الصفرية للطبيعية لمعدلات الريبيولوجيا، وانبعاثات غازات الدفيئة، والوبينديوم الوفاض، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر (p < 0.01)، في حين لم تنحرف EFT بشكل ملحوظ عن المعدل الطبيعي (p = 0.593). تدعم هذه النتائج استخدام طرق تقدير قائمة على الكم والتي تكون قوية أمام التوزيعات غير الطبيعية.

الاعتماد المقطعي وتباين الميل
تم تقييم الاعتماد المقطعي وتباين الميل قبل تقدير نماذج اللوحات. كما هو موضح في الجدول 3، كانت إحصائيات الاعتماد المقطعي العرضي لبيساران ذات دلالة كبيرة بالنسبة ل REC، الناتج المحلي الإجمالي الأخضر، EP، انبعاثات غازات الدفيئة وEFT (جميعها p < 0.01)، رافضة فرضية الاستقلال المقطعي الصفري. تشير هذه النتائج إلى أن الصدمات التي تحدث في دولة واحدة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية تنتقل عبر دول أخرى، مما يعكس تكاملهما الاقتصادي وأطر السياسات البيئية المشتركة. كانت إحصائيات التباين-التجانس بين منحدر بيساران–ياماغاتا (Δ̃ = 16.513؛ معدلة Δ̃ = 18.263) أيضا ذات دلالة كبيرة عند مستوى 1٪، رافضة تجانس المنحدر. مجتمعة، تبرر هذه النتائج تطبيق تقنيات الاقتصاد القياسي اللوحية من الجيل الثاني التي تأخذ في الاعتبار الاعتماد المقطعي العرضي ومعاملات الانحدار غير المتجانسة.

تحليل جذر وحدة اللوحة
تم تقييم خصائص ثبات المتغيرات باستخدام اختبار جذور لوحة Im–Pesaran–Shin المعزز مقطعيا (CIPS). كما هو موضح في الجدول 4، كانت REC وEP وEFT ثابتة عند المستوى [I(0)]، بينما أصبحت انبعاثات غازات الدفيئة والناتج المحلي الإجمالي الأخضر ثابتة بعد الاختلاف الأول [I(1)]. غياب المتغيرات المتكاملة من الدرجة الثانية [I(2)] يدعم استخدام نهج اختبار حدود ARDL للتحقيق في العلاقات طويلة الأمد بين المتغيرات.

تحليل التداخل اللوحي
تم فحص العلاقات التوازن طويلة المدى بين قدرة الطاقة المتجددة، وEPI، وانبعاثات غازات الدفيئة، وEFT، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر باستخدام اختبار حدود ARDL اللوحة. يظهر الجدول 5 أن الإحصائية المحسوبة F (7.845) تجاوزت الحد الحرج الأعلى عند مستوى الدلالة 1٪، رافضة فرضية عدم وجود علاقة طويلة الأمد. تؤكد هذه النتائج وجود توازن مستقر على المدى الطويل بين المتغيرات وتدعم التقدير اللاحق للتأثيرات طويلة المدى باستخدام تقنيات الانحدار الكمي.

طريقة الانحدار الكمي للعزوم
تم تقدير التأثيرات غير المتجانسة للمتغيرات التفسيرية عبر التوزيع الشرطي لسعة الطاقة المتجددة باستخدام طريقة الانحدار الكمي للعزوم (MMQR). تعرض النتائج في الجدول 6.

أظهر مؤشر الطاقة المتجددة ارتباطا إيجابيا وذا دلالة إحصائية مع REC عبر جميع الكميات، حيث ارتفع المعامل المقدر من 0.092 عند النسبة المئوية العاشرة إلى 0.212 عند النسبة المئوية التسعين، مما يشير إلى تأثير سياسي أقوى تدريجيا مع زيادة قدرة الطاقة المتجددة. وبالمثل، أظهرت انبعاثات غازات الدفيئة ارتباطا إيجابيا مع الرطوبة العادلة الاستردادية، حيث زادت المعاملات عبر الكميات، مما يشير إلى أن الدول ذات القدرة الأعلى على الطاقة المتجددة استجابت بقوة أكبر لضغوط الانبعاثات. أظهرت EFT أكبر زيادة إيجابية عبر الكميات، مما يشير إلى أن الابتكار التكنولوجي ساهم بشكل أكبر في نشر الطاقة المتجددة في الدول ذات القدرة الإنتاجية الأكبر للطاقة المتجددة.

أظهر الناتج المحلي الإجمالي الأخضر ارتباطا سلبيا مستمرا مع REC عبر جميع الكميات، رغم أن مقدار معامل السلبي انخفض من −0.348 عند النسبة المئوية العاشرة إلى −0.138 عند النسبة المئوية 90، مما يشير إلى أن الارتباط السلبي ضعف مع زيادة قدرة الطاقة المتجددة. بشكل عام، تظهر نتائج MMQR تباينا توزيعيا كبيرا في تأثيرات أداء السياسات البيئية، والابتكار التكنولوجي، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر على قدرة الطاقة المتجددة.

يوضح الشكل 1 التأثيرات المتجانسة لمؤشر الأداء البيئي (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة (GHG)، والتقنيات الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر على قدرة الطاقة المتجددة. تظهر انبعاثات الوفر، وانبعاثات غازات الدفيئة، والتأثير الكهرومغناطيسي تأثيرات إيجابية أقوى تدريجيا عبر كميات أعلى، بينما يضعف التأثير السلبي للناتج المحلي الإجمالي الأخضر مع زيادة الكمية الشرطية (أي أن المعاملات تصبح أقل سلبية). تمثل المناطق المظللة (أو أشرطة الخطأ) فترات الثقة بنسبة 95٪.

تحليل سببية اللوحة
تم تقييم اتجاه العلاقات السببية بين قدرة الطاقة المتجددة، الناتج المحلي الإجمالي الأخضر، الوراثة الوراثية الوثنائية، انبعاثات غازات الدفيئة الدفيئة والتأثير الخارجي باستخدام اختبار دوميتريسكو-هيرلين لاختبار عدم السببية في لوحة دوميتريسكو-هيرلين. تلخص النتائج في الجدول 7.

تم تحديد السببية ذات الاتجاهين بين الناتج المحلي الإجمالي الأخضر وREC، وكذلك بين EFT وREC ( جميعها p < 0.01)، مما يشير إلى علاقات متبادلة تعزز بين قدرة الطاقة المتجددة، والأداء الاقتصادي المعدل بيئيا، والابتكار التكنولوجي. وبالمثل، أظهر EPI وREC سببية ثنائية الاتجاه، مما يشير إلى تفاعلات متبادلة بين أداء السياسات البيئية ونشر الطاقة المتجددة. في المقابل، لم يتم اكتشاف علاقة سببية ذات دلالة من انبعاثات غازات الدفيئة إلى ال REC (p = 0.1078)، في حين أن REC تسبب تغيرات كبيرة في انبعاثات غازات الدفيئة (p = 0.009)، مما يشير إلى علاقة سببية أحادية الاتجاه من قدرة الطاقة المتجددة إلى انبعاثات الغازات الدفيئة. تظهر هذه النتائج أن أداء السياسات البيئية، والابتكار التكنولوجي، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر يتفاعل ديناميكيا مع قدرة الطاقة المتجددة، في حين تساهم زيادات القدرة على الطاقة المتجددة في تقليل انبعاثات الغازات الدفيئة (الجدول 7).

توفر البيانات:
مجموعات البيانات المستخدمة في هذه الدراسة متاحة للجمهور من خلال مستودع زينودو ويمكن الوصول إليها على: https://zenodo.org/records/21138237.

العواملالشرح والتقديرالمصادرالاتصال المتوقع 
RECالقدرة على الطاقة المتجددةhttps://www.stats.oecd.org---
EPIمؤشر الأداء البيئيhttps://www.stats.oecd.orgمطمئنة
انبعاث غازات الدفيئةانبعاث غاز الدفيئةhttps://www.stats.oecd.orgمطمئنة
EFTالتكنولوجيا الصديقة للبيئةhttps://www.stats.oecd.orgمطمئنة
الناتج المحلي الإجمالي الأخضرالناتج المحلي الإجمالي الأخضر المقدرة بأسعار ثابتة للدولار الأمريكي لعام 2015البنك الدولي---

الجدول 1: التعريفات، أوصاف القياس، مصادر البيانات، والعلاقات المتوقعة للمتغيرات المستخدمة في التحليل التجريبي. تم استخدام القدرة على الطاقة المتجددة (REC) كمتغير تابع، بينما تم تضمين مؤشر الأداء البيئي (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة، والتقنية الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر كمتغيرات تفسيرية. تم الحصول على البيانات من قاعدة بيانات إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية والبنك الدولي.

RECEFTانبعاث غازات الدفيئةEPIالناتج المحلي الإجمالي الأخضر
قاسية2.3456221.8654781.4740841.37964612.97532
الوسيط2.3951561.8756941.4968671.43906812.89835
ماكس2.8219832.5212941.8501471.727414.41057
مين−2.1323881.520018−1.253283−1.79125211.99038
الانحراف المعياري1.4629891.2623671.2720831.3560781.636272
الانحراف−2.4457471.178735−1.927887−1.7583351.681867
كورتوسيس7.6571973.9696824.9615844.1542553.84369
جاركي-بيرا644.6757***2.25658483.36192***91.78071***35.25837***
الاحتمالية00.592564000

الجدول 2: ملخص الإحصائيات لمتغيرات الدراسة عبر 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية خلال الفترة 2000–2020. يعرض الجدول المتوسط، والوسيط، والأدنى، والأقصى، والانحراف المعياري، والانحراف، والكورتوزيس، وإحصائيات اختبار جاركي-بيرا للمتغيرات المحولة إلى اللوغاريتم.

العواملاختبار الإحصائياتقيمة P
المجموعة أ: اختبار CSD
REC15.5220
الناتج المحلي الإجمالي الأخضر74.8530
EPI72.680
انبعاث غازات الدفيئة22.5430
EFT47.8960
المجموعة ب: تباين المنحدر
الأطرDelta_tildeDelta_tilde المعدلة
116.513***18.263***

الجدول 3: نتائج اختبار الاعتماد المقطعي العرضي (CD) من بيساران واختبار تباين منحدر بيساران–ياماغاتا. تشير إحصائيات CD الدلالة إلى الاعتماد المقطعي بين وحدات اللوحة، في حين تشير إحصائيات Δ̃ وΔ̃ المعدلة إلى معاملات ميل متجانسة عبر الدول.

المتغيرالمستوى (الاتجاهات والثوابتالفرق الأول (الاتجاهات والثواب)ترتيب التكامل
REC−4.598***–I(0)
الناتج المحلي الإجمالي الأخضر−3.605−4.819***I(1)
EPI−4.539***–I(0)
انبعاث غازات الدفيئة−3.167−6.396***I(1)
EFT−4.858***–I(0)

الجدول 4: نتائج اختبار الجذر اللوحي المعزز مقطعيا لوحدة Im–Pesaran–Shin (CIPS). يتم الإبلاغ عن إحصائيات الاختبار للمتغيرات في المستويات والفروق الأولى، إلى جانب ترتيب التكامل المقابل المستخدم في تحليلات الاقتصاد القياسي اللوحي اللاحقة.

إحصائية الاختبارالقيمةمستوى الأهميةالحد الأدنى I(0)الحد الأعلى I(1)
إحصائية F7.845***1%3.745.16
5%2.864.01
10%2.453.52

الجدول 5: نتائج اختبار حدود التأخر الموزع الذاتي الانحدار (ARDL) للاندماج المشترك. يعرض الجدول الإحصائية المحسوبة F مع الحدود الحرجة الدنيا والعليا عند مستويات الدلالة 1، 5٪، و10٪ المستخدمة لتقييم وجود علاقة توازن طويلة الأمد بين متغيرات الدراسة.

المتغيرQ0.10Q0.25Q0.50Q0.75Q0.90
EPI0.092***0.114***0.156***0.189***0.212***
انبعاث غازات الدفيئة0.048*0.053**0.067***0.071***0.082***
EFT0.131***0.148***0.173***0.195***0.221***
الناتج المحلي الإجمالي الأخضر–0.348***–0.271***–0.198***–0.156***–0.138***
ثابت……………

الجدول 6: تقديرات طريقة الانحدار الكمي للعزوم (MMQR) لقدرة الطاقة المتجددة عبر الكميات الشرطية العاشرة، الخامسة والعشرين، الخمسين، الخامسة والسبعون، والتسعين. يقدم الجدول مؤشرات الانحدار المقدرة لمؤشر الأداء البيئي (EPI)، وانبعاثات غازات الدفيئة (GHG)، والتقنيات الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر. تشير العلامات النجمية إلى الدلالة الإحصائية (p < 0.05، *p < 0.01، **p < 0.001).

تكهنات بلا قيمةإحصائيات Wإحصائياتالاحتمالية
الناتج المحلي الإجمالي الأخضرREC5.8028911.68870
RECالناتج المحلي الإجمالي الأخضر3.631755.771133.00E-07
EFTREC2.73115.759323.00E-07
RECEFT3.753625.550379.00E-07
انبعاث غازات الدفيئةREC3.120043.744460.1078
RECانبعاث غازات الدفيئة3.115463.721570.009
EPIRECT.7832312.23640
RECEPI4.60676.586330

الجدول 7: نتائج اختبار جرينجر لعدم السببية في لوحة دوميتريسكو–هيرلين. يعرض الجدول إحصائية W، وإحصائية Z̄، وقيم الاحتمالات المرتبطة بها لتقييم اتجاه العلاقات السببية بين سعة الطاقة المتجددة (REC) والمتغيرات التفسيرية. تشير القيم الاحتمالية الكبيرة إلى رفض فرضية عدم السببية الصفرية.

المناقشة

فحصت الدراسة الحالية محددات القدرة على الطاقة المتجددة في 21 دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية خلال الفترة 2000–2020 من خلال دمج أداء السياسات البيئية، وانبعاثات غازات الدفيئة (GHG)، والتقنيات الصديقة للبيئة (EFT)، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر ضمن إطار طريقة الانحدار الكمي اللحظي (MMQR). تكشف النتائج عن تنوع كبير في التوزيع المشروط لقدرة الطاقة المتجددة، مما يشير إلى أن تأثيرات العوامل البيئية والتكنولوجية والاقتصادية تختلف حسب مراحل تطوير الطاقة المتجددة في الدول. توسع هذه النتائج الدراسات السابقة من خلال إظهار أن التحولات في الطاقة المتجددة تتميز باستجابات تعتمد على المراحل بدلا من الاستجابات الموحدة.

تظهر نتائج MMQR أن الناتج المحلي الإجمالي الأخضر مرتبط سلبا وبشكل كبير بقدرة الطاقة المتجددة عبر جميع الكميات الشرطية، رغم أن حجم هذه العلاقة السلبية يضعف تدريجيا من الكميات الدنيا إلى العليا. على وجه التحديد، يرتفع المعامل من −0.348 عند الكمية العاشرة إلى −0.138 عند الكمية التسعينية، مما يشير إلى أن الارتباط السلبي يصبح أقل وضوحا مع توسع قدرة الطاقة المتجددة. تشير هذه النتيجة إلى أن النمو الاقتصادي المعدل بيئيا لا يترجم بالضرورة إلى استثمار فوري في الطاقة المتجددة، خاصة في الدول التي تمر بمراحل مبكرة من التحول الطاقي. أحد التفسيرات المحتملة هو أن التحسينات في الكفاءة البيئية قد تنشأ في البداية من تدابير ترشيد الطاقة، أو إعادة هيكلة صناعية، أو عمليات إنتاج أنظف، وليس من نشر إضافي للطاقة المتجددة. يدعم هذا الاكتشاف عدم التماثل الزمني الذي أبلغ عنه Behera وآخرون، حيث قد يقلل الأداء الاقتصادي الأكثر خضرة مؤقتا الحافز لاستثمار إضافي في الطاقة المتجددة خلال المراحل المبكرة من الانتقال الهيكلي. يشير الضعف التدريجي للمعامل السالب عبر الكميات الأعلى إلى أن هذه العلاقة تصبح أقل تقييدا مع نضوج أنظمة الطاقة المتجددة.

يظهر أداء السياسات البيئية، المقاس بمؤشر الأداء البيئي (EPI)، تأثيرا إيجابيا وذو دلالة إحصائية عبر جميع الكميات، مع زيادة مستمرة من 0.092 عند الكمية العاشرة إلى 0.212 عند الكمية التسعين. تشير هذه النتائج إلى أن السياسات البيئية تصبح أكثر فعالية في تعزيز قدرات الطاقة المتجددة مع تقدم الدول في التحول الطاقي. بدلا من ممارسة تأثير موحد، يبدو أن الحوكمة البيئية الأقوى تحقق عوائد أكبر في الدول التي لديها قطاعات طاقة متجددة أكثر تطورا، حيث توجد مؤسسات داعمة وأطر تنظيمية وظروف سوقية قائمة بالفعل. تتوافق هذه النتائج مع فرضية بورتر، التي تقول إن التنظيمات البيئية المصممة جيدا يمكن أن تحفز الابتكار وتشجع الاستثمارات في الطاقة الأنظف46,47. كما تعزز الأدلة السابقة التي تشير إلى أن فعالية السياسات البيئية تعتمد على جودة المؤسسات والقدرة على التنفيذ48. وبالتالي، يظل تعزيز الحوكمة البيئية أداة سياسية أساسية لتسريع نشر الطاقة المتجددة، لا سيما في الدول التي تتوسع أنظمة الطاقة المتجددة.

تظهر النتائج أيضا أن انبعاثات غازات الدفيئة مرتبطة إيجابيا بقدرة الطاقة المتجددة عبر جميع الكميات، حيث ترتفع المعاملات المقدرة من 0.048 عند الكمية العاشرة إلى 0.082 عند الكمية التسعين. يشير هذا النمط إلى أن الدول التي تتعرض لضغوط بيئية أكبر تميل إلى الاستثمار بشكل أكبر في الطاقة المتجددة، وأن هذا الاستجابة تصبح أقوى بين الدول التي لديها مستويات أعلى من القدرة على الطاقة المتجددة. تدعم هذه النتائج الرأي القائل بأن زيادة الانبعاثات تخلق حوافز أقوى للحكومات لمتابعة سياسات طاقة أنظف وتوسيعالبنية التحتية للطاقة المتجددة. ومع ذلك، يشير تحليل السببية في اللوحة إلى أن السببية تمتد من قدرة الطاقة المتجددة إلى انبعاثات غازات الدفيئة بدلا من العكس، مما يعني أنه رغم ارتباط ضغوط الانبعاثات إيجابيا بتوسع الطاقة المتجددة، إلا أنها لا تحفز تطوير الطاقة المتجددة بشكل مستقل. بدلا من ذلك، يتم تحقيق تقليل الانبعاثات من خلال التوسع اللاحق في قدرة الطاقة المتجددة. يبرز هذا التمييز أهمية التدخلات السياسية التكميلية التي تحول الضغوط البيئية إلى استثمارات ملموسة في الطاقة المتجددة، بما يتوافق مع الأدلة السابقة على العلاقات غير الخطية بين الانبعاثاتوتطوير الطاقة المتجددة.

تظهر التكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT) أقوى علاقة إيجابية مع قدرة الطاقة المتجددة بين المتغيرات التفسيرية، حيث ترتفع المعاملات باستمرار من 0.131 عند الكمية العاشرة إلى 0.221 عند الكمية التسعين. يشير حجم المعاملات المتزايد إلى أن الابتكار التكنولوجي يصبح أكثر أهمية تدريجيا مع تقدم الدول في التحول نحو الطاقة المتجددة. تشير هذه النتيجة إلى أن القدرات التكنولوجية تعزز أنظمة الطاقة المتجددة القائمة من خلال تحسين الكفاءة، وتقليل تكاليف النشر، وتسهيل دمج التقنيات المتجددة في أنظمة الطاقة الوطنية. علاوة على ذلك، تدعم العلاقة السببية ثنائية الاتجاه التي تم تحديدها بين EFT وسعة الطاقة المتجددة وجود دورة تعزيز الابتكار والنشر، حيث يحفز الابتكار التكنولوجي توسع الطاقة المتجددة، بينما يشجع زيادة القدرة على الطاقة المتجددة الابتكارأكثر 51. على الرغم من أن EFT تم قياسه باستخدام طلبات براءات اختراع متعلقة بالبيئة، قد تتضمن الدراسات المستقبلية مؤشرات أوسع، مثل التمويل الرقمي الأخضر والتكنولوجيا المالية، لالتقاط آليات إضافية تدعم الابتكار تطوير الطاقة المتجددة. ومع ذلك، فإن المعاملات الإيجابية والمتزايدة باستمرار عبر التوزيع المشروط تؤكد أهمية الاستثمار المستمر في البحث والتطوير، والحوافز الابتكارية، ونقل التكنولوجيا الدولي لتسريع نشر الطاقة المتجددة52.

بشكل عام، تظهر النتائج أن محددات قدرة الطاقة المتجددة تظهر تباينا توزيعيا واضحا عبر دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية. تؤدي أداء السياسات البيئية، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات الصديقة للبيئة إلى تأثيرات إيجابية أقوى مع زيادة القدرة على الطاقة المتجددة، في حين أن التأثير السلبي للناتج المحلي الإجمالي الأخضر يضعف تدريجيا عبر الكميات الأعلى. تسلط هذه النتائج الضوء على أن الدول ذات القطاعات الأكثر تقدما للطاقة المتجددة تستفيد بشكل أكبر من السياسات البيئية، والابتكار التكنولوجي، والاستجابات للضغوط البيئية مقارنة بالدول في مراحل الانتقال المبكرة. وبالتالي، توسع الدراسة التحليلات التقليدية القائمة على المتوسط من خلال إظهار أن فعالية هذه المحددات تعتمد على مرحلة تطوير الطاقة المتجددة، مع التأكيد على الحاجة إلى أطر سياسات مصممة خصيصا لمواقف الدول على مسار الانتقال نحو الطاقة المتجددة.

يجب الاعتراف بعدة قيود. أولا، يقتصر التحليل على دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية والفترة من 2000 إلى 2020، مما قد يحد من قابلية تعميم النتائج إلى الاقتصادات النامية وبيئات السياسات الأحدث. ثانيا، يتم قياس التكنولوجيا الصديقة للبيئة باستخدام طلبات براءات الاختراع، وبالتالي لا تعكس الأبعاد الناشئة للتمويل الرقمي الأخضر أو التكنولوجيا المالية أو الابتكار في القطاع الخاص. ثالثا، يتم فحص قدرة الطاقة المتجددة كمقياس إجمالي دون التمييز بين التقنيات المتجددة الفردية مثل الطاقة الشمسية أو طاقة الرياح أو الطاقة الكهرومائية أو الكتلة الحيوية. يجب أن تتضمن الأبحاث المستقبلية تغطية جغرافية أوسع، ومجموعات بيانات أحدث، ومؤشرات الطاقة المتجددة الخاصة بالتكنولوجيا، ومقاييس التمويل الأخضر الرقمي والتداعيات المالية عبر الأسواق لتوفير فهم أكثر شمولا للتحولات في الطاقة المتجددة.

في الختام، تظهر هذه الدراسة أن قدرة الطاقة المتجددة في دول منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية تتشكل من خلال التأثيرات المتجانسة لأداء السياسات البيئية، وانبعاثات الغازات الدفيئة، والتقنيات الصديقة للبيئة، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر. تعزز السياسات البيئية والابتكار التكنولوجي باستمرار قدرة الطاقة المتجددة، حيث تزداد تأثيراتها قوة تدريجيا عبر الكميات الأعلى، في حين يظهر الناتج المحلي الإجمالي الأخضر ارتباطا سلبيا لكنه متناقص يعكس التكيف قصير الأجل خلال الانتقال نحو اقتصاد أكثر خضرة. يكشف تحليل السببية الجماعي أيضا عن علاقات متبادلة بين قدرة الطاقة المتجددة، وأداء السياسات البيئية، والناتج المحلي الإجمالي الأخضر، والتقنيات الصديقة للبيئة، بينما تمارس قدرة الطاقة المتجددة تأثيرا سببيا أحادي الاتجاه على انبعاثات الغازات الدفيئة. تسلط هذه النتائج الضوء على أهمية أطر السياسات الخاصة بالنشر، والاستثمار المستمر في الابتكار الأخضر، وأدوات السياسات التكميلية التي تدعم إزالة الكربون على المدى الطويل. من خلال دمج تحليل التوازن طويل الأمد، والانحدار الكمي، واختبار السببية في إطار تحليلي موحد، تقدم هذه الدراسة أدلة جديدة على أن التحول إلى الطاقة المتجددة يعتمد أساسا على المراحل وأن فعالية السياسات تختلف حسب نضج نشر الطاقة المتجددة.

الإفصاحات

جميع المؤلفين يعلنون عدم وجود تضارب مصالح.

شكر وتقدير

يدعم هذا العمل مشروع أبحاث الفلسفة والعلوم الاجتماعية التابع لإدارة التعليم في مقاطعة جيانغسو (2022SJYB2268).

المواد

قائمة المواد المستخدمة في هذه المقالة
الاسمالشركةرقم فهرسيالتعليقات
اختبار وحدة الجذر CIPSStataCorpStata 18تم تنفيذه باستخدام الأمر xtcips أو الأمر multipurt لاختبار وحدة الجذر في لوحة Im-Pesaran-Shin المضافة مقطعياً.
اختبار الاعتماد المقطعي (CD)StataCorpStata 18تم تنفيذه باستخدام الأمر xtcsd لإجراء اختبار Pesaran CD.
اختبار Granger غير السببي للوحة Dumitrescu–HurlinStataCorpStata 18تم تنفيذه باستخدام الأمر xtgcause لتحليل السببية في اللوحة.
التكنولوجيا الصديقة للبيئة (EFT)إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنميةN/Aتم استرجاع البيانات المتعلقة بطلبات براءات الاختراع المتعلقة بالبيئة من قاعدة بيانات إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (https://stats.oecd.org/).
مؤشر الأداء البيئي (EPI)إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنميةN/Aتم استرجاع البيانات من قاعدة بيانات إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (https://stats.oecd.org/).
EViewsIHS Global Inc.الإصدار 14برنامج بديل للتحليل الإحصائي للاقتصاديات المقطعية.
الناتج المحلي الإجمالي الأخضرالبنك الدوليN/Aتم استرجاع البيانات من بنك بيانات البنك الدولي (https://databank.worldbank.org/). على وجه التحديد، البيانات المتعلقة بالمدخرات الصافية المعدلة، والتي تُستخدم لحساب الناتج المحلي الإجمالي الأخضر.
انبعاثات غازات الاحتباس الحراري (GHG)إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنميةN/Aتم استرجاع البيانات من قاعدة بيانات إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (https://stats.oecd.org/).
طريقة اللحظات لانحدار الكميات (MMQR)StataCorpStata 18تم تنفيذه باستخدام الأمر mmqreg، الذي يجب تثبيته من أرشيف المكونات البرمجية الإحصائية (SSC).
اختبار عدم تجانس المنحدر Pesaran–YamagataStataCorpStata 18تم تنفيذه باستخدام الأمر xttest3 أو الأمر xthetero.
Rمؤسسة Rالإصدار 4.6.0 أو أعلىبديل مفتوح المصدر للحوسبة الإحصائية.
قدرة الطاقة المتجددة (REC)إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنميةN/Aتم استرجاع البيانات من قاعدة بيانات إحصاءات منظمة التعاون الاقتصادي والتنمية (https://stats.oecd.org/).
اختبار التكامل اللوحي WesterlundStataCorpStata 18تم تنفيذه باستخدام الأمر xtwest، الذي يجب تثبيته من SSC

المراجع

  1. Hassan Q, et al. The renewable energy role in the global energy Transformations. Renewable Energy Focus. 2024 Mar 1;48:100545.
  2. Wang Z, et al. The transition of renewable energy and ecological sustainability through environmental policy stringency: Estimations from advanced panel estimators. Renew Energy. 2022;188:70-80.
  3. Zhang D, Kong Q. Green energy transition and sustainable development of energy firms: An assessment of renewable energy policy. Energy Econ. 2022;111:106060.
  4. Zhou X, et al. Transition to renewable energy and environmental technologies: The role of economic policy uncertainty in the top five polluted economies. J Environ Manage. 2022;313:115019.
  5. Ullah S, Luo R, Nadeem M, Cifuentes-Faura J. Advancing sustainable growth and energy transition in the United States through the lens of green energy innovations, natural resources and environmental policy. Resour Policy. 2023;85:103848.
  6. Yin HT, Wen J, Chang CP. Going green with artificial intelligence: The path of technological change toward the renewable energy transition. Oecon Copernicana. 2023;14(4):1059-1095.
  7. Niaz MS, Khoso AK, Talpur KR, Talpur BA. Beyond the curve: How economic complexity and pandemics reshape the energy-emissions nexus in Asia. IEEE Access. 2026;14:22946-22957.
  8. Rabbani MR, Kiran M. Financing the future: Insights into sustainable energy investments through scientific mapping and meta-analysis. Discov Sustain. 2025;6(1):34.
  9. Obrero EJ, Mohamed N. The nexus between carbon pricing, clean fuel technology, and renewable energy sources: implications for carbon emission reduction. Climate Economics and Social Impact (CESI). 2023;1(1):55-67.
  10. Sahoo M, Sethi N, Padilla MA. Unpacking the dynamics of information and communication technology, control of corruption, and sustainability in green development in developing economies: New evidence. Renew Energy. 2023;216:119088.
  11. Liu H, Zhu Q, Khoso WM, Khoso AK. Spatial pattern and the development of green finance trends in China. Renew Energy. 2023;211:370-378.
  12. Behera B, Sucharita S, Patra B, Sethi N. A blend of renewable and non-renewable energy consumption on economic growth in India: The role of disaggregate energy sources. Environ Sci Pollut Res. 2024;31(3):3902-3916.
  13. Sabbar SS. An econometric analysis of the causes of environmental degradation in developing countries. Climate Economics and Social Impact (CESI). 2023;1(1):24-38.
  14. Saleh HM, Hassan AI. The challenges of sustainable energy transition: A focus on renewable energy. Appl Chem Eng. 2024;7(2):2084.
  15. Rabbani MR, Kiran M. The nexus of FinTech, environmental sustainability, and climate change: Insights from OIC emerging economies. Sustain Futures. 2025;10:100986.
  16. Javed A, et al. Do green technology innovation, environmental policy, and the transition to renewable energy matter in times of ecological crises? A step toward ecological sustainability. Technol Forecast Soc Change. 2024;207:123638.
  17. Omri A, Jabeur SB. Climate policies and legislation for renewable energy transition: The roles of the financial sector and political institutions. Technol Forecast Soc Change. 2024;203:123347.
  18. Das A, Sethi N. Modelling the environmental pollution-institutional quality nexus in low- and middle-income countries: Exploring the role of financial development and educational level. Environ Dev Sustain. 2023;25(2):1492-1518.
  19. Ghaffar A, Sardar M. Different regions' climate vulnerability and the success of transitioning to renewable energy. Climate Economics and Social Impact (CESI). 2023;1(1):39-54.
  20. Liza FF, et al. Environmental technology development and renewable energy transition toward carbon-neutrality goals in G20 countries. Clean Technol Environ Policy. 2024;26(10):3369-3390.
  21. Ivanovski K, Marinucci N. Policy uncertainty and renewable energy: Exploring the implications for global energy transitions, energy security, and environmental risk management. Energy Res Soc Sci. 2021;82:102415.
  22. Jain S, Puri N, Rabbani MR. Dynamic interconnectedness and risk transmission in green, clean energy, and sustainable markets. Indian J Finance. 2025;29-48.
  23. Sun G, Li G, Dilanchiev A, Kazimova A. Promotion of green financing: The role of renewable energy and energy transition in China. Renew Energy. 2023;210:769-775.
  24. Behera P, et al. Pathways to achieve carbon neutrality in emerging economies: Catalyzing the role of renewable energy, green growth, information and communication technology, and political risk. Renew Energy. 2025;243:122514.
  25. Wei S, Jiandong W, Saleem H. The impact of renewable energy transition, green growth, green trade, and green innovation on environmental quality: Evidence from the top 10 green future countries. Front Environ Sci. 2023;10:1076859.
  26. Chen B, Xiong R, Li H, Sun Q, Yang J, et al. Pathways for sustainable energy transition. J Clean Prod. 2019;228:1564-1571.
  27. Jacobsson S, Lauber V. The politics and policy of energy system transformation: Explaining the German diffusion of renewable energy technology. Energy Policy. 2006;34(3):256-276.
  28. Esiri AE, Kwakye JM, Ekechukwu DE, Benjamin O. Public perception and policy development in the transition to renewable energy. Magna Sci Adv Res Rev. 2023;8(2):228-237.
  29. Pradhan P, et al. Can green growth and ecological footprint mitigation go hand in hand? The role of sectoral energy consumption, green innovation, and greenfield investment in emerging economies. Econ Change Restruct. 2025;58(2):18.
  30. Kilinc-Ata N, Çamkaya S. Assessing the impact of technology on the European Union clean energy transition: Evidence from the Green Energy Mix Quality Index. Int J Energy Sect Manag. 2026;20(4):1068-1087.
  31. Li Y, et al. Geopolitical risks and the global renewable energy transition: Implications for energy security and economic resilience. Energy Rep. 2026;15:108875.
  32. Li B. The role of financial markets in the energy transition: An analysis of investment trends and opportunities in renewable energy and clean technology. Environ Sci Pollut Res. 2023;30(43):97948-97964.
  33. Sethi L, et al. Sustainable future orientation for BRICS+ nations: Green growth, political stability, renewable energy, and technology for ecological footprint mitigation. Renew Energy. 2025;244:122701.
  34. Pesaran MH, Schuermann T, Weiner SM. Modeling regional interdependencies using a global error-correcting macroeconometric model. J Bus Econ Stat. 2004;22(2):129-162.
  35. Behera P, Sethi L, Saqib N, Sethi N. Green finance and public-private partnerships: Dynamic ARDL insights into renewable energy and air quality enhancement. Econ Change Restruct. 2026;59(1):16.
  36. Westerlund J. Testing for error correction in panel data. Oxf Bull Econ Stat. 2007;69(6):709-748.
  37. Zhang X, Feng D, Wang J, Sui A. Integrating renewable energy systems: Assessing financial innovation, renewable energy generation intensity, energy transition, and environmental regulation with renewable energy sources. Energy Strateg Rev. 2024;56:101567.
  38. Asante D, et al. Renewable energy technology transition among small- and medium-scale firms in Ghana. Renew Energy. 2021;178:549-559.
  39. Kaya Y. Impact of carbon dioxide emission control on GNP growth. Energy and Industry Subgroup, Response Strategies Working Group, Intergovernmental Panel on Climate Change (IPCC). Paris, France. 1990.
  40. Pesaran MH, Yamagata T. Testing slope homogeneity in large panels. J Econometrics. 2008;142(1):50-93.
  41. Pesaran MH. A simple panel unit root test in the presence of cross-section dependence. J Appl Econom. 2007;22(2):265-312.
  42. Chudik A, Pesaran MH, Shin Y. Long-run effects in large heterogeneous panel data models with cross-sectionally correlated errors. Adv Econ. 2016;36:85-135.
  43. Machado JAF, Silva JMC. Quantiles via moments. J Econometrics. 2019;213(1):145-173.
  44. Dumitrescu EI, Hurlin C. Testing for Granger non-causality in heterogeneous panels. Econ Model. 2012;29(4):1450-1460.
  45. Behera B, Behera P, Sucharita S, Sethi N. Mitigating ecological footprint in BRICS countries: Unveiling the role of disaggregated clean energy, green technology innovation, and political stability. Discov Sustain. 2024;5(1):165.
  46. Omri A, Hamza F, Alkahtani N. When do innovation and renewable energy transition drive environmental sustainability? Sustainability. 2025;17(15):6910.
  47. Jiang Y, Guo Y, Bashir MF, Shahbaz M. Do renewable energy, environmental regulations, and green innovation matter for China's zero-carbon transition? Evidence from green total factor productivity. J Environ Manage. 2024;352:120030.
  48. Behera B, et al. Fuelling the low-carbon transportation sector in emerging economies: Role of institutional quality, environmental tax, green technology innovation, and biofuel. Transp Policy. 2025;166:124-134.
  49. Osei A, Osei Agyemang A, Kofi Boadi P. Navigating the path to ecological sustainability in MENA's green transition: The role of renewable energy adoption and environmental regulation. Manage Environ Qual. 2025;36(6):1352-1371.
  50. Zhong J, Kan HY. The impact of government policy, natural resources, and ecological innovations on energy transition and environmental sustainability: Insights from China. Resour Policy. 2024;89:104531.
  51. Behera P, Behera B, Sethi N, Handoyo RD. What drives environmental sustainability? The role of renewable energy, green innovation, and political stability in OECD economies. Int J Sustain Dev World Ecol. 2024;31(7):761-775.
  52. Sethi L, Behera P, Behera B, Sethi N. Unravelling the role of renewable energy, information and communication technology, and agricultural credit for sustainable agricultural productivity in developing countries. Int J Sustain Dev World Ecol. 2024;31(7):989-1003.

إعادة الطباعة والأذونات

الوسوم

234 234
الفيديو قريباً
اتصل بنا
أوصِ بها للمكتبة

الخصوصية

شروط الاستخدام

السياسات

2026 © حقوق الطبع والنشر MyJoVE Corporation. جميع الحقوق محفوظة.