(growth accounting) : ศึกษากรณ ีประเทศ ไทย กล ......1...

Discussion Paper Series

ผลกระทบของคณภาพสงแวดลอมตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาว (growth accounting) : ศกษากรณประเทศ

ไทย กลมประเทศอาเซยน (AEC) และกลมประเทศ OECD

ดมศา มกดมณ

Discussion Paper No.33

May 30, 2014

Faculty of economic Thammasat University

[email protected]

1

ผลกระทบของคณภาพสงแวดลอมตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาว (growth

accounting) :ศกษากรณประเทศไทย กลมประเทศอาเซยน (AEC) และกลมประเทศ OECD

ดมศา มกดมณ

Abstract

This paper is an empirical study on the impact of environmental quality on output (via

production function) based on Ramsey-Cass-Koopmans model with environmental pollution and

the Solow model with environmental pollution. It finds that pollution share of output is 0.52 and

pollution contribution to long-run output growth is 13.4% , and the optimal environmental taxes from

1990 to 2008 gradually reduce for Thailand because of the reduction of carbon dioxide (C02).

Whereas the pollution shared of output for the AEC countries is 0.29 but there is no evidence of

pollution contribution to long-run output growth. Lastly, there is no evidence of the pollution share of

output in the OECD countries but there is pollution contribution to long-run output growth is 2.91%.

In addition, the optimal environmental taxes are different in the OECD countries depending on

country’s CO2 emission.

2

บทคดยอ

งานศกษานทาการศกษาผลกระทบของคณภาพของสงแวดลอมตอฟงกชนการผลตหรอผลผลตและ

ทาการทดสอบผลของคณภาพสงแวดลอมตอการเจรญเตบโตในระยะยาว (growth accounting) โดยอางอง

ทฤษฎแบบจาลอง Ramsey-Cass-Koopmans model with environmental pollution และแบบจาลอง Solow

model with environmental pollution และศกษาเชงประจกษกรณประเทศไทย กลมประเทศอาเซยน (AEC)

และกลมประเทศ OECD พบวา ประเทศไทยมสดสวนมลพษในฟงกชนการผลตหรอผลผลต (pollution share

of output) เทากบ 0.52 และสงผลตออตราการเจรญเตบโตของผลผลตเทากบ 13.4% และจากการประมาณ

คาภาษสงแวดลอมทเหมาะสมตงแตป 1990-2008 พบวาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal

environmental taxes) มแนวโนมลดลง เนองจากปรมาณการปลอย CO2 ของประเทศไทยมแนวโนมลดลง

สวนกรณกลมประเทศอาเซยน (AEC) พบวาสดสวนของมลพษในปจจยการผลตตอผลผลต (pollution share

of output) เทากบ 0.29 ขณะทการเตบโตของมลพษไมมนยสาคญทางสถตตออตราการเจรญเตบโตทาง

เศรษฐกจในระยะยาว สวนการศกษากลมประเทศ OECD พบวา สดสวนของมลพษทเปนหนงในปจจยการ

ผลตตอผลผลต (pollution share of output) ไมมนยสาคญทางสถต ขณะทการเตบโตของมลพษมผลตอ

อตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ (contribution of pollution growth to output growth) เทากบ 2.91%

และประมาณคาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal environmental taxes) ของประเทศในกลม OECD ได

แตกตางกนในแตละประเทศ ขนอยกบปรมาณกาซคารบอนไดออกไซดทปลอย

3

1.ความสาคญของปญหา

ปญหาการขาดแคลนทรพยากรธรรมชาตและคณภาพของสงแวดลอมไดนามาสการวเคราะหในทฤษฏ

การเจรญเตบโตทางเศรษฐกจเพอศกษาผลกระทบตอรายไดดลยภาพและเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะ

ยาว โดยมแนวคดวาทรพยากรธรรมชาตทจากดและคณภาพของสงแวดลอมจะสงผลกระทบตอรายไดดลย

ภาพและอตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาว ซงผลลพธทไดมความแตกตางกนในหลายงานศกษา

ขนอยกบขอสมมตฐานของแบบจาลอง โดยงานศกษาเกยวกบผลกระทบของทรพยากรธรรมชาต (natural

resources) ตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาวไดแก Dasgupta and Heal(1974), Solow

(1974), Aghion and Howitt (1998), Scholz and Ziemes (1999), Schou (2000) และ Grimaud(1999)

โดยตงคาถามวาภายใตเงอนไขเทคโนโลยทมอย อตราการเจรญเตบโตในระยะยาวทเปนบวก (positive long

run growth) เกดขนไดหรอไมภายใตการมทรพยากรธรรมชาตทจากด (non-renewable natural resources)

โดยศกษาเปรยบเทยบดลยภาพทเหมาะสม (optimal path) และดลยภาพทเกดขน (equilibrium paths) ได

ขอสรปวาดลยภาพทเหมาะสม (optimum path) ไมเทากบดลยภาพทเกดขน (equilibrium path) เนองจาก

เกดผลกระทบภายนอกขามชวงเวลา (intertemporal externality) ไดแก public goods

นอกจากนยงมการเพมตวแปรทสาคญเชน การวจยและพฒนา ไดแก งานศกษาของ Grimaud and

Rouge (2003,2005) โดยเพมตวแปรภาคสนคาขนกลาง (intermediate sector) ซงประกอบดวยการวจยและ

พฒนา และภาคสนคาขนสดทาย (final sector) พบวา การเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาวมคาเปน

บวก ถาภาควจยและพฒนา มประสทธภาพ และใหขอสรปเหมอนกนคอ พบวาดลยภาพทเกดขน (equilibrium

path) ไมเทากบดลยภาพทเหมาะสม (optimal path) และ อตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาว

เมออย ณ ดลยภาพทเหมาะสม (optimal path) และเมออย ณ ดลยภาพทเกดขน (equilibrium growth

4

paths) อาจเปนบวกหรอลบกได ขนอยกบอตราซอลด (discount rate) เทยบกบคาพารามเตอรของเทคโนโลย

ในการวจยและพฒนา และพบวาอตราการทดแทนระหวางวตถดบทสะอาดหรอไมกอใหเกดมลพษ และ

วตถดบสกปรกหรอกอใหเกดมลพษ และกระบวนการผลตในภาคการผลต ขนอยกบปรมาณทรพยากรเรมตน

พรอมเสนอวาควรเกบภาษตามความตองการใชทรพยากร และควรเลอกอตราการเจรญโตของภาษททาใหได

ดลยภาพทเหมาะสม (optimal path)

นอกจากน ยงมงานศกษาเกยวกบนโยบายดานสงแวดลอมทเหมาะสม โดยศกษาความสมพนธ

ระหวางการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจกบคณภาพสงแวดลอม ไดแก งานศกษาของ Acemoglu et al. (2012)

ทมขอสมมตวาผลผลตขนสดทายถกผลตจากวตถดบ 2 ชนดคอ สะอาด (clean input) และสกปรก (dirty

input) พบวาระบบเศรษฐกจจะมการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาวทเปนบวกถาวตถดบทงสอง

ทดแทนกนไดมาก และมนโยบายชวคราวทเหมาะสมไดแก การเกบภาษคารบอนและใหเงนชวยเหลอในการ

วจยวตถดบทสะอาด ขณะทงานศกษาของ Stern (2004) สรปวาวตถดบทดแทนกนแตไมมาก และจาเปนตอง

ใชการแทรกแซงอยางถาวร สวนงานศกษาของ Smulders and Gradus (1996) ใชตวแปรการบาบดมลพษ

(abatement) แทนการเกบภาษ ทาการวเคราะหการเชอมโยงกนในทางทฤษฎของความเจรญเตบโตทาง

เศรษฐกจกบปญหาสงแวดลอมในรปของมลพษ สรปไดวามลพษสามารถถกทาใหลดลงไดจากการจดสรร

ผลผลตบางสวนไปใชในกระบวนการบาบดมลพษ ขอสรปทไดจากแบบจาลองคอ ถาผลตภาพของกจกรรมการ

บาบดสงเพยงพอ จะสามารถทาใหเศรษฐกจมความเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ และสามารถคงไวซงระดบของ

คณภาพสงแวดลอมได นอกจากน จากการทปญหาสงแวดลอมไมไดถกนามาพจารณาในปญหาตลาด อตรา

การเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ ณ ดลยภาพตลาดอาจสงกวา เทากน หรอ ตากวาอตราการเจรญเตบโตทาง

เศรษฐกจทเหมาะสม(Optimal) ขนอยกบคาพารามเตอรตางๆของแบบจาลอง และสรปวานโยบาย

5

สงแวดลอมอาจกระตนการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจหรอชะลอการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจกได ขณะท

Bovenberg and Smulders (1995) เสนอวาการมสงจงใจทางเศรษฐกจเพอเพมมลคาของนวตกรรมสะอาด

เชน ภาษมลพษจะกระตนการใชและคณคาของเทคโนโลยสะอาด และทาใหเทคโนโลยสะอาดจะไดรบการ

พฒนาเมอเทยบกบเทคโนโลยสกปรก ซงสอดคลองกบ Byrne (1997) ทสรปวาการขยายตวของการปลอย

มลพษ (pollution growth) ในกรณทตลาดถกดาเนนการไปโดยปราศจากการแทรกแซงโดยภาครฐบาลจะสง

กวากรณทมการแทรกแซงเสมอ และการดาเนนนโยบายสงแวดลอมจะสามารถบรรเทาปญหาสงแวดลอมได

โดยงานศกษาของ John and Pecchenino (1994) และ Prieur (2009) ใหขอสรปวาผบรโภคจะทาการ

ตดสนใจในการเลอกการสะสมทนกายภาพ และระดบของคณภาพสงแวดลอม โดยทดลยภาพของแบบจาลอง

ทจะมมากกวาหนงจด (multiple equilibria) โดยในบางกรณ ผบรโภคอาจตดสนใจรกษาระดบของคณภาพ

สงแวดลอมในระดบทสงมากเกนไป ซงจะสงผลให ดลยภาพทเกดขนอาจไมใชดลยภาพทสงคมไดรบสวสดการ

สงสด นอกจากน การทมลพษไมสามารถถกดดซบไดอยางสมบรณ จะเปนสาเหตทาใหระบบเศรษฐกจอาจจะ

ตดอย ณ ดลยภาพความเจรญเตบโต (equilibrium growth) ทมการปลอยมลพษระดบสงและอตราการ

ขยายตวของผลผลตอยในระดบตาแมวากจกรรมการลดมลพษ (pollution abatement) ยงคงดาเนนการอย

งานศกษานมวตถประสงคเพอการศกษาแนวคดแบบจาลองการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจกบคณภาพ

ของสงแวดลอม โดยใชทฤษฎการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจทอธบายความสมพนธระหวางการเจรญเตบโตทาง

เศรษฐกจและคณภาพสงแวดลอมหรอมลพษ ไดแก แบบจาลอง Ramsey-Cass-Koopmans model with

environmental pollution และแบบจาลอง Solow model with environmental pollution และทาการทดสอบ

และประมาณคาสดสวนของมลพษในปจจยการผลต (pollution share) และผลของคณภาพสงแวดลอมตอการ

เจรญเตบโตในระยะยาว (growth accounting) โดยการศกษาเชงประจกษกรณประเทศไทย กลมประเทศ

6

อาเซยน (AEC) และกลมประเทศ OECD วเคราะหโดยใชแบบจาลอง Time series analysis และ Panel

Data analysis นอกจากน ผลจากการศกษาสดสวนของมลพษตอการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ (pollution

shares to output growth) จะสามารถคานวณคาสมประสทธของภาษสงแวดลอมทเหมาะสม และประมาณ

คาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal environmental taxes) ตอไป

2.ทฤษฎทเกยวของ

ใชแบบจาลอง Solow model และอางองงานศกษาของ Xepapadeas (2005) และ Dasgupta and Maler

(2000) โดยกาหนดให ฟงกชนการผลต (Aggregate production function) โดยม exogenous labor-

augmenting technical progressคอ

( , )Y F K AL= (1)

โดยท A= ระดบของเทคโนโลย , AL= effective labor ,

และกาหนดใหอตราความกาวหนาทางเทคโนโลยเทากบ g และอตราการเตบโตของประชากรเทากบ n

จะไดสมการการสะสมทน (per effective worker of capital accumulation function) คอ

( ) ( )k sf k n g kδ= − + + , (2)

โดยท k=K/AL

กาหนดให Pollution/ambient environment: P Y mPf= −

เขยนสมการการสะสมมลพษ (pollution accumulation equation) ไดคอ

( ) ( )p f k m g n pf= − + + , โดยท p = P/AL

7

ณ ดลยภาพจะได steady state capital stock per efficiency units จากสมการ ( *) ( ) *sf k n g kδ= + +

และ rate of growth of k คอ ( ) / ( )k sf k k n gg δ= − + + (3)

และ steady state stock of pollution in efficiency units เทากบ

* ( *) / ( )p f k m g nf= + + (4)

โดย P มอตราการเตบโตเทากบ n+g และอตราการเตบโตของมลพษทเปนบวก ทาใหมความคดเกยวกบการ

ปองกนมลพษ โดยมเทคโนโลยทสะอาดในการผลต (clean production technology )โดยท f = unit

emission coefficient in terms of capital intensity , ( ), '( ) 0k kf f f= <

จะไดอตราการเตบโตของมลพษ / ( *) ( *) / ( )p p p k f k p m n gg f= = − + + (5)

โดย k*= long run equilibrium value of capital stock in efficiency units

จากสมการขางตนพบวาในการจะทาใหมลพษลดลง ตองมสมมตฐานวา k มการเตบโตเปนบวก และ

ผลผลตเฉลยของทนและผลผลตสวนเพมของทน (average and marginal product of capital) เทากบ

n gδ + + ซงขดแยงกบเงอนไข Inada condition จะไดวา lim ( ) ( ) 0k k f kf→∞ = และ ( )p m n gg = − + +

และเมอเทยบกบแบบจาลอง Solow model with pollution กาหนดใหมปจจยทน 2 ชนดคอ ปจจยทน

ทกอใหเกดผลผลต (productive/output generating capital, YK )และปจจยทนทใชในการลดมลพษแตไม

กอใหเกดผลผลต (abatement capital, aK ) แตสามารถลดการปลอยมลพษตอหนวยผลผลตทผลตได

(emissions per unit of output)

เขยนฟงกชนการผลตไดเปน

( , , )y aY F K K AL= , (6)

8

โดยททน (Stock of capital)แบงเปนทนทกอใหเกดผลผลต (productive capital) ซงเปนทนทกอใหเกดมลพษ

(pollution generating capital, YK ) และทนทใชในการลดมลพษ (abatement capital, aK ) และ AL=

effective labor หรอแรงงานทมประสทธภาพ

กาหนดให อตราการออมแบงออกจากปจจยทนทงสองชนด, ,y as s จะเขยนสมการ capital & pollution

accumulation equations ไดเปน

( ) ( )y y y yk s f k n g kδ= − + +

(7)

( ) ( )a a y ak s f k n g kδ= − + +

(8)

( ) ( ) ( )a yp k f k m n g pf= − + + (9)

lim ( ) 0, lim ( ) ( ) 0a ak a k a yk k f kf f→∞ →∞→ →

และสมมตใหผลผลตเฉลยของทนและผลผลตสวนเพมของทน (average & marginal product of capital) จะ

เขาใกล n gδ+ + เมอ k →∞

แบบจาลองนสามารถอธบาย transitional dynamics ของมลพษ เมอทน (stocks of capital) ลดลง

ซ ง สอดคลอง กบ Kuznets curve ซ ง เ ม อ k →∞ จ ะ ไ ด / ( )p p m gδ→ − + + และ

/ / ( )P P p p n g m= + + → −

และจะมคา critical value crk ททาให / ( )p p n g= − + และ / 0P P =

สาหรบ crk k= แตเมอเศรษฐกจเตบโตมากกวาระดบ critical value จะไดวามลพษจะลดลงและเทากบศนย

เราจะได / 0P P < เมอ crk k>

9

อยางไรกตาม แบบจาลอง Solow model มขอจากดทไมไดนาอรรถประโยชนทลดลง(disutility)ของ

มลพษมาพจารณา นอกจากนการเตบโตของมลพษจะเทากบตวแปรอนในระบบเศรษฐกจ ซงผลทไดแสดงวา

ดลยภาพในระยะยาวของมลพษ (equilibrium steady state pollution) อาจไมมในแบบจาลอง Solow model

และดลยภาพระยะยาวของมลพษ อาจมจรงถามการเปลยนแปลงโครงสรางการผลตหรอมปรมาณของการ

ปลอยมลพษ (flow of emission) เปนปจจยการผลตใน production function ดวย

ดงนนจงปรบแบบจาลอง Solow model โดยมมลพษอยในฟงกชนการผลตโดยกาหนดใหเทคโนโลย

เปนแบบ exogenous input augmenting technical progress และemissions, B, มอตราการเตบโตเทากบ b

( / )B B b= ความกาวหนาทางเทคโนโลยมอตราการเตบโตเทากบ g ( / )A A g= เขยนฟงกชนการผลตได

ดงน

( , , ), 0FY F K AL BZZ∂

= >∂

, (10)

โดยท ( , , )Y K BZF AL L L= และ Z= flow of emissions or emission standard

เขยนฟงกชนการผลตเปนหนวยตอประชากร (Production in per capita terms) ไดเปน

1 2 ( ) 3 1 3( ) ( ) ,a gt a b n t a t a ay k e e Z e k Zλ−= = 2 3 ( )a g a b nλ = + − (11)

จะได 2 3

1

( )1k y c

a g a b na

g g g g ξ + −= = = = =

−

10

ถา a3=0 จะไดวา flow of emission ไมมผลตออตราการเตบโตของรายไดและภายใตเงอนไขผลไดตอขนาด

คงท (constant return to scale) จะไดอตราการเจรญเตบโตของรายไดตอหวเทากบความกาวหนาของ

เทคโนโลย ( )gg = สามารถเขยน steady state of flow emission Z* ได และเลอกคา Z* ททาให 0P = ได

0 * ( )Z mP h P= − + (12)

และใชสมการนหาดลยภาพของ stock of pollution ทเปนฟงกชนของ steady state of economy และ

เนองจากดลยภาพระยะยาวของทนตอประชากร (steady state of ˆ*k ) ขนอยกบ emission of flow (Z) จงม

ความเชอมโยงโดยตรงกบนโยบายสงแวดลอม แมอรรถประโยชนทลดลงจากมลพษไมไดนามาพจารณาใน

แบบจาลอง Solow model น แตระดบของ emission (Z) ทสงสด จะถกกาหนดจากขอจากดของเทคโนโลย

(technological constraint) และสงผลสะทอนกลบตอการกาหนดอตราการเจรญเตบโต ณ ดลยภาพ (steady

state growth rates) ของตวแปรทสาคญ

นอกจากน Xepapadeas (2005) ไดเสนอแนวคด growth accounting กบสงแวดลอม จาก

แบบจาลอง Solow growth model โดยกาหนดใหฟงกชนการผลตประกอบดวยทน แรงงานและเทคโนโลย

และสมมตใหฟงกชนการผลตเปน Neoclassical production function และอตราการเจรญเตบโตของ

เทคโนโลย (rate of technological progress) เทากบ g สามารถเขยนสมการ growth accounting ไดดง

สมการท (13)

( , , )Y f A K L= (13)

A K LF A F K F LY A K LY Y A Y K Y L

= + +

(14)

11

K LF K F LY K LgY Y K Y L

= + +

(15)

การเจรญเตบโตทสงเกตเหนไดคอ ผลผลต ทนและแรงงาน ดงนน สวนตางของอตราการเจรญเตบโต

ผลผลตกบอตราการเจรญเตบโตทมาจากปจจยการผลตทนและแรงงาน คออตราการเจรญเตบโตของ

เทคโนโลย (rate of technological progress) จะเขยนไดเปน

A K LF A F K F LA Y K LgY A Y Y K Y L

= = − −

(16)

หรอถาฟงกชนการผลตเปน 1Y AK Lα α−= จะแสดงอตราการเจรญเตบโตของเทคโนโลยคอ

(1 )A Y K LgA Y K L

α α

= = − − −

(17)

และภายใตตลาดแขงขนสมบรณจะไดวา KF r= และ LF w= ในการประมาณคาความกาวหนา

ของเทคโนโลย หรอ Solow residual หรอผลตภาพการผลตรวม (Total factor productivity growth,TFP) เปน

ดงสมการ

ˆ (1 )K LY K L Y K Lg s sY K L Y K L

α α

= − − = − − −

(18)

โดย Ks และ Ls คอ factor shares of capital factor shares of labor และเมอนาสงแวดลอมหรอมลพษ

เขามาใน growth accounting โดย Dasgupta and Maler (2000) ซงมแนวคดวาปรมาณของสงแวดลอมหรอ

มลพษ เปนปจจยการผลตในฟงกชนการผลตดวย นนคอสะทอนผลของ growth accounting ดวย โดยมขอ

สมมตฐานวาถาไมมการบนทกหรอนาคณภาพสงแวดลอมหรอมลพษเขามาพจารณา และถามการใช

12

ทรพยากรมากขน การประมาณการอตราการเจรญเตบโตในระยะยาวจะสงเกนจรง โดยแนวคดนฟงกชนการ

ผลตจงม pollution augmenting technical change หรอความกาวหนาของเทคโนโลยทรวมการเพมขนของ

มลพษดวยเขยนสมการไดเปน

( , , )Y F K AL Z= (19)

สามารถจดรปเปนgrowth accounting equation เปน

K A L ZF K F A F L F ZY K A L ZY Y K Y A Y L Y Z

= + + +

(20)

A K L ZZ

F A F K F L F ZA Y K L ZgY A Y Y K Y L Y Z

= = − − −

(21)

นนคอ อตราความกาวหนาของเทคโนโลยกรณทรวมผลของมลพษในการผลตจะตากวาจะได optimal

emission tax เทากบ ( )( )( , )c

ttU c P

λt −= โดยท ( )tλ คอ shadow cost of pollution stock ดงนน การ

ประมาณคาความกาวหนาของเทคโนโลยทรวมมลพษในปจจยการผลต หรอ Solow residual หรอ Total

factor productivity growth (TFP) ใหมเปนดงสมการ

ˆZ K L ZY K L Zg s s sY K L Z

= − − −

(22)

โดยท Zs = share of optimal environmental taxes in total output

สมการขางตน จะไดวาระบบเศรษฐกจถกหกดวยมลพษทเพมขนจากการผลตผลผลตมากขน ความเสยหายท

เพมขนนเทากบ / qλ− โดยท q = อตถะประโยชนสวนเพม (marginal utility) ทตระหนกจากการผลตททาให

13

เกดการสะสมของมลพษ สมการขางบนนจะใชในการประมาณคาความกาวหนาทางเทคโนโลยและความ

เสยหายของมลพษ อยางไรกตาม ถาระบบเศรษฐกจไมมนโยบายในการลดปรมาณมลพษหรอนโยบายไม

เหมาะสม (no optimal environmental policy) นนคอ อตราภาษมลพษนอยกวาอตราภาษทเหมาะสม หรอ

0 t t≤ < จะทาใหการประมาณคาผลตภาพการผลตรวม (TFP) สงกวาคาทเหมาะสม ซงเขยนสมการไดเปน

Z K L ZY K L Zg s s sY K L Z

= − − −

, (23)

โดยท ˆZ Zg g> และ Zs = share of environmental taxes actually paid in total output

สวนตางของ TFP ของกรณมนโยบายเหมาะสม (optimal environmental policy) กบกรณมนโยบายไม

เหมาะสม (no-optimal environmental policy) เขยนเปนสมการไดเปน

ˆ ( ) ( ) ( )Z Z K K L L Z ZK L Zg g s s s s s sK L Z

− = − − − − − −

(24)

โดยสรปไดวานโยบายสงแวดลอมทไมเหมาะสม จะทาใหการประมาณคาผลตภาพการผลตรวม (TFP)

เบยงเบนไปจากผลตภาพการผลตรวมคาจรง โดยการศกษาเชงประจกษจะทาการประมาณคาสมการ (23)

สวน residual จรง ˆZg จะไดจาก intercept ของ regression และคา coefficient ของอตราการเจรญเตบโต

ของปจจยการผลตแสดงถงการเบยงเบนของสดสวนการใชสวนผสมของปจจยการผลตทเหมาะสม (optimal

shares) จากสดสวนการใชสวนผสมของปจจยการผลตทเกดขนจรง (actual shares) ดงนน ในการประมาณ

คาสดสวนของมลพษในปจจยการผลต (pollution share) จะใชการประมาณคาโดยวธทางเศรษฐมต ซงเปน

หนงในวธในการหา อยางไรกตาม ขอจากดจากวธนคอ ตวแปรทงทางซายและขวามออาจมความสมพนธใน

ทงสองทศทาง (Barro (1999))

14

3. ผลการศกษาเชงประจกษความสมพนธของมลพษตอการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ

ศกษาสมพนธระหวางมลพษทเปนหนงในปจจยการผลต(pollution share of input) ตอผลผลต และศกษา

ความสมพนธของการเตบโตของมลพษ (pollution share of input growth) ตออตราการเจรญเตบโตทาง

เศรษฐกจในระยะยาว(growth accounting) โดยแบงออกเปน 3 กรณคอ ประเทศไทย กลมประเทศอาเซยน

(AEC) ยกเวนประเทศเมยนมาร และกลมประเทศ OECD โดยศกษาชวงป 1990-2008

3.1 กรณศกษาประเทศไทย

3.1.1 ทดสอบสดสวนของมลพษในปจจยการผลต

ตวแปรทใชศกษา Gross domestic product, gross fixed capital formation ซงทงสองตวแปรราคาคงท

ป 2000 และ labor force สวนมลพษใช CO2 emissionหนวยเปนตนโดยประมาณการ factor shares of

output และ factor shares of output growth และประมาณการโดยวธ OLS ผลทไดแสดงดงสมการ

LGDPt= 0.854304 + 0.5345102***LCO2t + 0.1545718***LGFCt+ 0.8299894***LLFt (25)

(2.782384) (.0373375) (.0249931) (.1661772)

R2=0.9896 adj R2=0.09876 D.W.= 1.039365

คาในวงเลบคอ standard error และ ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01

อยางไรกตามเมอทดสอบพบปญหา serial correlation ทาใหตองใช Cochrane-Orcutt regression เพอ

แกไขปญหา serial correlation ไดสมการดงน

15

LGDPt= 1.088951+ 0.5259121***LCO2t + 0.1349211***LGFCt+ 0.8502332***LLFt (26)

(4.277772) (.0361544) (.0274444) (.2548994)

R2=0.9999D.W.(transformed)= 1.384421

คาในวงเลบคอ standard error และ ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01

จากสมการจะไดวาถาเรานามลพษมาอยในฟงกชนการผลตจะไดวาผลรวมของ pollution share of

output และcapital share of output เทากบ 0.6618 ขณะท labor share of output เทากบ 0.8502 เมอ

เปรยบเทยบกบการประมาณการของสภาพฒนาเศรษฐกจและสงคมแหงชาต ชวงป 1993-2002 มคา capital

share of output เทากบ 0.64และ labor share เทากบ 0.36 และ Chuenchoksan and Nakornthab (2008)

ประมาณการคา capital shares ในชวงป 1997-1999 เทากบ 0.43 และlabor share เทากบ 0.62

อยางไรกตาม เมอเปรยบเทยบกบทกประเทศในสหประชาชาต ชวงป 1990-1992 มคา labor share เทากบ

0.472 และในกรณทรวมการทางานดวยตวเอง (self-employed) จะมคาเทากบ 0.654 (Gollin (2002)) และ

จากผลการศกษานเมอรวมมลพษหรอทรพยากรใชในการผลตทกอใหเกดมลพษจะพบวาสดสวนของปจจยการ

ผลตทกอใหเกดมลพษคดเปน 0.53 ของการผลตทงหมด

3.1.2 ประมาณคา factor shares of output growth หรอ growth accounting

โดยพจารณาคาสมประสทธ (coefficient) ของอตราการเปลยนแปลงของปจจยการผลตคอ ทน

แรงงาน และปรมาณ CO2 ผลการประมาณคาเปนดงสมการ

DLGDPt= 0.0386767 + 0.1340396*DLCO2t + 0.219716***DLGFCt - 0.4646439**DLLFt (27)

(.0053851) (.0630449) (.0240174) (.2169641)

16

R2=0.9544D.W.= 2.152201

คาในวงเลบคอ standard error และ * หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.1 ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01

และทดสอบ Autocorrelation โดยวธ Durbin's alternative test for autocorrelationและ Breusch-

Godfrey LM test for autocorrelation มคา chi-squares เทากบ 0.475 และ 0.634 ตามลาดบ ซงคา critical

value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 3.84 จงไมสามารถปฏเสธสมมตฐานไมม autocorrelation ได ซงเมอ

พจารณา factor shares to output growth จะพบวาปรมาณ CO2 และทนมผลตอการเจรญเตบโตทาง

เศรษฐกจ (percent contribution to total growth) เทากบ 13.40 % และ 21.97% ตามลาดบ อยางไรกตาม

แรงงานกลบสงผลตรงกนขามทาใหการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจลดลง 46.46% สวนอตราการเตบโตของผลต

ภาพการผลตรวม (TFP growth) เทากบ 3.86% เปรยบเทยบงานศกษาของสภาพฒนาเศรษฐกจและสงคม

แหงชาตระหวางป 1980-2002, Sarel (1997), Tinakorn and Sussangkarn(1998), Bosworth and

Collins(2003), Warr(2007) และ Chuenchoksan and Nakornthab (2008) พบวาผลกระทบของทนตอการ

เจรญเตบโตทางเศรษฐกจลดลงเรอยๆ ขณะทผลตภาพการผลตรวมทมผลตอการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ

(contribution of TFP to real output growth) มความแตกตางกนมากดงแสดงในตารางท 1

ผลจากการศกษาสดสวนของมลพษตอการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ (pollution shares to output

growth) จะสามารถคานวณคาสมประสทธของภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (share of optimal

environmental taxes, ˆZs ) และจากความสมพนธระหวาง shadow cost of pollution shares ( )λ และ

อรรถประโยชนสวนเพมจากการผลตทกอใหเกดการสะสมของมลพษ ( )q จะทาใหสามารถประมาณการคา

ภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal environmental taxes) ไดเทากบ / qt λ= −

17

เขยนความสมพนธไดคอ ZZ s

Yt

= และจากการประมาณคาจะได ZZ s

Yt

=

และประมาณคา

ภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal environmental taxes,t ) เทากบ 85,198.23 ดอลลารสหรฐ ณ ราคา

คงท ป 2000 หรอเทากบ 0.00137 ดอลลารสหรฐตอประชากร ณ ราคาคงท ป 2000 ซงจากการประมาณ

คาตงแตป 1990-2008 พบวาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal environmental taxes) มแนวโนมลดลง

เนองจากปรมาณการปลอย CO2 ของประเทศไทยมแนวโนมลดลง

ตารางท 1 Thailand Aggregate Growth Accounting: Percent contribution to total growth (%)

ชวงเวลา Contribution of

capital

Contribution of

labor

Contribution of

TFP

สภาพฒนฯ 1980-2002 85.9 11.1 2.5

Tinakorn and Sussangkarn(1998) 1980-1995 61.7 22.2 15.6

Sarel (1997) 1991-1996 50.0 15.0 35.0

Warr (2007) 1980-2002 70.6 19.3 10.0

Bosworth and Collins(2003) 1999-2004 52.0 30.0 16.0

Chuenchoksan and Nakornthab (2008) 2000-2007 15.0 32.0 53.0

งานศกษาน 1990-2008 35.37 -36.4 3.8

18

3.2 กรณศกษากลมประเทศอาเซยน (AEC)


กลมประเทศอาเซยน (AEC) จะไมรวมประเทศเมยนมารเนองจากขอมลไมครบถวน กรณแรกทาการ

ประมาณคา factor shares of output โดยใชแบบจาลอง Panel data analysis ตวแปรทใชอยในรป

logarithm โดยจะประมาณการแบบจาลอง Pooled OLS เปรยบเทยบกบวธกาลงสองนอยทสดทมตวแปรหน

(Least squared dummy variables: LSDV) โดยใชการทดสอบ LM test หลงจากนนจะเปรยบเทยบ Fixed

Effects model กบ Random Effects model และทดสอบแบบจาลองทเหมาะสมโดยใช Hausman test

ผลทไดเปรยบเทยบการประมาณคาแบงตามลกษณะของแบบจาลองคอ Pooled OLS, LSDV, Fixed Effects

และ Random Effects model ดงแสดงในตารางท 2

เมอทดสอบความเหมาะสมของแบบจาลองระหวาง Pooled OLS กบ LSDV ไดคา F-statistics เทากบ

337.56และคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 1.94 สรปไดวาแบบจาลอง LSDVเหมาะสม

กวา Pooled OLS นนคอ แบบจาลองทแสดงลกษณะความแตกตางของกลมประเทศเหมาะสมกวา งานศกษา

นจะวเคราะหเปรยบเทยบแบบจาลองทเหมาะสมระหวาง Fixed Effects model และ Random Effects

model

19

ตารางท 2:เปรยบเทยบแบบจาลอง factor shares of output ของกลมประเทศอาเซยน (AEC)

ตวแปรตาม

lnGDP

แบบจาลอง

Pooled OLSa


LSDV/Areg


Fixed Effectsa


Random Effectsa

Constant 16.74788***

(.6692207)

-8.631206***

(1.179121)

-8.631206*

(4.037981)

3.722735

(5.241581)

ln CO2 .8425035***

(.0233497)

.1207324***

(.0230021)

.1207324

(.0659947)

.2997552***

(.1007798)

ln GFC .0238888

(.0155318)

-.0060517

(.0235314)

-.0060517

(.0615001)

.0760336

(.0480433)

ln LF -.1096149***

(.0404208)

1.948677***

(.0899787)

1.948677***

(.2935181)

.9791869***

(.3511784)

observation 143 143 143 143

R2 0.9521 0.9978 0.9271b 0.8697b

หมายเหต: ตวเลขในวงเลบคอ standard error, aRobust standard error ,b R-square within,

*หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.1 **หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.05 ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01

การทดสอบแบบจาลอง Fixed Effects วามความไมเปนอสระตอกนระหวางขอมลของแตละประเทศ

หรอไม (cross-sectional dependence) โดยวธ Pesaran CD test ไดคา Pesaran’s test of cross sectional

independence เทากบ 4.632 คดเปนคา P-value เทากบ 0.00 สรปไดวาเกดปญหาความไมเปนอสระตอ

กนในกลมประเทศ (cross-sectional dependence) และเมอทดสอบ Modified Wald test for Groupwise

heteroskedasticity ไดคา chi-square(9)= 742.44 โดยคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ

16.92 สรปไดวาเกดปญหา Groupwise Heteroskedasticity ในแบบจาลอง Fixed Effects

ดงนน จงไดประมาณคาแบบจาลอง Random effects และทดสอบ Breusch and Pagan

Lagrangian multiplier test for random effects ได chi-square(1)= 319.91โดยคา critical value ณ ระดบ

20

นยสาคญ 0.05 เทากบ 3.84 สรปไดวา แบบจาลอง Random Effects เหมาะสมกวา Pooled OLS

อยางไรกตาม เมอทาการทดสอบ Hausman test พบปญหาคอ คานวณคา chi-square นอยกวาศนยหรอ

แบบจาลองไมไดเปนไปตามสมมตฐานของ Hausman test คอ asymptotic assumption อยางไรกตาม

จากปญหา Groupwise Heteroskedasticity จงควรพจารณาแบบจาลอง Random Effects ท error มความ

แตกตางกนในแตละประเทศ

และเมอพจารณาคาสมประสทธของ factor shares of output พบวาผลรวมของสดสวนมลพษในปจจย

การผลต (pollution shares of output) และสดสวนของทน (capital shares of output) เทากบ 0.3757 โดย

มขอสมมตวาทรพยากรทกอใหเกดมลพษเปนสวนหนงของปจจยทน


ทาการประมาณคา factor shares of output growth หรอ growth accounting ซงจะพจารณาคา

สมประสทธ (coefficient) ของอตราการเปลยนแปลงของปจจยการผลตคอ ทน แรงงาน และปรมาณ CO2 ผล

การประมาณคาเปนดงตาราง 3 แลวทาการทดสอบความเหมาะสมของแบบจาลองระหวาง Pooled OLS กบ

LSDV ไดคา F-statistics เทากบ 4.37และคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 1.94

สรปไดวาแบบจาลอง LSDVเหมาะสมกวา Pooled OLS ตอมาจงวเคราะหเปรยบเทยบแบบจาลองท

เหมาะสมระหวาง Fixed Effects model และ Random Effects model


หรอไม (cross-sectional dependence) โดยวธ Pesaran CD test ไดคา Pesaran’s test of cross sectional

independence เทากบ 8.435 คดเปนคา P-value เทากบ 0.00 จงสรปไดวาเกดปญหาความไมเปนอสระตอ

กนในกลมประเทศและเมอทดสอบ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity ไดคา

21

chi-square(9)= 713.45 โดยคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 16.92 สรปไดวาเกดปญหา

Groupwise Heteroskedasticity ในแบบจาลอง Fixed Effects

ดงนน จงไดประมาณคาแบบจาลอง Random effects และทดสอบ Breusch and Pagan

Lagrangian multiplier test for random effects ไดคา chi-square(1) = 10.55 โดยคา critical value ระดบ

นยสาคญ 0.05 เทากบ 3.84 เปรยบเทยบกบแบบจาลอง Pooled OLS สรปไดวา Random effects model

เหมาะสมกวาและเมอทดสอบระหวางแบบจาลอง Fixed effects และ Random effects โดยวธ Hausman

test ไดคา chi-square(3)= 6.36 โดยคา critical value ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 7.81 จงไมสามารถ

ปฏเสธสมมตฐานวา ความแตกตางของสมประสทธไมเปน systematic สรปไดวาแบบจาลอง Random

Effects เหมาะสมกวา

และเมอพจารณาคาสมประสทธของ factor shares of output growth พบวา factor shares of

output growth ทกปจจยการผลตไมมนยสาคญตอการเจรญเตบโตในระยะยาว แตเมอพจารณาเครองหมาย

พบวาการเพมขนของปรมาณ CO2 สงผลบวกตออตราการเจรญเตบโตในระยะยาว (growth accounting)

4.81 % ขณะทอตราการเจรญเตบโตของผลตภาพการผลตรวม (TFP growth) มผลตออตราการเจรญเตบโต

ในระยะยาว เทากบ 5.31%

22

ตารางท 3 เปรยบเทยบcontribution of factor shares to output growth ของกลมประเทศอาเซยน (AEC)


dlnGDP


Pooled OLSa


LSDV/Areg


Fixed Effectsa


Random Effectsa

Constant .0496761***

(.0074755)

.0570947***

(.0064092)

.0570947***

(.0044825)

.0531654***

(.0073236)

dln CO2 .0551144

(.0344052)

.0488501**

(.0196484)

.0488501

(.0423611)

.0481523

(.0401691)

dln GFC -.0202258

(.0208789)

-.004169

(.0179743)

-.004169

(.0214069)

-.0081243

(.0214342)

dln LF .1218015

(.2298662)

-.2098759

(.2367124)

-.2098759

(.1754688)

-.1406119

(.1784519)


R2 0.0634 0.2732 0.0532b 0.0521b



3.3 กรณศกษากลมประเทศ OECD


โดยทาการประมาณคา factor shares of output โดยใชการวเคราะหPanel data analysis ตวแปรทใชอย

ในรปlog โดยจะประมาณการแบบจาลอง Pooled OLS เปรยบเทยบกบวธกาลงสองนอยทสดทมตวแปรหน

(Least squared dummy variables: LSDV) โดยใชการทดสอบ LM test หลงจากนนจะเปรยบเทยบ Fixed

Effects model กบ Random Effects model และทดสอบแบบจาลองทเหมาะสมโดยใช Hausman test โดย

23

ตารางท 4 เปรยบเทยบการประมาณคาแบงตามลกษณะของแบบจาลองคอ Pooled OLS, LSDV, Fixed

Effects และ Random Effects model

เมอทดสอบความเหมาะสมของแบบจาลองระหวาง Pooled OLS กบ LSDV ไดคา F-statistics เทากบ

177.53และคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 1.94 สรปไดวาแบบจาลอง LSDVเหมาะสม

กวา Pooled OLS นนคอ แบบจาลองทแสดงลกษณะความแตกตางของกลมประเทศเหมาะสมกวา โดยจะ

วเคราะหเปรยบเทยบแบบจาลองทเหมาะสมระหวาง Fixed Effects model และ Random Effects model

ตอไป

ตอมาทดสอบความไม เ ปน อสระตอกนระหวาง ขอมลของแตละประเทศ (cross-sectional

dependence) โดยวธ PesaranCD test ไดคา Pesaran’s test of cross sectional independence

เทากบ 12.425 คดเปนคา P-value เทากบ 0.00 สรปไดวาเกดปญหาความไมเปนอสระตอกนในกลม

ประเทศ และเมอทดสอบ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity ไดคา chi-square(34)

= 3411.24 โดยคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 43.77 สรปไดวาเกดปญหา Groupwise

Heteroskedasticity ในแบบจาลอง Fixed Effects ดงนน จงไดประมาณคาแบบจาลอง Random effects

และทดสอบ Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ไดคา chi-square(1)

= 1982.61 โดยคา critical value ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 3.84 เปรยบเทยบกบแบบจาลอง Pooled

OLS สรปไดวา Random effects model เหมาะสมกวา จากนนทดสอบ Hausman test พบวามเครองหมาย

เปนลบ จงไมสามารถทดสอบความเหมาะสมของแบบจาลอง Fixed Effects และ Random Effects อยางไรก

ตาม ปญหาGroupwise Heteroskedasticity แสดงถง errors ทตางกนในแตละประเทศ ซงเหมาะสมกบ

แบบจาลอง Random Effects

24

จากตารางท 4 เมอพจารณาคาสมประสทธของ factor shares of output พบวาผลรวมของ pollution

shares of output และcapital shares of output เทากบ 0.6163 โดยมขอสมมตวาทรพยากรทกอใหเกด

มลพษเปนสวนหนงของปจจยทน อยางไรกตาม pollution shares ไมมนยสาคญทางสถตและ labor shares

of output เทากบ 0.4021 ผลรวมของ factor shares มคามากกวาหนง อาจถงฟงกชนการผลตเปนลกษณะ

increasing return to scale

ตารางท 4: เปรยบเทยบแบบจาลอง factor shares of output ของกลมประเทศOECD


lnGDP


Pooled OLSa


LSDV/Areg


Fixed Effectsa


Random Effectsa

Constant 1.335916***

(.2080643)

2.968834***

(.6123606)

2.968834

(1.850033)

5.202799***

(.7083128)

ln CO2 -.0056931

(.0193769)

.0182587

(.0266834)

.0182587

(.0864451)

.0442741

(.0767599)

ln GFC .9960108***

(.0134782)

.5089148***

(.0135941)

.5089148***

(.0364299)

.5720803 ***

(.0275625)

ln LF .0232607

(.0149127)

.6630738 ***

(.0561085)

.6630738 ***

(.2935181)

.402185***

(.088764)


R2 0.9867 0.9988 0.8914b 0.8914b



25


ประมาณคา factor shares of output growth หรอ growth accounting ซงจะพจารณาคาสมประสทธ

(coefficient) ของอตราการเปลยนแปลงของปจจยการผลตคอ ทน แรงงาน และปรมาณ CO2 ผลการ

ประมาณคาเปนดงตาราง 5 แลวทาการทดสอบความเหมาะสมของแบบจาลองระหวาง Pooled OLS กบ

LSDV ไดคา F-statistics เทากบ 4.276และคา critical value ณ ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 1.94 สรปได

วาแบบจาลอง LSDV เหมาะสมกวา Pooled OLS ตอมาจงวเคราะหเปรยบเทยบแบบจาลองทเหมาะสม

ระหวาง Fixed Effects model และ Random Effects model

ตารางท 5:เปรยบเทยบcontribution of factor shares to output growth ของกลมประเทศOECD


dlnGDP


Pooled OLSa


LSDV/Areg


Fixed Effectsa


Random Effectsa

Constant .0183124***

(.0010614)

.0194828***

(.0008867)

.0194828***

(.0011168)

.0193215 ***

(.0016148)

dln CO2 .0339663***

(.0120397)

.0291457***

(.0109208)

.0291457**

(.0115769)

.0305296**

(.0122509)

dln GFC .2436805***

(.0122291)

.2306362***

(.0086018)

.2306362***

(.0213417)

.2347752 ***

(.0212687)

dln LF .1829644***

(.0595749)

.1187915**

(.0544922)

.1187915

(.0769597)

.1443448*

(.0741937)


R2 0.5845 .6697 .5862b 0.5860b



26


หรอไม (cross-sectional dependence) โดยวธ Pesaran CD test ไดคา Pesaran’s test of cross

sectional independence เทากบ 20.497 คดเปนคา P-value เทากบ 0.00 สรปไดวาเกดปญหาความไมเปน

อสระตอกนในกลมประเทศ (no cross-sectional dependence) และเมอทดสอบ Modified Wald test for

groupwise heteroskedasticity ไดคา chi-square(34)= 2229.90 โดยคา critical value ณ ระดบนยสาคญ

0.05 เทากบ 43.77 สรปไดวาเกดปญหา Groupwise Heteroskedasticity ในแบบจาลอง Fixed Effects

ดงนน จงไดประมาณคาแบบจาลอง Random effects และทดสอบ Breusch and Pagan Lagrangian

multiplier test for random effects เพอเปรยบเทยบ Random effects model กบ Pooled OLS ไดคา

chi-square(1) เทากบ 96.34 โดยคา critical value ระดบนยสาคญ 0.05 เทากบ 3.84 จงสรปไดวา

Random effects model เหมาะสมกวา และเมอทดสอบระหวางแบบจาลอง Fixed effects และ Random

effects โดยวธ Hausman test ไดคา chi-square (3)เทากบ 29.20 โดยคา critical value ณ ระดบนยสาคญ

0.05 เทากบ 7.81 จงสามารถปฏเสธสมมตฐานหลกคอ สวนตางของคาสมประสทธไมใช systematic

(difference in coefficients not systematic) หรอแบบจาลอง Fixed effects มความเหมาะสมกวาโดยใส

robust standard error ในการประมาณคา ผลทไดแสดงดงตาราง 5

จากแบบจาลอง Random Effects เมอพจารณาคาสมประสทธของ factor shares of output growth

พบวาทกปจจยการผลตมนยสาคญตอการเจรญเตบโตในระยะยาว ปรมาณ CO2 สงผลตออตราการ

เจรญเตบโตในระยะยาว (growth accounting) เทากบ 2.91% สวนทนและแรงงานสงผลตออตราการ

เจรญเตบโตในระยะยาวเทากบ 23.06% และ11.87% ตามลาดบ สวน TFP growth เทากบ 1.94%

27

จากคาสมประสทธของสดสวนของภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (share of optimal environmental

taxes, Zs ) และความสมพนธระหวาง shadow cost of pollution shares ( )λ และอรรถประโยชนสวนเพม

จากการผลตทกอใหเกดการสะสมของมลพษ ( )q จะทาใหสามารถประมาณการคาภาษสงแวดลอมท

เหมาะสม (optimal environmental taxes) ไดเทากบ / qt λ= − เขยนความสมพนธไดคอ / ZZ Y st =

และจากการประมาณคาจะได / ZZ Y st = และประมาณการคาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal

environmental taxes,t ) โดยมหนวยดอลลารสหรฐ ณ ราคาคงทป 2000 ระหวางป 1990-2008 ของแตละ

ประเทศในกลมประเทศ OECD ดงตาราง 6

28

ตารางท 6: ประมาณคา optimal environmental taxes เฉลยของกลมประเทศ OECD

ประเทศ

Optimal tax

(constant

2000US$)

Optimal tax per

capita

(constant

2000US$)

ประเทศ

Optimal tax

(constant

2000US$)

Optimal tax per

capita

(constant

2000US$)

ออสเตรเลย 34,893.58 0.00183 ญป น 115,438.96 0.00091

ออสเตรย 82,911.57 0.01032 เกาหลใต 36,999.95 0.00080

เบลเยยม 58,479.70 0.00568 ลกแซมเบรก 58,025.48 0.13319

แคนาดา 39,665.21 0.00130 เมกซโก 41,144.38 0.00042

ชล 39,664.91 0.00263 เนเธอรแลนด 61,284.19 0.00387

สาธารณรฐเชค 14,542.17 0.00141 นวซแลนด 48,929.43 0.01274

เดนมารก 83,629.16 0.01569 นอรเวย 124,195.85 0.02780

เอสทวเนย 11,022.05 0.00809 โปแลนด 14,701.89 0.00038

ฟนแลนด 58,859.59 0.01139 โปรตเกส 56,017.80 0.00547

ฝรงเศส 96,535.40 0.00158 สโลวาเกย 22,595.67 0.00420

เยอรมนน 62,787.18 0.00077 สโลวาเนย 38,934.25 0.01950

กรซ 41,811.54 0.00387 สเปน 57,157.32 0.00140

ฮงการ 23,479.84 0.00230 สวเดน 132,300.98 0.01486

ไอซแลนด 117,494.72 0.41652 สวสเซอรแลนด 175,074.77 0.02434

ไอรแลนด 79,747.97 0.01942 ตรก 37,421.15 0.00060

อสราเอล 64,394.24 0.01054 สหราชอาณาจกร 75,286.83 0.00127

อตาล 70,258.52 0.00122 สหรฐอเมรกา 50,677.20 0.00018

29

4. สรปและขอเสนอแนะ

ในการศกษาเชงประจกษผลกระทบของคณภาพสงแวดลอมตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจใน

ระยะยาว (growth accounting) โดยวธการกาลงสองนอยทสด ศกษา 3 กรณคอ ประเทศไทย กลมประเทศ

อาเซยน(AEC) และกลมประเทศ OECD แบงออกเปน ศกษาสมพนธระหวางมลพษทเปนหนงในปจจยการ

ผลต(pollution share of input)ตอผลผลต และศกษาความสมพนธของการเตบโตของมลพษ (pollution share

of input growth ตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในระยะยาว (growth accounting) กรณประเทศไทย

พบวา pollution share of output เทากบ 0.52 และ contribution of pollution growth to output growth

เทากบ 13.4% และประมาณคาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal environmental taxes,t ) ไดเทากบ

85,198.23 ดอลลารสหรฐ ณ ราคาคงทป 2000 หรอเทากบ 0.001374 ดอลลารสหรฐตอประชากร ณ ราคา

คงทป 2000 ซงจากการประมาณคาตงแตป 1990-2008 ภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal

environmental taxes) มแนวโนมลดลง เนองจากปรมาณการปลอย CO2 ของประเทศไทยมแนวโนมลดลง

สวนกรณกลมประเทศอาเซยน (AEC) โดยไมรวมประเทศเมยนมาร พบวาสดสวนของมลพษทเปนหนงใน

ปจจยการผลตตอผลผลต (pollution share of output เทากบ 0.29 ขณะทการเตบโตของมลพษไมมนยสาคญ

ทางสถตตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ และเมอเปรยบเทยบกลมประเทศ OECD พบวา สดสวนของ

มลพษทเปนหนงในปจจยการผลตตอผลผลต (pollution share of output) ไมมนยสาคญทางสถตในการ

อธบายผลผลต ขณะทการเตบโตของมลพษตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ (contribution of pollution

growth to output growth) เทากบ 2.91% และประมาณคาภาษสงแวดลอมทเหมาะสม (optimal

environmental taxes,t ) ไดแตกตางกนในแตละประเทศ ขนอยกบปรมาณกาซคารบอนไดออกไซดทปลอย

อยางไรกตาม การประมาณคาอตราภาษนเปนการประมาณจากฟงกชนการผลตทมปจจยทนและแรงงาน

30

ดงนน อตราภาษสงแวดลอมจงอาจมการเปลยนแปลงไดถามการเพมปจจยการผลตทสาคญในฟงกชนการ

ผลต ไดแก คณภาพของแรงงาน การศกษาของประชากรทแสดงถงทนมนษย (human capital), ทดน หรอ ตว

แปรมลพษอนทสาคญ เปนตน นอกจากน ถามการประมาณการฟงกชนการผลตแยกตามภาคการผลต และ

ปรมาณมลพษทปลอยแยกตามภาคการผลต จะยงทาใหไดสดสวนของมลพษตอผลผลต และความสมพนธ

ของการเตบโตของมลพษตออตราการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจ เพอใชในการประมาณคาอตราภาษท

เหมาะสมทจะเกบในแตละภาคการผลตได

31

บรรณานกรม

Acemoglu D., P.Aghion, L. Bursztyz and D. Hemous (2012), “The environment and Directed

Technical Change,” American Economic Review 102(1),131-166.

Aghion P. and P. Howitt (1998), Endogenous Growth Theory, MIT Press,Cambridge,MA.

Andreoni, J.and A.Levinson (2001), “The simple analytics of the environmental Kuznets curve,”

Journal of Public Economics 80,269-286.

Barro, R. (1999), “Notes on growth accounting,” Journal of Economic Growth 4,119-137.

Barro, R. and X. Sala-i-Martin (2004), Economic Growth, MIT press, Cambridge, M.A.

Bosworth, B. and S. M. Collins (2003), “The Empirics of Growth: An Update,” Brookings

Papers on Economic Activity1.

Bovenberg, A.L. and S. Smulders (1995), “Environmental quality and pollution-augmenting

technical change in a two-sector endogenous growth model,” Journal of Public Economics

57, 369-391.

Byrne, M. M. (1997), “Is growth a dirty word? Pollution, abatement and endogenous growth,”

Journal of Development Economics 54(2),261-284.

Chuenchoksan, S. and D. Nakornthab (2008), “Past, present, and prospects for Thailand’s growth:

a labor market perspective,” Bank of Thailand discussion paperno.6.

Dasgupta, P.S. and G.M. Heal(1974), “The optimal depletion of exhaustible resource.”In:

Symposium on the Economics of Exhaustible, Resources,Review of Economic Studies,

3-28.

Dasgupta, P.S. and K-G.Maler(2000), “Net national product, wealth and social well-being”.

Environment and Development Economics 5,69-93.

Gollin, D. (2002), “Getting income shares right,”Journal of Political Economy 110(21), 458-474.

Greene, W. (2008), Econometric Analysis. Pearson Prentice Hall,Upper Saddle River,New Jersey.

Grimaud, A. (1999), “Pollution permits and sustainable growth in a Schumpeterian model,”Journal

of Environmental Economics and Management 38, 249-266.

Grimaud A. and L.Rouge (2003), “Non-renewable resources and growth with vertical innovations:

32

optimum, equilibrium and economic policies,” Journal of Environmental Economics and

Management45,433-453.

Grimaud, A. and L. Rouge (2005),“Polluting non-renewable resources, innovation and growth:

welfare and environmental policy,” Resource and Energy Economics 27,109-129.

John, A. and R. Pecchenino (1994),“An overlapping generations model of growth and the

Environment,” Economic Journal 104, 1393-1410.

Jones, C.I. (2002), Introduction to Economic Growth, W.W.Norton& Company, New York.

Prieur, F. (2009), “The environmental Kuznets curve in a world of irreversibility,”Economic Theory

40(1),57-90.

Sarel, M. (1997), “Growth and Productivity in ASEAN Countries,” IMF Working Papers 97/97.

Scholz, C.M. and G. Ziemes (1999), “Exhaustible resources, monopolistic competition and

endogenous growth,” Environmental and Resource Economics 13, 169-185.

Schou, P. (2000), “Polluting non-renewable resources and growth,” Environmental and Resource

Economics 16,211-227.

Smulders, S. and R. Gradus (1996), “Pollution abatement and long-term growth,” European

Journal of Political Economy 12, 505-532.

Solow, R. (1974), “The economics of resources or the resources of economics,” American

Economic Review 64,1-14.

Stern, D. I. (2004),“The rise and fall of the environmental Kuznets curve,”World Development

32(8), 1419-1439.

Tinakorn, P. and C. Sussangkarn (1996), “Total Factor Productivity Growth in Thailand: 1980-95,”

research reportsubmitted to the National Economic and Social Development Board.

Tinakorn, P. and C. Sussangkarn (1998), “Total Factor Productivity Growth in Thailand: 1980-95,”

research report submitted to the National Economic and Social Development Board.

Warr, P. (2007), “Long-term Economic Performance in Thailand,” ASEAN Economic Bulletin

24(7),138-63.

Weil,D.N. (2005), Economic Growth, Pearson Addison Wesley, New York.

Wooldridge, J.M. (2006),Introductory Econometrics: A modern approach, Thomson South-

Western,Mason,OH.

33

Xepapadeas, A. (2005), “Economic growth and the environment”, In: Maler, K-G, Vincent, J.R.

(Eds), Handbook of Environmental Economics, vol 3.North-Holland, Amsterdam.

(growth accounting) : ศึกษากรณ ีประเทศ ไทย กล ......1...

Documents

Transcript of (growth accounting) : ศึกษากรณ ีประเทศ ไทย กล ......1...