Questo studio su 21 paesi OCSE (2000-2020) rileva che l'Indice delle Politiche Ambientali, le emissioni di gas serra e le tecnologie ambientali facilitano l'adozione delle energie rinnovabili, mentre il PIL Verde la ostacola. Esiste una relazione causale bidirezionale tra tutte le variabili. Il ritmo della transizione rimane insufficiente, richiedendo riforme politiche e tasse sull'inquinamento.
Articolo di ricerca
L'influenza delle politiche e delle tecnologie ambientali sulla transizione alle energie rinnovabili
In questo articolo
Sommario
Abstract
La capacità di energia rinnovabile (REC) svolge un ruolo centrale nel raggiungimento dello sviluppo sostenibile e della neutralità carbonica, tuttavia gli effetti delle prestazioni delle politiche ecologiche, della qualità ambientale, dell'innovazione tecnologica e della crescita economica verde sulla REC rimangono eterogenei tra i paesi e le fasi dello sviluppo delle energie rinnovabili. Questo studio indaga i determinanti della capacità di energia rinnovabile in 21 paesi OCSE dal 2000 al 2020, concentrandosi sulle performance delle politiche ecologiche (EPI), sulle emissioni di gas serra (GHG), sulle tecnologie ecologiche (EFT) e sul PIL verde. Il quadro empirico utilizza l'approccio di test dei limiti Panel Autoregressive Distributed Lag (ARDL) per esaminare la cointegrazione a lungo termine, la Method of Moments Quantile Regression (MMQR) per catturare effetti eterogenei nella distribuzione condizionata della REC, e i test di causalità Panel Granger per determinare la direzione delle relazioni causali. Il test dei limiti Panel ARDL conferma una relazione stabile di equilibrio a lungo termine tra le variabili (F = 7,845, p < 0,01). I risultati dell'MMQR mostrano che l'EPI esercita un effetto positivo e progressivamente più forte tra i quantili (0,092–0,212), mentre l'EFT mostra il gradiente positivo più ripido (0,131–0,221) e dimostra causalità bidirezionale con la REC, indicando un ciclo di rafforzamento tra innovazione tecnologica e implementazione delle energie rinnovabili. Le emissioni di gas serra hanno un'associazione positiva modesta con la REC (0,048–0,082) ma non causano REC in modo unidirezionale; Al contrario, una maggiore capacità di energia rinnovabile riduce significativamente le emissioni. Il PIL verde mostra costantemente un effetto negativo sul REC (−0,348 a −0,138), anche se questo effetto si indebolisce con i quantili di capacità energetica rinnovabile più elevati, suggerendo un aggiustamento transitorio durante il passaggio verso un'economia più verde. Questi risultati indicano che gli effetti delle politiche ambientali, dell'innovazione tecnologica, delle emissioni e della performance economica verde dipendono dalle fasi, evidenziando la necessità di quadri politici specifici per l'implementazione, investimenti sostenuti nella ricerca e sviluppo verdi e strumenti politici complementari per mitigare i costi di aggiustamento a breve termine accelerando al contempo la transizione alle energie rinnovabili.
Introduzione
L'aumento della domanda energetica globale ha intensificato la necessità di una rapida transizione verso fonti di energia pulita. Sebbene le energie rinnovabili rappresentassero circa il 30% della crescita dell'offerta di energia solare, i combustibili fossili continuano a dominare la domanda energetica incrementale, causando l'accumulo continuo di anidride carbonica (CO2) e minacciando il raggiungimento degli obiettivi dell'Accordodi Parigi 1. Una comprensione sistematica delle tendenze degli investimenti energetici sostenibili, illustrata dalla mappatura scientifica e dalla meta-analisi presentate in Financing the Future: Insights into Sustainable Energy Investments, evidenzia la convergenza delle trasformazioni politiche, finanziarie e tecnologiche avvenute nelle economie OCSE tra il 2000 e il 20202. Questo periodo ventennale, che comprende 21 paesi OCSE, offre un contesto ideale per valutare i determinanti di lungo termine dell'impiego delle energierinnovabili 3. La transizione alle energie rinnovabili dipende dall'efficace interazione tra governance ambientale, investimenti finanziari e innovazionetecnologica 4. Una recente revisione sistematica ha identificato fattori economici e politici come i principali motori dell'espansione delle energie rinnovabili. Le analisi di soglia dei paesi OCSE hanno inoltre dimostrato che la rigore delle politiche ambientali favorisce l'impiego di energie rinnovabili solo dopo aver superato una sogliacritica 5, mentre la diffusione di tecnologie ecologiche richiede analogamente investimenti sostenuti prima che si realizzino beneficisignificativi 6. Inoltre, analisi dinamiche di regressione quantile in panel in 77 paesi hanno dimostrato che le tecnologie ecologiche promuovono significativamente il consumo di energia rinnovabile, in particolare nelle economie in viadi sviluppo 7.
Nonostante questi progressi, rimangono diverse importanti lacune nella ricerca. Gli studi esistenti esaminano tipicamente le politiche ambientali e l'innovazione tecnologica in isolamento, trascurando le loro potenziali sinergie nell'implementazione delle energie rinnovabili. Inoltre, la capacità di energia rinnovabile (REC), utilizzata in questo studio come variabile dipendente, ha ricevuto un'attenzione limitata all'interno di quadri empirici integrati che considerano contemporaneamente politiche ambientali, innovazione tecnologica, emissioni e performance economicaverde 8. Inoltre, lo slancio verso l'adozione delle energie rinnovabili nelle economie avanzate si è rallentato. Le emissioni di gas serra (GHG) dell'OCSE rimangono elevate, mentre la rigore delle politiche climatiche è aumentata solo dell'1% nel 2024, evidenziando una lacuna di attuazione che richiede un'indagine più approfondita sui fattori che determinano le energie rinnovabili nelle economiead alto reddito 9. Di conseguenza, questo studio esamina i determinanti della capacità di energia rinnovabile in 21 paesi OCSE dal 2000 al 2020 utilizzando come variabili esplicative l'Indice di Prestazione Ecologica (EPI), le emissioni di gas serra (GHG), la tecnologia ecologica (EFT) e il PIL verde. Dopo test diagnostici preliminari, viene utilizzato il test di cointegrazione dei limiti Panel ARDL per stabilire relazioni di equilibrio a lungo termine, il Metodo dei Momenti di Regressione Quantile (MMQR) viene applicato per catturare l'eterogeneità distribuzionale, e vengono effettuati test di causalità panel per determinare la direzione delle relazionicausali 10. I risultati dimostrano che EPI ed EFT esercitano effetti positivi significativi solo oltre specifiche soglie, mentre l'influenza del PIL Verde varia nella distribuzione condizionata della capacità di energia rinnovabile, sottolineando l'importanza di politiche ambientali coordinate, innovazione tecnologica e strategieeconomiche 11. Modellando esplicitamente gli effetti congiunti delle prestazioni delle politiche ambientali e dello sviluppo tecnologico su diversi livelli di capacità energetica rinnovabile, questo studio fornisce evidenze più sfumate a sostegno della formulazione di politiche sulle energie rinnovabili.
I fattori determinanti della transizione alle energie rinnovabili sono stati ampiamente studiati; tuttavia, la comprensione rimane vincolata da prospettive teoriche frammentate e da analisi empiriche prevalentemente descrittive piuttosto cheintegrative 12. In particolare, i principali fattori che determinano l'implementazione delle energie rinnovabili, tra cui la performance delle politiche ambientali, la tecnologia ecologica, le emissioni di gas serra e la produzione economica adeguata per il verde, sono raramente stati esaminati all'interno di un quadro analitico unificato che consideri l'interconnessione dei mercati finanziari e la digitalizzazione della finanzaverde 13.
Le prestazioni delle politiche ambientali, comunemente misurate tramite indicatori compositi come l'Indice di Prestazione Ecologica (EPI), occupano una posizione centrale nella letteratura sulle energierinnovabili 14. I primi studi hanno dimostrato che le normative ambientali ben progettate riducono l'incertezza sugli investimenti e forniscono segnali di mercato prevedibili che incoraggiano investimenti a basse emissionidi carbonio 15. Studi di panel più recenti su paesi OCSE che utilizzano stimatori a effetti fissi e metodo di momenti generalizzato di sistema hanno riportato che un aumento di un'unità della rigore delle politiche ambientali è associato a un aumento dello 0,34% nella generazione di energiarinnovabile 16. Tuttavia, una valutazione critica di questa letteratura indica che gli effetti positivi della rigore delle politiche diminuiscono a livelli molto elevati a causa della faticaregolatoria 17. Inoltre, l'attenzione esclusiva sulle economie ad alto reddito limita la validità esterna di questi risultati. Una meta-analisi completa di 89 studi empirici ha concluso che gli strumenti politici basati sul mercato, inclusi i carboni tax e i sistemi di scambio delle emissioni, superano costantemente le normative di comando e controllo nella promozione della capacità di energiarinnovabile 18. Sebbene questa meta-analisi abbia sintetizzato evidenze provenienti da diverse regioni geografiche e approcci metodologici, gli autori hanno sottolineato che l'efficacia delle politiche rimane sostanzialmente maggiore nei paesi con maggiore capacità istituzionale, evidenziando un importante divario geografico nellaletteratura 19. Inoltre, gli studi orientati alle politiche generalmente trattano i mercati delle energie rinnovabili come indipendenti dai sistemi finanziari più ampi, trascurando la possibilità che gli spillover finanziari tra i mercati possano rafforzare o indebolire l'efficacia dellepolitiche 20.
Un secondo corpus di letteratura identifica la tecnologia ecologica (EFT) come un importante catalizzatore per ridurre i costi delle energie rinnovabili e accelerare la diffusione della tecnologia. Evidenze empiriche basate su dati brevettuali di 25 paesi europei hanno dimostrato che un aumento del 10% delle domande di brevetto ambientali ha ridotto il costo livellato dei sistemi fotovoltaici solari dell'1,8% e dell'energia eolica terrestre del 2,3%. Sebbene questi studi impieghino metodi econometrici rigorosi, si basano principalmente su indicatori di innovazione convenzionali e non tengono conto dell'importanza crescente della finanza verde digitale e della tecnologia finanziaria (FinTech) nel facilitare gli investimenticlimatici 22. Recenti evidenze provenienti dalle economie emergenti dell'Organizzazione per la Cooperazione Islamica (OIC) indicano che i servizi finanziari digitali rafforzano le politiche ambientali riducendo i costi di transazione e ampliando l'accesso al finanziamentoverde 23. Di conseguenza, misurare l'EFT esclusivamente attraverso l'attività brevettuale può sottovalutare le interazioni tra le politiche ambientali e i meccanismi finanziari abilitati dallatecnologia 24. Inoltre, studi sulla diffusione tecnologica riportano notevoli effetti di spillover transfrontalieri, con innovazioni originate in Germania e Danimarca che contribuiscono in modo significativo al dispiegamento globale dell'energiaeolica 25. Tuttavia, queste indagini raramente considerano come il contagio finanziario nei mercati dell'energia pulita influenzi la diffusione della tecnologia ecologica. Recenti evidenze sull'interconnessione dinamica tra mercati verdi, energetici puliti e finanziari sostenibili dimostrano notevoli scorrimenti di volatilità, suggerendo che shock che colpiscono un segmento del sistema finanziario verde possono influenzare rapidamente gli investimenti nelle energierinnovabili 26. Di conseguenza, interpretare l'EFT esclusivamente come un indicatore nazionale basato su brevetti trascura l'ambiente finanziario più ampio attraverso il quale avviene sempre più la diffusionetecnologica 27.
Il rapporto tra le emissioni di gas serra (GHG) e il dispiegamento delle energie rinnovabili rimane controverso. Secondo l'ipotesi della "pressione politica", l'aumento delle emissioni stimola la domanda pubblica per politiche di decarbonizzazione più forti e un aumento degli investimenti nelle energie rinnovabili. Un'analisi di panel con rilag incrociato su 34 paesi OCSE supporta questa ipotesi, dimostrando che un aumento di una deviazione standard delle emissioni pro capite di gas serra prevede un successivo aumento di 0,21 deviazioni standard negli investimenti nelle energie rinnovabili dopo dueanni e 28. Tuttavia, questi risultati si basano esclusivamente su economie avanzate con una qualità istituzionale relativamente forte, il che ne limita l'applicabilità ai paesi in via di sviluppo ad alta intensità di carbonio. Evidenze alternative suggeriscono una relazione non lineare in cui potenti interessi nei combustibili fossili limitano sempre più le politiche sulle energie rinnovabili una volta che le emissioni superano una sogliacritica di 29. Analisi di regressione di soglia utilizzando dati di 60 paesi hanno identificato una relazione a forma di U invertita, con il punto di svolta che varia in base alla qualità istituzionale e alla dipendenza dalle risorsenaturali 30. È importante sottolineare che questi studi generalmente trascurano l'influenza moderatrice dell'interconnessione dei mercati finanziari. Durante i periodi di aumento delle emissioni, il sentimento negativo degli investitori può riversarsi sui mercati finanziari delle energie pulite, limitando il finanziamento delle energie rinnovabili proprio quando la domanda di investimento è maggiore. Evidenze recenti sulla trasmissione della volatilità tra i mercati supportano questo meccanismo e suggeriscono che gli spillover finanziari possano complicare la relazione positiva attesa tra emissioni e investimenti nelle energierinnovabili 31,32.
Il PIL verde, definito come prodotto interno lordo rettificato per degrado ambientale e esaurimento delle risorse naturali, fornisce una misura più completa della performance economica sostenibile rispetto alPIL convenzionale 33. Tuttavia, le evidenze empiriche riguardo al suo rapporto con la capacità di energia rinnovabile restano contrastanti. Alcuni studi sostengono che i miglioramenti del PIL Verde riducano l'urgenza percepita degli investimenti nelle energie rinnovabili segnalando un danno ambientale inferiore per unità di produzioneeconomica 34. Al contrario, altre indagini suggeriscono che una crescita sostenuta del PIL Verde riflette una trasformazione strutturale verso economie orientate ai servizi e meno intensiva energeticamente che facilitano l'integrazione delle energierinnovabili 35. Le analisi di cointegrazione di panel che coprono 40 paesi tra il 2000 e il 2018 forniscono evidenze di asimmetria temporale, rivelando un effetto negativo nel breve periodo del PIL Verde sulla capacità di energia rinnovabile ma una relazione positiva a lungo termine dopo una crescita economica verdesostenuta 36. Sebbene queste prove si basino su ampi dataset e lunghi periodi di osservazione, non tengono conto degli effetti degli shock finanziari globali. Durante episodi di instabilità finanziaria, le scarse di volatilità nei mercati finanziari verdi possono indebolire la relazione tra PIL Verde e capacità di energia rinnovabile limitando i flussi di investimenti nei progetti di energia rinnovabile, nonostante i miglioramenti nelle performanceambientali 37,38.
In sintesi, le ricerche esistenti hanno migliorato sostanzialmente la nostra comprensione dei determinanti dell'impiego delle energie rinnovabili; tuttavia, rimangono importanti lacune. Studi precedenti hanno generalmente esaminato in modo indipendente le politiche ambientali, l'innovazione tecnologica, le emissioni di gas serra e le performance economiche verdi, piuttosto che all'interno di un quadro analitico integrato. Inoltre, la tecnologia ecologica viene ancora misurata principalmente utilizzando indicatori di innovazione convenzionali. Per affrontare queste limitazioni, questo studio indaga la capacità di energia rinnovabile in 21 paesi OCSE nel periodo 2000–2020 utilizzando l'Indice di Prestazione Ecologica, le emissioni di gas serra, la tecnologia ecologica e il PIL Verde come variabili esplicative. Applicando il Metodo dei Momenti di Regressione Quantile, lo studio cattura effetti eterogenei nella distribuzione della capacità di energia rinnovabile, fornendo una comprensione più completa dei fattori politici, tecnologici ed economici che stanno influenzando la transizione alle energie rinnovabili. Le ricerche future dovrebbero incorporare indicatori FinTech e misure del rischio finanziario per far progredire ulteriormente questo campo.
Protocollo
Filosofia e progettazione della ricerca
Questo studio adotta una filosofia di ricerca positivista, assumendo che i determinanti della capacità di energia rinnovabile (REC) possano essere esaminati oggettivamente tramite analisi quantitative di dati in panel. Viene utilizzato un disegno longitudinale e transnazionale per indagare le relazioni a lungo termine tra la capacità di energia rinnovabile e i suoi determinanti in 21 paesi dell'Organizzazione per la Cooperazione e lo Sviluppo Economico (OCSE) nel periodo 2000–2020. Guidati dall'identità di Kaya, viene utilizzato un approccio deduttivo-analitico per sviluppare il modello empirico e testare le relazioni ipotizzate tra capacità energetica rinnovabile, performance delle politiche ecologiche, emissioni di gas serra (GHG), tecnologie ecologiche (EFT) e PIL verde. Il quadro analitico integra la raccolta dati, i test diagnostici, l'analisi di cointegrazione, la regressione quantile e l'analisi delle causalità in panel per garantire coerenza metodologica e un'inferenza statistica robusta.
Raccolta dati e variabili
Lo studio utilizza un dataset di panel bilanciato che comprende 21 paesi OCSE osservati annualmente dal 2000 al 2020, con un risultato di 441 osservazioni per anno-paese. I dati sono stati ottenuti da database pubblici e riconosciuti a livello internazionale per garantire trasparenza e riproducibilità. La Tabella 1 riassume le variabili, le unità di misura, le fonti di dati e i segni attesi. La capacità di energia rinnovabile (REC) è utilizzata come variabile dipendente ed è misurata come la capacità totale installata di generazione di energia rinnovabile (MW). Le variabili esplicative includono l'Indice di Prestazione Ecologica (EPI), le emissioni di gas serra (GHG) (tonnellate equivalenti CO₂), la tecnologia ecologica (EFT), misurata tramite domande di brevetto ambientali, e il PIL verde, misurato come prodotto interno lordo aggiustato per degrado ambientale e esaurimento delle risorse naturali (USD costante nel 2015). La capacità di energia rinnovabile, l'IPI, le emissioni di gas serra e l'EFT sono stati ottenuti dal database delle statistiche dell'OCSE, mentre il PIL verde è stato ottenuto dal database della Banca Mondiale. Tutte le variabili sono state trasformate in logaritmi naturali prima della stima per stabilizzare la varianza, ridurre l'eteroscedasticità e facilitare l'interpretazione dell'elasticità.
Quadro teorico e specifica del modello
Il quadro empirico si basa sulla Kaya Identity39, che decompone le emissioni di anidride carbonica in popolazione, attività economica, intensità energetica e intensità di carbonio, fornendo così una base teorica per comprendere i fattori che determinano la sostenibilità ambientale:
(1)
dove ilCO2 rappresenta le emissioni di anidride carbonica; CO2/Energia indica l'intensità di carbonio del consumo energetico; Energia/PIL Verde rappresenta l'intensità energetica della produzione economica adeguata ambientalmente; Il PIL/Popolazione verde indica il prodotto interno lordo pro capite rettificato ambientalmente; e la popolazione rappresenta la popolazione totale.
Le variabili esplicative corrispondono direttamente ai componenti teorici dell'Identità di Kaya. L'Indice di Prestazione Ecologica rappresenta la performance delle politiche ambientali volte a promuovere sistemi energetici più puliti. La tecnologia ecologica riflette l'innovazione tecnologica che migliora l'efficienza energetica e riduce i costi delle energie rinnovabili. Le emissioni di gas serra rappresentano una pressione ambientale per la decarbonizzazione, mentre il PIL verde cattura la performance economica adeguata ambientalmente. Sulla base di questo quadro, si stima che il seguente modello empiricosia 39:
(2)
dove REC indica la capacità di energia rinnovabile; L'EPI rappresenta l'Indice di Prestazione Ecologica; I gas serra indicano le emissioni di gas serra; L'EFT rappresenta una tecnologia ecologica; Il PIL verde indica il prodotto interno lordo aggiustato ambientalmente; i indica i paesi; T indica anni; τ0 è l'intercettazione; τ1–τ 4 sono i coefficienti di regressione stimati; εè il termine di errore idiosincratico.
Test diagnostici
Prima di stimare i modelli empirici, è stata condotta una serie di test diagnostici per valutare le proprietà statistiche dei dati del panel e identificare le tecniche di stima appropriate. Innanzitutto, la dipendenza trasversale è stata esaminata utilizzando il test34 della dipendenza trasversale (CD) di Pesaran, poiché i paesi OCSE probabilmente sperimenteranno shock comuni derivanti dalle condizioni economiche globali, dai mercati energetici internazionali e da politiche ambientali coordinate:
(3)
dove N indica il numero di unità di sezione trasversale; T indica il numero di periodi storici; i e k indicano le unità di sezione trasversale (i ≠ k); 
rappresenta il coefficiente di correlazione stimato a coppie dei residui di regressione tra le unità di sezione trasversale i e k; j indica l'ordine di ritardo; E(·) rappresenta il valore atteso; e V(·) indica la varianza utilizzata per standardizzare la statistica del test. In secondo luogo, l'eterogeneità delle pendici è stata valutata utilizzando il test di eterogeneità delle pendici di Pesaran–Yamagata per determinare se gli effetti delle variabili esplicative differissero tra ipaesi. 40:
(4)
(5)
dove Δ̃adj indica la statistica del test di eterogeneità della pendenza aggiustata; N rappresenta il numero di unità di sezione trasversale; T indica il numero di periodi storici; k è il numero di variabili esplicative; e S̃ rappresenta la statistica standardizzata di dispersione della pendenza di Swamy utilizzata per valutare l'eterogeneità dei parametri tra le unità del pannello. Infine, la stazionarietà è stata valutata utilizzando il test unitario Im–Pesaran–Shin (CIPS) (Cross-sectionally Augmented Augmented Im–Pesaran–Shin), che comprende sia la dipendenza della sezione trasversale sia i coefficienti di pendenzaeterogenei 41:
(6)
dove CIPS indica la statistica radice dell'unità di pannello Im–Pesaran–Shin Augmentata Sezione Trasversale; N rappresenta il numero di unità di sezione trasversale; CDFi indica la statistica di Dickey–Fuller aumentata in sezione trasversale per la iunità di sezione trasversale; e i indica le singole unità di sezione trasversale. I risultati di questi test diagnostici hanno guidato la selezione di tecniche econometriche di panel di seconda generazione adatte a dataset eterogenei di pannelli.
Test di cointegrazione a pannello
Per determinare se esista una relazione di equilibrio stabile a lungo termine tra capacità di energia rinnovabile, performance delle politiche ambientali, emissioni di gas serra, tecnologie ecologiche e PIL verde, è stato utilizzato il test di cointegrazione dei limiti Panel ARDL. Rispetto ai convenzionali test di cointegrazione basati su residui, l'approccio di Westerlund prende in considerazione dipendenza della sezione trasversale, coefficienti di pendenza eterogenei e campioni di piccole dimensioni. Il test produce quattro statistiche: due statistiche medie di gruppo (Gt eG a) e due statistiche del panel (Pt eP a). Il rifiuto dell'ipotesi nulla indica la presenza di una relazione di equilibrio di lungo corso tra levariabili 36,42:
(7a)
(7b)
(7c)
(7d)
dove Gt e Ga indicano le statistiche medie di gruppo del test di cointegrazione dei limiti Panel ARDL; Pt e Pa indicano le statistiche dei test del panel; N rappresenta il numero di unità di sezione trasversale; T indica il numero di periodi storici; 
è il coefficiente stimato di correzione dell'errore per la i-esima unità di sezione trasversale; 
rappresenta il coefficiente di correzione degli errori aggregato; SE() e SE() indicano i corrispondenti errori standard; e i indica le singole unità di sezione trasversale. La presenza di cointegrazione giustifica la stima delle elasticità a lungo termine e delle successive analisi basate su quantili.
Metodo dei momenti regressione quantile (MMQR)
Poiché i stimatori convenzionali a panel forniscono solo effetti medi, possono nascondere una sostanziale eterogeneità tra i paesi che operano a diversi livelli di utilizzo di energia rinnovabile. Per catturare questi effetti eterogenei, è stato utilizzato il Metodo della Regressione Quantile dei Momenti (MMQR).
Il MMQR stima gli effetti delle prestazioni delle politiche ecologiche, delle emissioni di gas serra, della tecnologia ecologica e del PIL verde su molteplici quanti condizionali della capacità di energia rinnovabile, permettendo così che l'influenza delle variabili esplicative vari in base alla maturità dell'impiego delle energie rinnovabili. Il metodo tiene conto contemporaneamente degli effetti fissi individuali e dell'eterogeneità non osservata, stimando sia i parametri di posizione chequelli di scala 43:
(8)
dove Qτ(Yit | Xit) indica il quantile condizionale τth della variabile dipendente; Yrappresenta la capacità di energia rinnovabile (REC); X indica il vettore delle variabili esplicative (EPI, emissioni di gas serra, EFT e Green GDP); σ1 è l'intercettazione; ζ è il vettore dei parametri di posizione; αi rappresenta l'effetto fisso specifico per paese; Z indica le covariazioni della scala; γ è il vettore dei parametri della scala; Uè il termine di errore; e rispettivamente i e t indice e anni. La componente di scala del modello MMQR è specificata comesegue: 43:
(9)
dove Zi(X) indica la funzione di scala delle variabili esplicative; Zi rappresenta il vettore delle covariabili di scala; X indica il vettore delle variabili esplicative; i indica le unità trasversali (paesi); e k indica il numero totale di variabili esplicative. Come analisi di robustezza, è stata anche stimata una regressione quantile convenzionale con errori standard bootstrapati per verificare la coerenza dei risultati MMQR.
Test di causalità del panel
La direzione delle relazioni causali tra capacità di energia rinnovabile, performance delle politiche ecologiche, emissioni di gas serra, tecnologia ecologica e PIL verde è stata esaminata utilizzando il test di non causalità di Dumitrescu–Hurlin PanelGranger 44. Questo approccio si adatta alla dipendenza trasversale e alle strutture eterogenee dei pannelli, identificando al contempo se le relazioni causali siano unidirezionali o bidirezionali.
L'analisi di causalità del panel integra le analisi di cointegrazione e MMQR distinguendo tra variabili che guidano la capacità di energia rinnovabile e quelle che rispondono ai cambiamenti nell'implementazione delle energie rinnovabili. Stabilire una direzione causale fornisce ulteriori evidenze per informare la priorità delle politiche e la sequenza degli interventi nelle energie rinnovabili.
Tutte le analisi statistiche sono state effettuate utilizzando software di analisi statistica. La sequenza analitica, dai test diagnostici e analisi di cointegrazione alla regressione quantile e ai test di causalità in panel, fornisce un quadro coerente e riproducibile per valutare i determinanti della capacità energetica rinnovabile nei paesi OCSE.
Risultati
Statistica descrittiva
Le caratteristiche distributive delle variabili dello studio sono state esaminate prima della stima econometrica. La Tabella 2 riassume le statistiche descrittive per le variabili log-transformate in 21 paesi OCSE durante il periodo 2000–2020. La capacità di energia rinnovabile (REC), l'indice di performance ecologica (EPI), le emissioni di gas serra (GHG), la tecnologia ecologica (EFT) e il PIL verde hanno mostrato variazioni sostanziali sia tra i paesi che nel tempo, con deviazioni standard superiori a uno per tutte le variabili. Il REC variava da −2.132 a 2.822, mentre il PIL Verde variava da 11.990 a 14.411. I coefficienti di asimetria indicavano distribuzioni a sinistra per REC, emissioni di gas serra e EPI, mentre EFT e PIL verde erano positivamente asimmetrici. I valori della curtosi superavano tre per tutte le variabili, con REC che mostrava la kurtosi più alta (7,66), indicando una distribuzione leptokurtica. Il test di Jarque–Bera ha respinto l'ipotesi nulla di normalità per REC, emissioni di gas serra, EPI e PIL verde (p < 0,01), mentre l'EFT non si è discostata significativamente dalla normalità (p = 0,593). Questi risultati supportano l'uso di metodi di stima basati su quantile robusti contro distribuzioni non normali.
Dipendenza della sezione trasversale ed eterogeneità del pendio
La dipendenza della sezione trasversale e l'eterogeneità della pendenza sono state valutate prima di stimare i modelli panel. Come mostrato nella Tabella 3, le statistiche sulla dipendenza trasversale di Pesaran erano significative per REC, PIL Verde, EPI, emissioni di gas serra ed EFT (tutte p < 0,01), respingendo l'ipotesi nulla dell'indipendenza trasversale del genere. Questi risultati indicano che gli shock che si verificano in un paese OCSE si trasmettono tra altri paesi, riflettendo la loro integrazione economica e i quadri politici ambientali condivisi. Le statistiche di eterogeneità del pendio Pesaran–Yamagata (Δ̃ = 16,513; Δ̃ = 18,263) erano anch'esse significative al livello dell'1%, rifiutando l'omogeneità del versante. Collettivamente, questi risultati giustificano l'applicazione di tecniche econometriche di seconda generazione che tengono conto della dipendenza della sezione trasversale e dei coefficienti di pendenza eterogenei.
Analisi delle radici delle unità di pannello
Le proprietà di stazionaria delle variabili sono state valutate utilizzando il test di radice unitaria Im–Pesaran–Shin (CIPS) (Cross-sectionally Augmented Augmented Chip (CIPS). Come presentato nella Tabella 4, REC, EPI ed EFT erano stazionari al livello [I(0)], mentre le emissioni di gas serra e il PIL verde diventavano stazionari dopo la prima differenziazione [I(1)]. L'assenza di variabili integrate di secondo ordine [I(2)] supporta l'uso dell'approccio di test dei limiti Panel ARDL per indagare le relazioni di lungo corso tra le variabili.
Analisi di cointegrazione a panel
Le relazioni di equilibrio a lungo termine tra capacità di energia rinnovabile, EPI, emissioni di gas serra, EFT e PIL verde sono state esaminate utilizzando il test dei limiti Panel ARDL. La Tabella 5 mostra che la statistica F calcolata (7,845) ha superato il limite critico superiore al livello di significatività dell'1%, respingendo l'ipotesi nulla di non avere una relazione di lungo periodo. Questi risultati confermano l'esistenza di un equilibrio stabile a lungo termine tra le variabili e supportano la successiva stima degli effetti a lungo termine utilizzando tecniche di regressione quantile.
Metodo dei momenti regressione quantile
Gli effetti eterogenei delle variabili esplicative attraverso la distribuzione condizionata della capacità di energia rinnovabile sono stati stimati utilizzando il metodo della regressione quantile dei momenti (MMQR). I risultati sono presentati nella Tabella 6.
L'EPI ha mostrato un'associazione positiva e statisticamente significativa con il REC in tutti i quantili, con il coefficiente stimato che è aumentato da 0,092 al 10° percentile a 0,212 al 90° percentile, indicando un effetto politico progressivamente più forte con l'aumento della capacità di energia rinnovabile. Analogamente, le emissioni di gas serra hanno mostrato un'associazione positiva con la REC, con coefficienti che aumentano tra i quantili, suggerendo che i paesi con maggiore capacità energetica rinnovabile rispondevano più fortemente alle pressioni sulle emissioni. L'EFT ha mostrato il maggiore aumento positivo tra i quantili, indicando che l'innovazione tecnologica ha contribuito in modo più sostanziale all'impiego delle energie rinnovabili nei paesi con maggiore capacità energetica.
Il PIL verde ha mostrato un'associazione costantemente negativa con la REC su tutti i quantili, anche se la magnitudine del coefficiente negativo è scesa da −0,348 al 10° percentile a −0,138 al 90° percentile, indicando che l'associazione negativa si è indebolita con l'aumento della capacità di energia rinnovabile. Nel complesso, i risultati del MMQR dimostrano un'eterogeneità distributiva sostanziale negli effetti delle prestazioni delle politiche ambientali, dell'innovazione tecnologica, delle emissioni di gas serra e del PIL verde sulla capacità di energia rinnovabile.
La Figura 1 illustra gli effetti eterogenei dell'Indice di Prestazione Ambientale (EPI), delle emissioni di gas serra (GHG), della tecnologia ecologica (EFT) e del PIL verde sulla capacità di energia rinnovabile. EPI, emissioni di gas serra e EFT mostrano effetti positivi progressivamente più forti su quantili più alti, mentre l'effetto negativo del Green PIL si indebolisce man mano che il quantile condizionato aumenta (cioè i coefficienti diventano meno negativi). Le aree ombreggiate (o barre di errore) rappresentano gli intervalli di confidenza del 95%.
Analisi della causalità del panel
La direzione delle relazioni causali tra capacità di energia rinnovabile, PIL verde, EPI, emissioni di gas serra ed EFT è stata valutata utilizzando il test di non causalità del pannello Dumitrescu–Hurlin Granger. I risultati sono riassunti nella Tabella 7.
È stata identificata una causalità bidirezionale tra il PIL Verde e il REC, così come tra EFT e REC (tutte p < 0,01), indicando relazioni reciprocamente rafforzate tra capacità energetica rinnovabile, performance economica adeguata ambientalmente e innovazione tecnologica. Analogamente, EPI e REC hanno mostrato causalità bidirezionale, suggerendo interazioni reciproche tra la performance delle politiche ambientali e l'implementazione delle energie rinnovabili. Al contrario, non è stata rilevata alcuna relazione causale significativa dalle emissioni di gas serra alla REC (p = 0,1078), mentre la REC ha causato cambiamenti significativi nelle emissioni di gas serra (p = 0,009), indicando una relazione causale unidirezionale dalla capacità di energia rinnovabile alle emissioni di gas serra. Questi risultati dimostrano che le prestazioni delle politiche ambientali, l'innovazione tecnologica e il PIL verde interagiscono dinamicamente con la capacità di energia rinnovabile, mentre gli aumenti della capacità di energia rinnovabile contribuiscono alla riduzione delle emissioni di gas serra (Tabella 7).
DISPONIBILITÀ DEI DATI:
I dataset utilizzati in questo studio sono disponibili pubblicamente tramite il repository Zenodo e possono essere consultati su: https://zenodo.org/records/21138237.
| Fattori | Spiegazione e stima | Fonti | Connessione prevista |
| REC | Capacità di Energia Rinnovabile | https://www.stats.oecd.org | --- |
| EPI | Indice di Prestazioni Ecologiche | https://www.stats.oecd.org | Assicurato |
| Emissione di gas serra | Emissioni di gas serra | https://www.stats.oecd.org | Assicurato |
| EFT | Tecnologia ecologica | https://www.stats.oecd.org | Assicurato |
| PIL verde | PIL verde stimato a tassi fissi USD 2015 | Banca Mondiale | --- |
Tabella 1: Definizioni, descrizioni delle misurazioni, fonti dati e relazioni attese tra le variabili utilizzate nell'analisi empirica. La capacità di energia rinnovabile (REC) è stata utilizzata come variabile dipendente, mentre l'Indice di Prestazione Ecologica (EPI), le emissioni di gas serra (GHG), la tecnologia ecologica (EFT) e il PIL verde sono stati inclusi come variabili esplicative. I dati sono stati ottenuti dal database delle statistiche OCSE e dalla Banca Mondiale.
| REC | EFT | Emissione di gas serra | EPI | PIL verde | |
| Mediocre | 2.345622 | 1.865478 | 1.474084 | 1.379646 | 12.97532 |
| Mediana | 2.395156 | 1.875694 | 1.496867 | 1.439068 | 12.89835 |
| Max | 2.821983 | 2.521294 | 1.850147 | 1.7274 | 14.41057 |
| Min | −2.132388 | 1.520018 | −1,253283 | −1,791252 | 11.99038 |
| Deviazione standard | 1.462989 | 1.262367 | 1.272083 | 1.356078 | 1.636272 |
| Asimità | −2,445747 | 1.178735 | −1,927887 | −1,758335 | 1.681867 |
| Kurtosis | 7.657197 | 3.969682 | 4.961584 | 4.154255 | 3.84369 |
| Jarque-Bera | 644.6757*** | 2.256584 | 83.36192*** | 91.78071*** | 35.25837*** |
| Verosimiglianza | 0 | 0.592564 | 0 | 0 | 0 |
Tabella 2: Statistiche riassuntive per le variabili dello studio in 21 paesi OCSE durante il periodo 2000–2020. La tabella riporta la media, mediana, minima, massima, deviazione standard, asimidiscità, kurtosi e statistiche di test di Jarque–Bera per le variabili log-trasformate.
| Fattori | Statistiche dei test | Valore P |
| Gruppo A: test CSD | ||
| REC | 15.522 | 0 |
| PIL verde | 74.853 | 0 |
| EPI | 72.68 | 0 |
| Emissione di gas serra | 22.543 | 0 |
| EFT | 47.896 | 0 |
| Gruppo B: eterogeneità del pendio | ||
| Framework | Delta_tilde | Modificato Delta_tilde |
| 1 | 16.513*** | 18.263*** |
Tabella 3: Risultati del test di dipendenza trasversale (CD) di Pesaran e del test di eterogeneità della pendenza di Pesaran–Yamagata. Le statistiche significative CD indicano dipendenza trasversale tra le unità del pannello, mentre le statistiche significative Δ̃ e Δ̃ rettificate indicano coefficienti di pendenza eterogenei tra i paesi.
| Variabile | Livello (Tendenze e Costanti) | Prima differenza (Tendenze e Costanti) | Ordine di integrazione |
| REC | −4.598*** | – | I(0) |
| PIL verde | −3,605 | −4.819*** | I(1) |
| EPI | −4.539*** | – | I(0) |
| Emissione di gas serra | −3.167 | −6,396*** | I(1) |
| EFT | −4.858*** | – | I(0) |
Tabella 4: Risultati del test di radice unitaria Im–Pesaran–Shin (CIPS) con aumento trasversale della sezione trasversale. Le statistiche di test vengono riportate per le variabili in livelli e prime differenze, insieme all'ordine corrispondente di integrazione utilizzato per le successive analisi econometriche a pannello.
| Statistica del test | Valore | Livello di Importanza | Limite inferiore I(0) | Limite superiore I(1) |
| F-statistica | 7.845*** | 1% | 3.74 | 5.16 |
| 5% | 2.86 | 4.01 | ||
| 10% | 2.45 | 3.52 |
Tabella 5: Risultati del test dei limiti Panel Autoregressive Distributed Lag (ARDL) per la cointegrazione. La tabella riporta la statistica F calcolata insieme ai limiti critici inferiore e superiore ai livelli di significatività dell'1%, 5% e 10% utilizzati per valutare l'esistenza di una relazione di equilibrio a lungo termine tra le variabili dello studio.
| Variabile | D0.10 | Q0.25 | D0.50 | Q0.75 | Q0.90 |
| EPI | 0.092*** | 0.114*** | 0.156*** | 0.189*** | 0.212*** |
| Emissione di gas serra | 0.048* | 0.053** | 0.067*** | 0.071*** | 0.082*** |
| EFT | 0.131*** | 0.148*** | 0.173*** | 0.195*** | 0.221*** |
| PIL verde | –0.348*** | –0.271*** | –0.198*** | –0.156*** | –0.138*** |
| Costante | … | … | … | … | … |
Tabella 6: Metodo dei momenti Stima la regressione quantile (MMQR) per la capacità di energia rinnovabile nei quantili condizionali 10°, 25°, 50°, 75° e 90°. La tabella riporta i coefficienti di regressione stimati per l'Indice di Prestazione Ecologica (EPI), le emissioni di gas serra (GHG), le tecnologie ecologiche (EFT) e il PIL verde. Gli asterischi indicano la significanza statistica (p < 0,05, *p < 0,01, **p < 0,001).
| Speculazione nulla | W-Stats | Zbar-Stats | Probabilità | |
| PIL verde | REC | 5.80289 | 11.6887 | 0 |
| REC | PIL verde | 3.63175 | 5.77113 | 3.00E-07 |
| EFT | REC | 2.7311 | 5.75932 | 3.00E-07 |
| REC | EFT | 3.75362 | 5.55037 | 9.00E-07 |
| Emissione di gas serra | REC | 3.12004 | 3.74446 | 0.1078 |
| REC | Emissione di gas serra | 3.11546 | 3.72157 | 0.009 |
| EPI | REC | T.78323 | 12.2364 | 0 |
| REC | EPI | 4.6067 | 6.58633 | 0 |
Tabella 7: Risultati del test di non causalità di Dumitrescu–Hurlin nel panel Granger. La tabella presenta la W-statistica, la Z̄-statistica e i valori di probabilità associati utilizzati per valutare la direzione delle relazioni causali tra la capacità di energia rinnovabile (REC) e le variabili esplicative. I valori di probabilità significativi indicano il rifiuto dell'ipotesi nulla della non causalità.
Discussione
Il presente studio ha esaminato i determinanti della capacità energetica rinnovabile in 21 paesi OCSE tra il 2000 e il 2020, integrando le prestazioni delle politiche ambientali, le emissioni di gas serra (SERRA), le tecnologie ecologiche (EFT) e il PIL verde all'interno di un quadro di regressione quantile del Metodo dei Momenti (MMQR). I risultati rivelano un'eterogeneità sostanziale nella distribuzione condizionata della capacità di energia rinnovabile, indicando che gli effetti di fattori ambientali, tecnologici ed economici variano in base alle fasi di sviluppo delle energie rinnovabili dei paesi. Questi risultati estendono studi precedenti dimostrando che le transizioni alle energie rinnovabili sono caratterizzate da risposte dipendenti dalle fasi piuttosto che uniformi.
I risultati del MMQR mostrano che il PIL Verde è associato negativamente e significativamente alla capacità di energia rinnovabile su tutti i quantili condizionali, anche se l'entità di questa relazione negativa si indebolisce gradualmente dai quantili inferiori a quelli superiori. In particolare, il coefficiente aumenta da −0,348 al decimo quantile a −0,138 al 90° quantile, indicando che l'associazione avversa diventa meno pronunciata man mano che la capacità di energia rinnovabile si espande. Questo risultato suggerisce che la crescita economica adeguata ambientalmente non si traduce necessariamente in investimenti immediati in energie rinnovabili, in particolare nei paesi nelle fasi iniziali della transizione energetica. Una possibile spiegazione è che i miglioramenti nell'efficienza ambientale possano inizialmente derivare da misure di risparmio energetico, ristrutturazioni industriali o processi produttivi più puliti, piuttosto che da ulteriori dispiegazioni di energia rinnovabile. Questo risultato supporta l'asimmetria temporale riportata da Behera et al.45, secondo cui una performance economica più ecologica potrebbe temporaneamente ridurre l'incentivo a ulteriori investimenti in energie rinnovabili durante le prime fasi della transizione strutturale. L'indebolimento graduale del coefficiente negativo attraverso i quantili superiori suggerisce che questa relazione diventa meno restrittiva con la maturazione dei sistemi di energia rinnovabile.
La performance della politica ambientale, misurata dall'Indice di Prestazione Ambientale (EPI), mostra un effetto positivo e statisticamente significativo su tutti i quantili, con coefficienti che aumentano costantemente da 0,092 al decimo quantile a 0,212 al 90° quantile. Questi risultati indicano che la politica ambientale diventa sempre più efficace nel promuovere la capacità di energia rinnovabile man mano che i paesi avanzano nella transizione energetica. Piuttosto che esercitare un'influenza uniforme, una governance ambientale più forte sembra generare rendimenti maggiori nei paesi con settori delle energie rinnovabili più sviluppati, dove istituzioni di supporto, quadri normativi e condizioni di mercato sono già stabiliti. Questi risultati sono coerenti con l'ipotesi Porter, che sostiene che regolamentazioni ambientali ben progettate possano stimolare l'innovazione e incoraggiare investimenti in energie piùpulite 46,47. Rafforzano inoltre le prove precedenti che l'efficacia delle politiche ambientali dipende dalla qualità istituzionale e dalla capacità diattuazione 48. Di conseguenza, rafforzare la governance ambientale rimane uno strumento politico essenziale per accelerare il dispiegamento delle energie rinnovabili, in particolare nei paesi con sistemi di energia rinnovabile in espansione.
I risultati dimostrano inoltre che le emissioni di gas serra sono positivamente associate alla capacità di energia rinnovabile in tutti i quantili, con i coefficienti stimati che aumentano da 0,048 al decimo quantile a 0,082 al 90° quantile. Questo schema suggerisce che i paesi che subiscono maggiori pressioni ambientali tendono a investire maggiormente nelle energie rinnovabili, e che questa risposta diventa più forte tra i paesi con livelli più elevati di capacità energetica rinnovabile. Questi risultati supportano l'idea che l'aumento delle emissioni crei incentivi più forti per i governi a perseguire politiche energetiche più pulite ed espandere le infrastrutture per energierinnovabili 49. Tuttavia, l'analisi di causalità del panel indica che la causalità va dalla capacità di energia rinnovabile alle emissioni di gas serra piuttosto che al contrario, implicando che, sebbene le pressioni sulle emissioni siano positivamente associate all'espansione delle energie rinnovabili, esse non innescano indipendentemente lo sviluppo di energie rinnovabili. Invece, le riduzioni delle emissioni si ottengono attraverso la successiva espansione della capacità di energia rinnovabile. Questa distinzione evidenzia l'importanza di interventi politici complementari che traducano le pressioni ambientali in investimenti concreti nelle energie rinnovabili, coerente con le precedenti evidenze di relazioni non lineari tra emissioni e sviluppo delle energierinnovabili 50.
La tecnologia ecologica (EFT) dimostra la relazione positiva più forte con la capacità di energia rinnovabile tra le variabili esplicative, con coefficienti che aumentano costantemente da 0,131 al decimo quantile a 0,221 al 90° quantile. L'aumento dell'entità dei coefficienti indica che l'innovazione tecnologica diventa progressivamente più importante man mano che i paesi avanzano nella transizione alle energie rinnovabili. Questo risultato suggerisce che le capacità tecnologiche rafforzino i sistemi di energia rinnovabile esistenti migliorando l'efficienza, riducendo i costi di implementazione e facilitando l'integrazione delle tecnologie rinnovabili nei sistemi energetici nazionali. Inoltre, la relazione causale bidirezionale identificata tra EFT e capacità di energia rinnovabile sostiene l'esistenza di un ciclo di rafforzamento innovazione-implementazione, in cui l'innovazione tecnologica stimola l'espansione delle energie rinnovabili, mentre l'aumento della capacità energetica rinnovabile incoraggia ulteriormente l'innovazione51. Sebbene l'EFT sia stata misurata utilizzando domande di brevetto legate all'ambiente, studi futuri potrebbero incorporare indicatori più ampi, come la finanza verde digitale e la tecnologia finanziaria, per cogliere ulteriori meccanismi attraverso cui l'innovazione supporta lo sviluppo delle energie rinnovabili. Tuttavia, i coefficienti costantemente positivi e in aumento nella distribuzione condizionata sottolineano l'importanza di investimenti sostenuti in ricerca e sviluppo, incentivi all'innovazione e trasferimento internazionale di tecnologia per accelerare il dispiegamento delle energierinnovabili 52.
Nel complesso, i risultati dimostrano che i determinanti della capacità di energia rinnovabile mostrano una chiara eterogeneità distributiva tra i paesi OCSE. Le prestazioni delle politiche ambientali, le emissioni di gas serra e la tecnologia ecologica esercitano tutti effetti positivi progressivamente più forti man mano che aumenta la capacità di energia rinnovabile, mentre l'influenza negativa del PIL Verde si indebolisce gradualmente con quantili più alti. Questi risultati evidenziano che i paesi con settori delle energie rinnovabili più avanzati traggono maggior beneficio dalle politiche ambientali, dall'innovazione tecnologica e dalle risposte alle pressioni ambientali rispetto ai paesi nelle fasi iniziali della transizione. Di conseguenza, lo studio estende le analisi convenzionali basate sulla media dimostrando che l'efficacia di questi determinanti dipende dalla fase di sviluppo delle energie rinnovabili, sottolineando la necessità di quadri politici adattati alle posizioni dei paesi lungo il percorso di transizione verso le energie rinnovabili.
Devono essere riconosciute diverse limitazioni. Innanzitutto, l'analisi è limitata ai paesi OCSE e al periodo 2000–2020, il che potrebbe limitare la generalizzazione dei risultati alle economie in via di sviluppo e agli ambienti politici più recenti. In secondo luogo, la tecnologia ecologica viene misurata tramite domande di brevetto e quindi non copre le dimensioni emergenti della finanza verde digitale, della tecnologia finanziaria o dell'innovazione del settore privato. In terzo luogo, la capacità di energia rinnovabile viene esaminata come misura aggregata senza distinguere tra singole tecnologie rinnovabili come solare, eolico, idroelettrico o biomassa. Le ricerche future dovrebbero includere una copertura geografica più ampia, dataset più recenti, indicatori tecnologici specifici delle energie rinnovabili e misure della finanza digitale verde e degli spillover finanziari tra i mercati per fornire una comprensione più completa delle transizioni verso le energie rinnovabili.
In conclusione, questo studio dimostra che la capacità energetica rinnovabile nei paesi OCSE è influenzata da effetti eterogenei delle prestazioni delle politiche ambientali, delle emissioni di gas serra, della tecnologia ecologica e del PIL Verde. Le politiche ambientali e l'innovazione tecnologica promuovono costantemente la capacità di energia rinnovabile, con effetti che diventano progressivamente più forti su quantili più alti, mentre il PIL verde mostra un'associazione negativa ma decrescente che riflette un aggiustamento a breve termine durante la transizione verso un'economia più verde. L'analisi delle causalità dei panel rivela inoltre relazioni reciproche tra capacità di energia rinnovabile, performance delle politiche ambientali, PIL verde e tecnologie ecologiche, mentre la capacità di energia rinnovabile esercita un'influenza causale unidirezionale sulle emissioni di gas serra. Questi risultati evidenziano l'importanza di quadri politici specifici per dispiegamento, investimenti costanti nell'innovazione verde e strumenti politici complementari che supportino la decarbonizzazione a lungo termine. Integrando analisi di equilibrio a lungo termine, regressione quantile e test di causalità a pannello all'interno di un quadro analitico unificato, questo studio fornisce nuove prove che la transizione alle energie rinnovabili dipende fondamentalmente dalle fasi e che l'efficacia delle politiche varia in base alla maturità dell'implementazione delle energie rinnovabili.
Dichiarazioni
Tutti gli autori dichiarano che non ci sono conflitti di interesse.
Ringraziamenti
Questo lavoro è supportato dal Progetto di Ricerca in Filosofia e Scienze Sociali del Dipartimento dell'Istruzione della Provincia del Jiangsu (2022SJYB2268).
Materiali
| Nome | Azienda | Numero di catalogo | Commenti |
|---|---|---|---|
| CIPS unit root test | StataCorp | Stata 18 | Implementato utilizzando il comando xtcips o multipurt per il test di radice di panel Cross-sectionally Augmented Im-Pesaran-Shin. |
| Cross-sectional dependence (CD) test | StataCorp | Stata 18 | Implementato utilizzando il comando xtcsd per eseguire il test CD di Pesaran. |
| Dumitrescu–Hurlin panel Granger non-causality test | StataCorp | Stata 18 | Implementato utilizzando il comando xtgcause per l'analisi di causalità di panel. |
| Eco-friendly technology (EFT) | OECD Statistics | N/A | Dati sulle domande di brevetto relative all'ambiente recuperati dal database OECD Statistics (https://stats.oecd.org/). |
| Ecological Performance Index (EPI) | OECD Statistics | N/A | Dati recuperati dal database OECD Statistics (https://stats.oecd.org/). |
| EViews | IHS Global Inc. | Versione 14 | Software alternativo di analisi statistica per l'econometrics di panel. |
| Green GDP | World Bank | N/A | Dati recuperati dal DataBank della Banca Mondiale (https://databank.worldbank.org/). In particolare, dati sui Risparmi Netti Aggiustati, che vengono utilizzati per calcolare il Green GDP. |
| Greenhouse gas (GHG) emissions | OECD Statistics | N/A | Dati recuperati dal database OECD Statistics (https://stats.oecd.org/). |
| Method of Moments Quantile Regression (MMQR) | StataCorp | Stata 18 | Implementato utilizzando il comando mmqreg, che deve essere installato dall'archivio Statistical Software Components (SSC). |
| Pesaran–Yamagata slope heterogeneity test | StataCorp | Stata 18 | Implementato utilizzando il comando xttest3 o xthetero. |
| R | R Foundation | Versione 4.6.0 o superiore | Alternativa open-source per il calcolo statistico. |
| Renewable energy capacity (REC) | OECD Statistics | N/A | Dati recuperati dal database OECD Statistics (https://stats.oecd.org/). |
| Stata | StataCorp | Versione 18 | Software principale utilizzato per tutte le analisi statistiche, inclusi i test diagnostici, la cointegrazione, la regressione quantilica e i test di causalità di panel. |
| Westerlund panel cointegration test | StataCorp | Stata 18 | Implementato utilizzando il comando xtwest, che deve essere installato dall'SSC |
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