Download - (growth accounting) : ศึกษากรณ ีประเทศ ไทย กล ......1 ผลกระทบของค ณภาพส งแวดล อมต ออ ตราการเจร
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
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)
3.2.1 ทดสอบสดสวนของมลพษในปจจยการผลต
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
แบบจาลอง
LSDV/Areg
แบบจาลอง
Fixed Effectsa
แบบจาลอง
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
3.2.2 ประมาณคา factor shares of output growth หรอ growth accounting
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
การทดสอบแบบจาลอง Fixed Effects วามความไมเปนอสระตอกนระหวางขอมลของแตละประเทศ
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)
ตวแปรตาม
dlnGDP
แบบจาลอง
Pooled OLSa
แบบจาลอง
LSDV/Areg
แบบจาลอง
Fixed Effectsa
แบบจาลอง
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)
observation 134 134 134 134
R2 0.0634 0.2732 0.0532b 0.0521b
หมายเหต: ตวเลขในวงเลบคอ standard error, aRobust standard error ,b R-square within,
*หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.1 **หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.05 ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01
3.3 กรณศกษากลมประเทศ OECD
3.3.1 ทดสอบสดสวนของมลพษในปจจยการผลต
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
ตวแปรตาม
lnGDP
แบบจาลอง
Pooled OLSa
แบบจาลอง
LSDV/Areg
แบบจาลอง
Fixed Effectsa
แบบจาลอง
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)
observation 619 619 619 619
R2 0.9867 0.9988 0.8914b 0.8914b
หมายเหต: ตวเลขในวงเลบคอ standard error, aRobust standard error ,b R-square within,
*หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.1 **หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.05 ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01
25
3.3.2 ประมาณคา factor shares of output growth หรอ growth accounting
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
ตวแปรตาม
dlnGDP
แบบจาลอง
Pooled OLSa
แบบจาลอง
LSDV/Areg
แบบจาลอง
Fixed Effectsa
แบบจาลอง
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)
observation 585 585 585 585
R2 0.5845 .6697 .5862b 0.5860b
หมายเหต: ตวเลขในวงเลบคอ standard error, aRobust standard error ,b R-square within,
*หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.1 **หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.05 ***หมายถงมนยสาคญทระดบ 0.01
26
การทดสอบแบบจาลอง Fixed Effects วามความไมเปนอสระตอกนระหวางขอมลของแตละประเทศ
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.