Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Politiske og økonomiske effekter på utslipp av drivhusgasser – en kvantitativ studie

(f. 1987) Mastergrad i Sammenlignende politikk (Bergen, 2011) PhD-stipendiat, Statsvetenskapliga Institusjonen, Göteborgs Universitetet. E-post: ole-martin.laegreid@gu.se

  • Side: 228-257
  • Publisert på Idunn: 2013-10-11
  • Publisert: 2013-10-11

Denne studien undersøker hvorvidt det finnes en kurvlineær sammenheng mellom økonomisk utvikling og utslipp av drivhusgasser, hvor fattige og rike land har lave utslipp mens normale land har høye utslipp. Dette er et omstridt argument som antyder at vedvarende økonomisk vekst er det beste middelet for å oppnå betydelige utslippsreduksjoner. Ved å analysere data for utslipp av drivhusgasser samtidig som økonomiske forklaringer testes i forhold til et bredt inntak av politiske forklaringer, bidrar denne studien med ny kunnskap om hva som forårsaker variasjoner i drivhusgassutslipp.

 Hovedresultatet er at det finnes et kurvlineært forhold mellom økonomisk utviklingsnivå og utslipp av drivhusgasser, men vendepunktet – hvor høyere økonomisk utviklingsnivå går fra å medføre høyere til lavere utslipp – er langt høyere enn tidligere antatt. Blant studiens utvalg av land har bare de skandinaviske landene og Sveits opplevd et tilstrekkelig høyt nivå av økonomisk utvikling, til at økt rikdom kan medføre lavere utslipp.

 Blant de politiske påvirkningene på utslipp av drivhusgasser har land med konsensuelle politiske systemer lavere utslipp enn land hvor maktfordelingen er mer sentrert, mens et sterkt grønt sivilsamfunn fører til lavere utslipp i land hvor det demokratiske systemet fungerer godt. Høye målsetninger om utslippsreduksjon i Kyoto-protokollen fører også til lavere utslipp.

Nøkkelord: Klimatisk Kuznetz kurve, drivhusgassutslipp, klimapolitikk, Kyoto-protokollen

The Politics and Economics of Greenhouse Gas Emissions

This study deals with the question of whether or not there is a curvilinear relationship between increasing levels of economic development and greenhouse gas (GHG) emissions, where both poor and rich countries have low emissions while the emissions of countries in between are high. The article contributes with new knowledge about the causes of country level variations in GHG emissions. A compounded measure of emissions is analysed and the effect of economic development tested while controlling for a wide range of possible political explanations.

 The main result of the study is that there is a curvilinear relationship between increasing economic development and GHG emission, but the turning point is far higher than previously assumed. Among the political effects on emissions, the study finds indications that countries with consensual political systems produce lower emissions than countries where power-sharing is more centred, while strong green civil societies lead to lower levels of emissions in countries where the democratic system is functioning well. High ambitions of emission reductions in the Kyoto protocol also seem to produce lower emission levels.

Keywords: Environmental Kuznets curve, greenhouse gas emissions, climate politics, Kyoto protocol.

Introduksjon

I og med at alle industrialisete land i UNFCCC (United Nations Framework Convention on Climate Change Annex I, se appendiks for liste over landene i studien) har uttalte ambisjoner om å redusere utslipp av drivhusgasser (DHG) er det av interesse å avdekke hva slags omstendigheter som fører til at land i større eller mindre grad oppfyller sine mål Klimaendringer er en ny type utfordring, et globalt allmenningens problem, som eksisterende politiske og administrative systemer har få eller ingen erfaringer med å håndtere. Derfor er økt kunnskap nødvendig. Denne studien bidrar til dette ved å teste den konvensjonelle visdommen med data som i liten grad er utforsket, samtidig som det anvendes alternative analyseteknikker og inntaket av potensielle forklaringer er større enn hva som har vært tilfelle i mye av tidligere forskning. Problemstillingen for studien er som følger:

Har økonomiske omstendigheter påvirket utslipp av drivhusgasser på en kurvlineær måte blant land i UNFCCCs Anneks I, i tidsperioden 1991–2007? Holder årsaksforholdet seg robust når det tas høyde for politiske omstendigheter?

Analyseteknikken som anvendes i studien er en multivariat panelregresjon med hybride modellspesifikasjoner og trinnvis oppbygging av endelig modell. Det empiriske analysematerialet er satt sammen av data fra en rekke kilder, som dekker tidsrommet 1991–2007 og 36 land.

Teori

Kuznetskurven

Økonomisk utviklingsnivå forventes å ha en kurvlineær effekt på utslipp, i form av en omvendt U. Det mest brukte teoretiske argumentet for et slikt årsaksforhold kan oppsummeres som følger: Ved lave utviklingsnivå er kvantiteten og intensiteten av miljø- og klimaskadende virksomhet begrenset til innvirkningen av økonomisk aktivitet på naturresurser og biologisk nedbrytbart avfall. Økonomisk utvikling akselerer i henhold til økende intensitet i landbruket, øvrig ressursforbruk og industrialisering. Miljø- og klimaskadende virksomhet overskrider bærekraftig virksomhet. Avfallsproduksjon vokser i kvantitet og giftighet. Ved høye økonomiske utviklingsnivå opplever man en strukturell endring mot informasjonsintensive industrier og tjenester, sammen med økende miljø- og klimabevissthet. Reguleringer innføres sammen med bedre teknologi og investeringer, noe som medfører reduseringer i miljø- og klimaskadende virksomhet (Panayotou 1993, sitert i Pearson 1995: 201; Arrow, m.fl. 1995).

Et kritisk moment ved teorien om en klimatisk Kuznetskurv er at vendepunktet for økonomiske omstendigheters effekt på utslipp må forekomme ved et rimelig nivå av økonomisk utvikling. Dersom det for eksempel er slik at bare de aller rikeste landene slipper ut mindre drivhusgasser når landet blir rikere, mens voksende rikdom medfører høyere utslipp for alle de mindre rike landene, blir det vanskelig å argumentere for at man kan oppnå klimavennlig utvikling ved å forsterke økonomisk vekst.

Det er få studier som har analysert et samlet mål for de viktigste drivhusgassene, men Selden og Song (1994) har funnet et helningspunkt på 6000 USD for CO2, Shafik og Bandopadhyay (1992) finner et vendepunkt på omtrent 3500 USD for sufluroksid, mens Panayoitou (1993) estimerer vendepunktet mellom tre og fem tusen for et utvalg av forskjellige miljø og klimaindikatorer. Alle studiene anvender per capita mål for utslipp og benytter ulike målinger av brutto nasjonalprodukt (BNP) per capita som operasjonalisering av økonomisk utviklingsnivå. I henhold til tidligere forskning bør det dermed være rimelig å forvente at vendepunktet skal forekomme ved seks tusen USD eller lavere. Denne studien produserer et tilsvarende helningspunkt for å nyansere og teste forventningene i den empiriske litteraturen.

Det har blitt rettet en rekke innvendinger mot teorien om en Kuznetskurv for effekten av økonomiske forhold på utslipp av drivhusgasser. Ett av problemene med teorien er at det sjelden tas høyde for annet enn økonomiske forhold og bakgrunnsvariabler i de økonomiske studiene som konkluderer med et slikt årsaksforhold (Dasgupta, m.fl. 2002; Copeland og Taylor 2004; Battig og Bernauer 2009: 284; Carson 2010). Tilsynelatende effekter kan sådan forårsakes av omstendigheter som ikke analyseres i studiene. Det finnes eksempler på studier av utslipp med bredere inntak av potensielle forklaringer som i mindre grad støtter teorien om Kuznetskurven og som antyder at økonomiske effekter kan være betinget av politiske forhold (Shafik 1994; Torras og Boyse 1998; Qui 1999; Bhattari 2000). Denne studien bidrar til å oppklare noe av usikkerheten omkring økonomiske omstendigheters effekt på utslipp, ettersom økonomiske forklaringer testes opp mot en rekke politiske forhold. Betingede effekter utforskes også i stor grad.

Et annet ankepunkt er at Kuznetskurven har begrenset forklaringskraft i forbindelse med variasjoner av utslipp som er utelukkende klimaskadende, i motsetning til å bare være miljøskadende eller både miljø- og klimaskadende. Sulfuroksid (røyk) har fått hovedvekten av oppmerksomheten, men dette er en av de svake drivhusgassene, og bevisene for en Kuznetskurven i forhold til CO2 eller samlede DHG-mål er varierende (Yandle, m.fl. 2002: 17; Galoetti, m.fl. 2006). Harbaugh, m.fl. (2002) har vist at Kuznetskurven bare gjelder for et begrenset utvalg av miljø- og klimaindikatorer, ved bestemte politiske og sosiale omstendigheter. Denne studien tar for seg alle de viktigste drivhusgassene og det vil være interessant å undersøke om de økonomiske forklaringene er gyldige i forbindelse med et sammenfattet DHG-mål som også inkluderer avskoging.

Et tredje problem er at forholdet ser ut til å forsvinne når man observerer endringer over tid innad i enkelte land. Med dette menes det at den omvendte U-en bare gjenspeiler aggregerte effekter (i.e. «random effects»), mens man ikke finner reelle tilfeller av en slik kurvlineær trend over tid i de enkelte landene (i.e. «fixed effects») (Bruyn, m.fl. 1998). Deacon og Norman (2006) antyder at Kuznetskurven i makrostudier bare forekommer ved tilfeldigheter. Perman og Stern (2003) avkrefter kurven og foreslår et N-formet forhold, noe Getzner og Jungmeier (2002) til dels har funnet medhold for i Østerrike. Vincent (1997) finner på sin side et positivt, lineært forhold mellom økonomisk vekst og høyere utslipp i Malaysia mellom 1970 og 1999.

I denne studien anvendes innenfor- og mellomanalyse av paneldata som både estimerer effekter innad i de ulike landene og mellom landene, noe som vil bidra til å oppklare noe av uenigheten som skisseres ovenfor. I denne sammenhengen er det også verdt å merke at en del økonomiske klimastudier også har blitt kritisert for unødvendig bruk av «fixed effects» modellering, som innebærer at estimerte effekter gjenspeiler de individuelle landenes prosesser mens mellomeffekter ignoreres, noe som medfører mindre generaliserbare resultater (Stern 2004). Forklaringsmodellen som estimeres i denne studien viser seg å være mer effektiv enn en tilsvarende «fixed effects» modell og studien svarer dermed på Sterns kritikk.

Kortsiktig økonomisk vekst kan forventes å medføre høyere utslipp, samt at det har større innvirkning i fattige enn rike land. Bakgrunnen for dette antatte årsaksforholdet er at økonomisk vekst fremdrives av produksjon som innebærer energiforbruk og utslipp av drivhusgasser, mens stagnering medfører lavere produksjon og følgende lavere utslipp. Produksjon er mindre klimaskadende i rike land noe som medfører at konjunkturer har større effekter i fattigere land (Yandle, m.fl. 2002). Det er imidlertid empiriske uenigheter om årsakssammenhengen mellom økonomisk vekst og utslipp. I forskjellige statistiske panelstudier av energibruk og økonomisk vekst i industrialiserte, asiatiske land finner fjorten av tjuefem studier at økende energibruk fører til økonomisk vekst, to studier finner at økonomisk vekst fører til høyere energibruk, ni studier finner at påvirkningen er gjensidig, mens to studier finner ingen nevneverdige forhold mellom fenomenene (Lee og Chang 2008: 52). I denne studien estimeres effekten av økonomisk vekst med ett års etterslep for å bidra til forståelse av kausalitet i denne sammenhengen.

To hypoteser utledes dermed med bakgrunn i de økonomiske teoriene for utslipp av drivhusgasser:

H1: Økonomisk utviklingsnivå har kurvlineær effekt på DHG-utslipp i form av en omvendt U hvor en positiv effekt snur og blir negativ ved omtrent seks tusen USD per capita.

H2: Kortsiktig økonomisk vekst fører til høyere DHG-utslipp, men effekten avtar i henhold til høyere nivå av økonomisk utvikling.

Politiske forklaringer

Tidligere studier har vist at mindre demokratiske systemer er dårligere rustet til å håndtere allmenninger (Olson 1993; McGuire og Olson 1996; Deacon 1999; Lake og Baum 2001) og mer spesifikt, at høyere grad av demokrati har positiv effekt på miljø- og klimakvalitet (Torras og Boyce 1998 ; Harbaough, Levinson og Wilson 2002; Gleditsch and Sverdrup 2003; Li og Reuveny 2006; Bernauer og Koubi 2008). Enkelte studier har også vist at presidentsystemer og parlamentariske systemer har ulike forutsetninger for å håndtere allmenninger (Persson, Gerard og Tabellini 2000; Mesquita, Smith, Silverson og Morrow 2003).

Denne studien kontrollerer for kjennetegn ved politiske institusjoner som varierer mellom demokratiske systemer. De politiske forklaringene i denne studien handler om at utformingen av politiske institusjoner, partisystemer og lovgivningsprosedyrer styrer DHG-utslipp indirekte ved å påvirke utvikling av klimapolitiske tiltak. Graden av demokrati inkluderes også som en potensiell forklaring, men da i samspill med sivilsamfunnskarakteristikker. Den mellomliggende effekten av klimapolitiske tiltak testes ikke, men forbeholdes som en antakelse.

En av de mulige politiske forklaringene som testes i denne studien omhandler graden av konsensus og politiske restriksjoner i de ulike landene. George Tsebelis (2002) klassifiserer politiske systemer etter hvor mange og hvilken type «vetospillere» man har og bruker denne klassifikasjonen for å forklare variasjoner av politisk utvikling og utfall. En vetospiller er en aktør som må samtykke for at et forslag om endring fra «status quo» skal vedtas (Tsebelis 2002: 2). Vetospillere kan ta form av politiske institusjoner, partier og enkeltstående politiske representanter.

Tsebelis viser at et økende antall vetospillere har positiv effekt på policy stabilitet. Det er altså vanskeligere å foreta endringer i systemer med flere og betydelige vetospillere. Tsebelis (2002: 4, 205-206) viser at vetospillere fører til at budsjettunderskudd reduseres saktere, samt at skatte- og inflasjonsnivåer er vanskeligere å endre. Han gjør ingen analyser av klimapolitikk eller utslipp av drivhusgasser og det utledes heller ingen forventninger om hvordan vetospillere skal påvirke disse fenomenene, men hans teori tar for seg politisk utvikling og utfall generelt. Derfor vil det være interessant å undersøke om teorien kan utvides til å forklare utslipp og det utledes en hypotese fra Tsebelis sin teori om at vetospillere har negativ effekt på utvikling av klimareguleringer og følgende positiv effekt på DHG-utslipp:

H3: Flere betydelige vetospillere fører til høyere DHG-utslipp

Arend Lijphart (1999) skiller mellom flertalls- og konsensusmodeller for politiske systemer. Alle karakteristikkene i Lijpharts (1999: 3-4) klassifisering av politiske systemer kan regnes som indirekte vurderinger av vetospillere i et system. I denne sammenhengen er det overraskende hvor forskjellige resultater de to forskerne får som følge av empiriske studier med relativt like utvalg. Lijphart (1999: 266-267) finner at mer konsensuelle systemer fører til lavere nivå av inflasjon, arbeidsledighet og politisk uro. Lijphart (1999: 273) adresserer emnet om miljø- og klimapolitikk direkte og hevder at «consensus democracies (…) have a better record with regard to protection of the environment». Årsaken til dette er at vetospillere ikke bare står i veien for at gode politiske tiltak og lovgivninger blir fjernet, men at spillerne også stanser dårlige tiltak og er en pådriver for mer gjennomtenkte og sikre politiske løsninger. Lijphart sår sådan tvil om Tsebelis sine teorier og hypotesen om at systemer med mange vetospillere skal ha negativ effekt på utslipp.

En annen tilnærming til hvorfor konsensuelle systemer fører til «god styring» er at politiske institusjoner har integrerende funksjoner og at konsensuelle systemer fører til egalitære verdier. Som March og Olsen (1990: 156) skriver: «the essential idea is to develop a structure of preferences and a process of political competition and coalition formation that prevents any group from being permanently disadvantaged». I forhold til Tsebelis sin teori kan det da sies at vetospillere ikke er så viktig, fordi aktørene i systemer med mange vetospillere vanligvis har mer egalitære verdier og er mere positive til å gjennomføre politiske tiltak for å rette opp skjevheter i samfunnet, slik som ved klimaendringer. En rekke empiriske studier har funnet støtte til påstander om at konsensuelle eller korporative systemer tar bedre vare på miljø og klima enn deres pluralistiske motparter (Janicke 1992; Jahn 1998; Scruggs 1999, 2001). Følgende hypotese utledes dermed som en motpart til Tsebelis sin teori:

H4: Større grad av konsensusorientering fører til lavere DHG-utslipp

Mens teoriretningene om vetospillere og konsensuelle trekk ved det politiske systemet i hovedsak setter fokus på institusjonene som former politiske aktørers handlinger, finnes det også politisk teori som sier at aktørene i seg selv har stor innflytelse på politiske utfall. Teoriretningen om diffusjon handler om at land samarbeider om politisk utvikling i mellomstatlige systemer, drar lærdom av nærliggende lands politiske erfaringer og til dels lar seg styre av tredjeparter i overstatlige systemer (Bennett 1991). På den måten har politisk utvikling en tendens til å flyte over landegrenser, politiske tilnærminger harmoniseres og utfallene blir stadig likere.

UNFCCCs påvirkning på utslipp kan tolkes som diffusjon. Man samarbeider om å utvikle målsetninger og politiske tiltak som skal begrense og redusere utslipp av drivhusgasser, og selv om avgjørelsene er juridisk bindende så finnes det ingen fastbestemte sanksjoner for avtalebrudd. Avgjørelsene i UNFCCC tvinges heller ikke på noen av medlemslandene, ettersom lovgivningsprosessene preges av konsensus og enstemmighet (Ramakrishna 2000; Bodansky 2007). Det kan også argumenteres for at EU utøver diffusjon (Sabgria 2000). Tidligere studier antyder at EU har hatt positiv effekt på utvikling av klimareguleringer, særlig ved å påvirke potensielle medlemsstater (Knill og Tosun 2009). I følge Carmin og Van Deveer (2004: 3) er det åpenbart at klimapolitiske tilpasninger er en viktig del av «acquis communautaire» – lovgivning som må innføres for at medlemskap skal oppnås.

Det kan også tenkes at det utøves politisk diffusjon i henhold til klimapolitikk blant medlemsstatene innad i EU, men det knyttes noe usikkerhet til en slik påstand (Pavlinek og Pickels 2004). Årsaken til dette er at ansvarsforholdet mellom nasjonalstatlige, mellomstatlige og overstatlige instanser i henhold til klimapolicy i EU er tvetydig, noe som kan hindre utvikling av nye lovgivninger. På den ene siden kan man si at lovgivning og reguleringer utvikles fra overstatlig nivå, som ikke ville blitt vedtatt på nasjonalt nivå. På den andre siden kan det tenkes at ansvaret for å utvikle klimatiltak skyves opp til det overstatlige nivået samtidig som mye av den tidligere policyutviklingen vedrørende klima på dette nivået har skjedd som konsekvens av at de mest utviklede medlemsstatene har påvirket de andre landene til å føre en lik klimapolitikk som dem selv, for å harmonisere konkurranseforhold (Sabgria 2000). Derfor er det rimelig å forvente at EU har hatt en kurvlineær påvirkning på utslipp av drivhusgasser, med positiv, avtakende og etterhvert negativ effekt, etter at regelverket har blitt forholdsvis harmonisert.

Tidligere studier som har tatt for seg EUs påvirkning på klimapolitikk og utslipp av drivhusgasser anvender andre forskningsmetoder enn de økonomiske studiene, og det tas sjelden høyde for Kuznetskurven når EUs effekter estimeres (Pavlinek og Pickels 2004; Gullberg og Skodvin 2011). Så vidt jeg vet finnes det heller ingen tidligere studier som har estimert et vendepunkt på EUs effekt på medlemslandenes DHG-utslipp. I denne studien undersøkes det om et vendepunkt mellom positiv og negativ effekt har forekommet i år 2000. Man kan dermed utlede fire hypoteser fra et diffusjonsteoretisk standpunkt:

H5: Høyere målsetninger om utslippsreduksjon i Kyoto-protokollen fører til lavere DHG-utslipp.

H6: EU-medlemskap fører til lavere utslipp (uavhengig av tidsperiode).

H7: EU-medlemskap førte til lavere utslipp før år 2000, men høyere utslipp etter år 2000.

H8: EU-prospektiv fører til lavere DHG-utslipp.

Mange hevder at det mest nærliggende stedet å lete etter forklaringer for politisk utvikling er i variasjonen av partipolitiske aktører. Partipolitiske aktører tar avgjørelsene i den politiske prosessen og dermed er det naturlig å forvente at variasjoner av policy utvikling- og utfall forårsakes av at forskjellige politiske aktører tar ulike avgjørelser. Maktfordelinger mellom ulike politiske orienteringer kan sådan tenkes å være avgjørende for hva slags politikk man finner i et bestemt land (Castles 1982; Sabatier 1998).

Politiske aktørers påvirkning er imidlertid ofte betinget av institusjonelle og strukturelle faktorer (Schmidt 1996; Brustein og Linton 2002). Huber og Schmidt (2001) har for eksempel vist at variasjonen av politisk orientering i utøvende makt, i interaksjon med antall vetopunkt- og spillere, kan forklare velferdsstatenes framvekst og tilbakegang, mens Scharpf og Schmidt (2000a, b) har vist at økonomiske ressurser og åpenhet kan være avgjørende for hvilken innflytelse politiske partier har på arbeidsledighetsnivåer.

Effekter av partipolitisk orientering har dessverre ikke blitt testet grundig i forbindelse med klimapolitikk (Brustein og Linton 2002: 399). Neumayer (2003: 205) skriver at: «the ecological orientation of green parties is beyond doubt. What is less clear however is whether their rise in Western democracies has had a significant impact on pollution levels. That is (…) their actual significance awaits to be tested empirically». Sjeldne unntak finner man imidlertid. Neumayer (2003) og Bernauer og Koubi (2008) viser at grønne partiers makt påvirker utslipp i negativ retning. Jahn og Muller-Rommels (2010) viser at institusjonelle forhold har vært viktigere for utvikling av klimapolitikk enn partipolitisk oppslutning, men konkluderer med at interaktive forhold mellom institusjoner og aktører må studeres nærmere.

Andre teoretikere har en mer pessimistisk oppfatning av politiske aktørers innflytelse. Det argumenteres for at politiske representanter først og fremst er opptatt av å maksimere sin egen makt ved å bli valgt og gjenvalgt. Når representantene befinner seg i lovgivningsprosesser handler de dermed ut fra borgernes preferanser i stedet for egne, ideologiske overbevisninger. Det behøver ikke å være en motsetning mellom borgerne og representantenes politiske motiver, men ut fra en slik tilnærming kan man forvente at politikerne i seg selv har liten innflytelse på politisk utvikling dersom man tar høyde for borgernes preferanser (Brustein og Linton 2002: 384-385). Dette årsaksforholdet kan sees i lys av demokratisk nivå. Innflytelsen av borgernes preferanser betinges av at man har et velfungerende demokratisk regime i landet. Denne studien undersøker fire hypoteser som relaterer til partipolitiske aktører:

H9: Høyere oppslutning omkring ?grønne? politiske partier fører til lavere DHG-utslipp

H10: Høyere oppslutning omkring ?grønne? politiske partier i politiske systemer med få vetopunkter fører til lavere DHG-utslipp.

H11: Større grad av ?grønne? preferanser i befolkningen fører til lavere DHG-utslipp.

H12: Større grad av ?grønne? preferanser i befolkningen fører til lavere DHG-utslipp i land med velfungerende demokratiske regimer.

Til slutt introduseres det teorier om sivilsamfunnets effekt på politisk utvikling og utfall. I denne teoriretningen argumenteres det for at aktørene som binder velgere og politikere sammen er avgjørende for resultatene av den politiske prosessen. Interesseorganisasjoner, lobbyister og media er sterke aktører i «den offentlige sfæren» mellom politikk og samfunn. Politikerne behøver informasjon for å ta avgjørelser og disse aktørene tilbyr og former denne informasjonen på en måte som påvirker politikernes avgjørelser (Habermas 1962; Putnam, m.fl. 1993; Cohen og Arato 1992).

På den ene siden kan det sies at de sterkeste aktørene i den offentlige sfæren har størst påvirkning på den politiske prosessen og at politisk utvikling vil variere i henhold til hva slags organisasjoner som er mer eller mindre dominerende i ulike land (Hansen 1991). I denne studien kan det dermed forventes at miljø- og klimaorganisasjoner vil ha positiv effekt på klimapolitiske tiltak. På en annen side kan det sies at et sterkt organisasjonssamfunn påvirker verdier og politiske preferanser på et mer grunnleggende nivå og at høyere nivå av sivilt engasjement gjennom interesseorganisasjoner, lobbyisme og media fører til mer egalitær politikk, uavhengig av maktrelasjonene innad i sivilsamfunnet (Putnam m.fl. 1993). Spesifikke miljø- og klimaorganisasjoner er i denne sammenhengen ikke nødvendig for utvikling av tiltak.

Også ved denne formen for aktørorientert teori har man funnet sterkere støtte for betingede effekter (Brustein og Linton 2002: 386). Det finnes antydninger til at sivilsamfunnet har sterkere påvirkning i land hvor man har åpne og demokratiske politiske prosesser og store økonomiske ressurser (Amenta og Poulsen 1996; Froding 1997; Huber, m.fl. 1993: 731). Interaksjonen med politiske institusjoner kan forklares med at sivilsamfunnet har større innflytelse i land hvor velgere har innsyn i den politiske prosessen og kan ansvarliggjøre politikere på en mer presis måte. Om det antas at politikere først og fremst er opptatt av å oppnå eller vedlikeholde makt er det naturlig at disse aktørene vil være tilbøyelig til å la seg påvirke av organisasjoner som representerer interesser fra velgere. Dersom man ikke har de nødvendige ressursene til å imøtekomme slike interesser vil sivilsamfunnet ikke utøve nevneverdig innflytelse på den politiske prosessen og det vil ikke påvirke utslipp. Fire hypoteser utledes dermed fra teori om sivilsamfunn:

H13: Høyere grad av ?grønt? sivilsamfunnsengasjement fører til lavere DHG-utslipp.

H14: Høyere grad av ?grønt? sivilsamfunnsengasjement i land med åpne og demokratiske politiske systemer fører til lavere DHG-utslipp.

H15: Høyere grad av sivilsamfunnsengasjement fører til lavere DHG-utslipp.

H16: Høyere grad av sivilsamfunnsengasjement i land med åpne og demokratiske politiske systemer fører til lavere DHG-utslipp.

Metode og data

Regresjon

Denne studien anvender robust regresjonsanalyse, med en hybrid paneldesign. For å forklare hvorfor denne analyseteknikk- og designen er hensiktsmessig er det nødvendig å gå gjennom noen korte prinsipper angående forholdene mellom fixed-effects (FE), random-effects (RE) og hybride regresjonsmodeller. RE-modeller kan estimere effektene av uavhengige variabler på avhengig mer effektivt enn FE når man har flere individobservasjoner enn tidsobservasjoner, når uavhengige variabler ikke korrelerer med restleddene og verdier varierer forholdsvis lite over tid (Warrhol 2008: 235). Effektiviteten av RE versus FE kan estimeres ved hjelp av en Hausmann-test. I en slik test subtraherer man den forklarte variansen i RE-modellen fra FE-modellen og deler på den differansen mellom FE- og REs kvadrerte standardfeil. Resultatet har chi-kvadrats distribuering og eventuelle signifikante resultater indikerer at FE-modellen er mest effektiv, mens insignifikans indikerer at RE-modellen er mer effektiv (Warroll 2008: 236):

Dersom RE-modellen fremstår som effektiv må man imidlertid ta høyde for korrelasjoner mellom restledd ved å estimere helningskoeffisienten med «general least squares» (GLS) (Allison 2008: 14). Normalfordelingsproblematikken, som fører til at FE ofte foretrekkes foran RE, oppstår når innenforvariasjon korrelerer med mellomvariasjonens restledd (Rabe-Heskeseth og Skrondal 2008: 114-115). Dette kalles også et eksogenitetsproblem fordi det tilsier at utelatte, tidskonstante variabler er årsaken til den avhengige variabelens variasjon. Det er imidlertid mulig å unngå eksogenitetsproblemet ved sentrering. Sentrerte, tidsvarierende variabler er nødvendigvis ukorrelert med tverrsnittsvariasjonen ettersom verdiene varierer rundt variabelens landsgjennomsnitt.

Gjennomsnittet som den sentrerte variabelen varierer rundt kontrollerer for alle tidskonstante effekter, men man kan også modellere slike effekter eksplisitt ved å legge gjennomsnittsverdiene til de tidsvarierende variablene til i regresjonen (Rabe-Heskeseth og Skrondal 2008: 116). Når man gjør dette må man imidlertid anvende GLS for å ta høyde for at man modellerer to ulike enhetstypers effekt (Allison 2009: 24). Allison (2009: 24–25) viser at GLS estimater i slike modeller gir nært sagt identiske resultater for tidsvarierende variabler som i FE-modeller. Slik estimering åpner dessuten muligheter for å inkludere øvrige tidskonstante variabler, noe som gjør denne modellspesifikasjonen passende for min studie. Hausmann-testing indikerer at modellen er mer effektiv enn FE (Rabe Heskeseth og Skrondal 2008: 123–124).

Modellspesifikasjonene som jeg nå har beskrevet kalles gjerne for en hybrid av RE og FE, ettersom man anvender dydene fra begge disse modellene. En annen betegnelse for slik modellering er innenfor- og mellomanalyse. Med dette menes det at koeffisientene for sentrerte variabler representerer årsakseffekter innad i de ulike landene, mens gjennomsnittsvariablenes koeffisienter representerer årsakseffekter mellom landene. Innenforeffekter avdekkes også i FE-modeller, mens mellomeffektene ignoreres. Mellomeffekter avdekkes verken ved RE eller FE-modellering, ettersom RE rapporterer summen av innenfor og mellomeffekter (Rabe-Heskeseth og Skrondal 2008: 124). Hybridmodellen (innenfor- og mellomanalyse) kan defineres som følger:

y er den avhengige variabelen. it indikerer at variablene har verdier for individ (eller land, i) og tid (eller årstall, t). α representerer konstantleddet. β1 indikerer helningskoeffisienten for en verdi, x, for den første uavhengige variabelen, 1. x indikerer gjennomsnittsverdien for et land i løpet av den aktuelle tidsperioden, slik at x it – x it er en sentrert verdi. …βj indikerer at modellen kan inneholde flere uavhengige variabler. U er restleddet for variasjoner mellom land, mens e er et restledd for variasjoner mellom både land og tidspunkt.

I tillegg til de hybride modellspesifikasjonene utvides modellen i denne studien ved at interaksjonsledd og polynomer inkluderes for å ta høyde for potensielle betingede og kurvlineære effekter. I praksis kontrollerer man for slike effekter ved å benytte de multipliserte variablenes verdier som et interaksjonsledd samtidig som man kontrollerer for effekten av de opprinnelige variablene (Pennings, m.fl. 2006:164–166). En hybrid panelregresjon med tidsvariasjon og interaksjon mellom innenforeffekter kan uttrykkes som følger:

Data

Data hentes fra UNFCCC (2011a) Political Constraints Index (POLCON 2011), Comparative Political Data Sets (CPDS 2011), Quality of Governance Dataset (QoG 2011a, b) og Environmental Performance Measurement (EPM 2011a). Det benyttes årlige observasjoner for landene i UNFCCCs Anneks I mellom 1991 og 2007, med unntak av Monaco, Liechtenstein, Luxemburg og Tyrkia. Tyrkia faller ut på grunn av manglende data for uavhengige variabler, mens Monaco, Luxemburg og Liechtenstein ekskluderes fordi landene er så små at de ikke kan regnes som sammenlignbar med de øvrige landene.

Tidsperioden for studien er valgt på bakgrunn av at UNFCCCs DHG-data bare er tilgjengelig for denne perioden. Det finnes riktignok DHG-data for 1990 og 2008, men 1990 utgår fordi det anvendes etterslep på de politiske forklaringsvariablene, mens 2008 ekskluderes på grunn av manglende data for forklaringsvariabler. Med etterslep menes det at verdiene for de politiske forklaringsvariablene skyves ett år bakover, slik at observasjonene av de uavhengige variablene fra foregående år kan korrelere med observasjoner for den avhengige variabelen i daværende år. Dette gjøres fordi det er rimelig å anta at det tar litt tid før endringer i det politiske systemet påvirker politiske utfall.

Tabell 1. Oversikt over datamateriale
VariabelBeskrivelseKilde
UtslippCO2 ekvivalent DHG-mål for karbondioksid (CO2), metan, dinitrogenoksid, klorfluorkarboner, hydrofluorkarboner, sulfur heksaflorid, karbonmonoksid, nitrogenoksid og sulfuroksid samt land-use, land-use change and forestry» (LULUCF)1, per Gg2.» Dette er den avhengige variabelen.UNFCCC (2011a, b, c, d)
BNP per capita.Brutto nasjonalprodukt per capita i realverdi, standardisert i henhold til valuttakursen for USD i 1995. Henspeiler på H1. UNSD via QoG (2011a)
Økonomisk vekstDummyvariabel hvor 1 indikerer vekst og 0 indikerer tilbakegang i forhold til fjorårets BNP per capita. Henspeiler på H2.UNSD via QoG (2011a)
MålsetningTidskonstante verdi som indikerer hvor stort andel av utslippet i 1990 de respektive landene har målsatt å slippe ut i 2012. Verdiene er altså prosentuelle. Henspeiler på H5UNFCCC (1998)
RestriksjonerSkala fra 0.00 til 0.99 hvor høye verdier indikerer mer restriksjoner. Basert på Heinsz (2002) vurderinger og estimater av politiske restriksjoner. Henspeiler på H3 og H4.POLCON (2011)
EU/EØS-medlemskapDummyvariabel, hvor verdien 1 indikerer at landet var medlem av organisasjonen ved observasjonstidspunktet, mens 0 indikerer at landet ikke var medlem ved dette tidspunktet. Henspeiler på H6 og H7European Comission (2011a, b)
År 2000Dummyvariabel hvor 1 indikerer tidsperioden 2000-2007, mens 0 indikerer 1991-1999. Henspeiler på H7. N/A
EU-prospektivDummyvariabel hvor land som har blitt medlem av EU eller EØS mellom 1991 og 2007 får verdien 1 for tidsobservasjonene mellom søknad ble levert og medlemskap ble oppnådd, og verdien 0 for årene før søknaden ble levert og etter at medlemskap ble oppnådd. Henspeiler på H8European Comission (2011a, b)
Representa-sjonTidskonstant variabel som indikerer hvor stor andel av setene i underhuset eller parlamentet som tilhører ett eller flere grønne parti. Henspeiler på H9 og H10.CPDS (2011)
OpinionTidskonstant variabel som indikerer hvor stor andel av befolkningen i landet som er villig til å si fra seg deler av sin inntekt dersom man forsikres om at pengene brukes for å begrense utslipp. Variabelen henspeiler på H11 og H12.WVS via QoG (2011b)
SivilsamfunnVerdiene for variabelen indikerer det gjennomsnittlige antallet av relevante sivilsamfunnshandlinger som respondentene i de ulike landene har utført. Verdiene varierer mellom 0 og 4. Variabelen henspeiler på H13 og H14.WVS via QoG (2011b: 188)
Grønt sivilsamfunn Variabelen indikerer hvor mange miljø- og klimaorganisasjoner som eksisterer i de forskjellige landene, per millioner innbyggere. Variabelen henspeiler på H15 og H16.EPM (2011)
DemokratiKvalitativ vurdering av regime og samfunn hvor verdiene varierer mellom 1.00 og 10.00, hvor høyere verdier indikerer høyere grad av demokrati. Variabelen inngår som interaksjonsledd i henhold til H12, H14 og H16.QoG (2011a)

Som ved de fleste kvantitative studier er det mulig å rette kritikk mot avgrensingen av utvalget i denne studien. Selv om jeg tar for meg 612 observasjoner for 36 land og 17 år er det fremdeles mulig at årsaker som forekommer før 1991 kan forklare variasjonene for utslipp i det observerte utvalget. En kontrollvariabel for post-totalitære stater tas med i analysene for å håndtere slike utfordringer etter beste evne. Kontrollvariabelen er med på å fjerne noe av kontekstavhengigheten i forbindelse med at Sovjetunionen og Jugoslavias sammenbrudd påvirker de politiske og økonomiske rammene i store deler av studiens tidsperiode.

Et annet problematisk forhold ved datamaterialet er at jeg anvender tverrsnittsdata for å operasjonalisere hypotesene om opinion og sivilsamfunn. Politiske preferanser og sivilsamfunnskarakteristikker kan tenkes å variere over tid og dermed er det problematisk at jeg ikke har observasjoner for mer enn ett tidspunkt for disse fenomenene. Årsaken til at jeg velger å anvende slike data er at jeg ikke kjenner til paneldata som kan anvendes på en hensiktsmessig måte i denne studien. Dersom man skulle anvendt paneldata for opinion og sivilsamfunn måtte jeg begrenset utvalget til Vest-Europa og USA, samt begrense observasjonsfrekvensen til tiår. I en slik design måtte man utelatt hypoteser for å få fornuftige resultater ettersom antall enheter ville vært betydelig lavere.

Det finnes enkelte indikasjoner om at opinion –og sivilsamfunnsvariablene forholder seg relativt stabil over tid (se Emmet og Dunlap 2010), men man bør likevel være forsiktig i fortolningen av resultatene for sivilsamfunn- og opinionsvariablene. I Tabell 1 presenteres operasjonaliseringer av variabler og datakildene. Se Lægreid (2011) for en nærmere redegjørelse av datakvalitet og operasjonaliseringene.

Analyse

I denne artikkelen presenteres bare den endelige modellen fra studien. I prosessen med å bygge denne modellen har jeg testet nødvendigheten av innenfor- og mellomdifferensiering, ulike former for økonomiske forklaringsmodeller har blitt testet opp mot hverandre og jeg har kontrollert at de ulike politiske variablene tilfører forklaringskraft til den beste økonomiske modellen. Det vil si at flere av hypotesene har blitt testet i analyser som kommer før den endelige modellen. Se Lægreid (2011) for en mer detaljert beskrivelse av denne prosedyren og testing av forutsetningene for modellene.

Tabell 2. Regresjon – endelig modell
 BStandardfeilVIF
BNP0,948***0,23434,35
BNP polynoma-0,015***0,00323,08
Dumvekst-0,2710,1881,41
Post-totalitær6,410**3,2184,64
Tidstrend-0,087*0,0451,5
Målsetning67,522**26,2251,53
Restriksjoner-2,013***0,7571,77
Grønt sivilsamfunn-0,6020,6691,82
Grønt sivilsamfunn*demokrati(i)b-1,166***0,2452,48
Opinion-2,6283,0961,2
Opinion*demokrati(i)c-1,210***0,20460,85
Demokrati(m)0,4650,5532,74
Demokrati(i)3,120***0,54363,94
Konstant113,82393,562 
R20,353
N  595
a. F-test for BNP og BNP polynom: chi2(2)= 24,97 og prob>chi2= 0,000.b. F-test for grønt sivilsamfunn, demokrati(m), demokrati(i) og grønt sivilsamfunn*demokrati(i): chi2(4)= 36,06 og prob>chi2= 0,000.c. F-test for opinion, demokrati(m), demokrati(i) og opinion*demokrati(i): chi2(4)= 41,29 og prob>chi2= 0,000.i= innenforeffekt, m= mellomeffekt. p<0,1=*, p<0,5=**, p<0,01=***. Avhengig variabel: Utslipp av drivhusgasser per capita.

Statistikkpakken Stata/IC 11.1 anvendes for å utføre analysene, hvorav xtreg-kommandoen brukes for å estimere regresjonen samtidig som innenfor- og mellomeffektene spesifisert manuelt og vce(robust) benyttes for å beregne robuste standardfeil. Stjerner ved siden av verdiene i tabellene for analyseresultater indikerer signifikansnivå, mens tallene representerer ustandardiserte helningskoeffisienter for de respektive variablene.2 Det presenteres F-tester i fotnotene for den kurvlineære BNP effekten og de interaktive effektene, i tillegg til at slike signifikante effekter undersøkes nærmere med Likelihood Ratio (LR)-tester.

Den endelige modellen inneholder et overraskende resultat i forhold til foregående tester. Variabelen for økonomisk vekst står frem som ikke-signifikant. Denne variabelen var også ikke-signifikant i en foregående analyse hvor det ble kontrollert for interaksjonen mellom grønt sivilsamfunn og demokrati, men jeg hadde forventet at den interaktive effekten skulle avta og at veksteffekten igjen skulle fremstå som signifikant i den endelige modellen. Ellers kan man merke seg at modellen antyder at det finnes et kurvlineært forhold mellom økonomisk utviklingsnivå, politiske restriksjoner fører til lavere utslipp, høye målsetninger om utslippsreduksjon i Kyoto-protokollen fører til lavere utslipp, høyere oppslutning omkring grønne politiske representanter i samspill med færre vetospillere påvirker ikke utslipp, høyere grad av grønne preferanser i befolkningen i samspill med høyere demokratisk nivå ser ut til å føre til lavere utslipp, samt at høyere grad av klimapolitisk engasjement i samspill med høyere demokratisk nivå ser ut til å føre til lavere utslipp. Kurvlineære og interaktive forhold beskrives senere, hvor det presenteres grafiske illustrasjoner av slike marginaleffekter.

VIF-verdiene, lengst til høyre i Tabell 2, viser at modellen preges av multikollinearitet. Konstituerende variabler, polynomen for BNP og interaksjonsleddene har langt høyere VIF-verdier enn terskelen på femten. I denne sammenhengen kan det imidlertid tolereres fordi man vet at multikollineariteten forårsakes av multiplikative ledd, noe som nært sagt er umulig å unngå (Wooldridge 2009: 99). LR-testene i Tabell 3 viser at BNPs polynom og de interaktive effektene mellom innenforeffekten av demokrati og henholdsvis grønt sivilsamfunn og opinion forsvarer sin plass i modellene.

Tabell 3. LR-tester for endelig modell
Polynomiske og interaktive effekter Chi-kvadrat
Endelig modell – BNP polynom50,93***
Endelig modell – grønt sivilsamfunn*demokrati(i)17,58***
Endelig modell – opinion*demokrati(i)28,69***
i= innenforeffekt. p<0,1=*, p<0,5=**, p<0,01=***. Avhengig variabel: Utslipp av drivhusgasser per capita.

Figur 1. Marginaleffekten av grønt sivilsamfunn på utslipp

Stripene i illustrasjonene representerer marginaleffekter av variablene som betinges, som i Figur 1 er grønt sivilsamfunn. I x-aksen finner man verdiene for den betingende variabelen, som i dette tilfellet er demokratisk innenforeffekt, mens verdiene for interaksjonsleddet mellom grønt sivilsamfunn og innenforeffekten av demokrati illustreres i y-aksen. Figur 1 viser at effekten av grønt sivilsamfunn på utslipp er positiv når demokratisk innenforeffekt er lavere enn -1, mens effekten snur og blir negativ når den demokratiske innenforeffekten nærmer seg 0. Verdien 0 for demokratisk innenforeffekt representerer landets gjennomsnittlige demokratiske nivå mellom 1991 og 2007. Effekten tar altså ikke høyde for om det demokratiske nivået er høyere eller lavere enn nivået i andre land. Et sterkere grønt sivilsamfunn fører til dermed til høyere utslipp når landet er i en demokratisk bølgedal, hvor det politiske systemet fungerer dårligere enn det pleier å gjøre, mens en økning i grønt sivilsamfunn fører til lavere utslipp når demokratiet fungerer som normalt eller bedre.

For marginaleffekten av opinion i Figur 2 ser man at konfidensintervallet er ganske vidt, men helt jevnt. Det er vanskelig å si noe bestemt om retningen av effekten fordi konfidensintervallet går på begge sider av nullpunktet. Utslipp reduseres generelt sett når både opinion og demokratisk innenforeffekt vokser og når demokratisk innenforeffekt overgår verdien 3 kan man med 95 % sannsynlighet si at sterkere opinion medfører lavere utslipp. Ved lavere verdier for demokratisk innenforeffekt er imidlertid opinionseffekten tvetydig.

Figur 2. Marginaleffekten av opinion på utslipp

Figur 3 illustrerer BNPs kurvlineære effekt på utslipp, hvor et 95% konfidensintervall vises med grå fargelegging. Konfidensintervallet forandrer seg til en viss grad med variabelverdiene for BNP per capita, men den kurvlineære sammenhengen mellom BNP og utslipp er fortsatt tydelig når man tar konfidensintervallet i betraktning. Følger man den nedre delen av konfidensintervallet når man toppunktet tidligere enn i den øvre delen av intervallet. Ulikheten mellom topppunktet ved de to ytterpunktene i konfidensintervallet betyr at man med 95% sikkerhet kan si at vendepunktet for BNPs effekt befinner seg et sted mellom 30 og 35 000 USD. I henhold til DHG verdier ser man at kurvens topp befinner seg mellom 12 og 21 Gg2 DHG, samt at man kan forvente en avtagende effekt hvor utslipp reduseres til et sted mellom 4 til 12 Gg2 DHG. Dette er en indikasjon på at økonomisk velstand ikke er nøkkelen for å oppnå en bærekraftig utvikling. Man behøver et svært høyt nivå av økonomisk utvikling for at ytterligere økninger i BNP skal medføre lavere utslipp.

Figur 3. BNPs kurvlineære effekt på utslipp

Resultater i lys av teori

Hovedmomentet i studien har vært å undersøke om argumentene som har kommet fra enkelte økonomer, om at vedvarende vekst er den beste – og kanskje eneste – løsningen på klimautfordringene. Beckerman (1992) og Bartlett (1994) har vært blant de fremste aktørene i denne argumentasjonsrekken, hvor det har blitt hevdet at et kurvlineært forhold mellom inntekt og utslipp er en refleksjon av økonomisk utvikling, fra en ren landbruksøkonomi til forurensende industriell økonomi, og deretter mot en ren og tjenestebasert økonomi. Resultatene i denne studien tyder på at det finnes et kurvlineært forhold mellom økonomisk utviklingsnivå og utslipp, men effektens vendepunkt befinner seg på et såpass høyt nivå at man ikke kan tolke det som at vedvarende økonomisk vekst for en løsning på klimautfordringene.

Vendepunktet ligger på mer enn 35 000 USD i den begrensede økonomiske modellen og synker til 31 000 når det tas høyde for politiske forhold i den endelige modellen. Sveits er det eneste landet i utvalget som har hatt høyere BNP per capita enn 31 000 USD gjennom hele tidsperioden, mens de skandinaviske landene er de eneste øvrige landene som ved enkelte årstall har opplevd et så høyt økonomisk utviklingsnivå. Man finner altså ut at voksende BNP per capita bare fører til lavere utslipp i 57 av 595 tilfeller, mens utslipp vokser ved økende økonomisk utviklingsnivå i alle andre tilfeller. Tiltroen til hypotesen om en klimatisk Kuznetskurv, hvor effekten av økonomisk utviklingsnivå snur ved rundt seks tusen USD, svekkes dermed i denne studien.

På en annen side taler resultatene imot kritikkene som Bruyn, m.fl. (1998), samt Deacon og Norman (2006) har rettet mot tidligere samfunnsvitenskaplige klimastudier. Analysen av forskjeller i mellom- og innenforeffekter tilbakeviser i stor grad argumentet om at et kurvlineært årsaksforhold bare forekommer som følge av tilfeldigheter i tverrsnittsanalyser eller dårlig spesifiserte random effects-modeller. Forskjellene mellom effektene er ikke signifikante og dermed kan man konkludere med at det kurvlineære forholdet som avdekkes både gjelder for utvikling innad i de respektive land, så vel som nivåforskjeller landene imellom.

Den andre økonomiske hypotesen om at kortsiktig økonomisk vekst har en positiv, men avtagende påvirkning på utslipp, blir også svekket i denne studien. Allerede i utformingen av den økonomiske modellen kunne man se at veksteffekten er sterkere når den ikke betinges av økonomisk utviklingsnivå. I denne sammenhengen er det rimelig å stille spørsmål ved kolinearitetsnivået i modellen, ettersom den bestod at fem økonomiske variabler, men bare BNP og dens polynom hadde VIF-verdier som var høyere enn 15. Deretter kan det argumenteres for at man bør finne en lineær negativ sammenheng mellom vekst og utslipp i denne studien ettersom de fleste landene i utvalget er rike og variabelen som anvendes for å estimere veksteffekten er dikotom.

Man finner i utgangspunktet en slik lineær effekt av økonomisk vekst, men effekten er ikke signifikant når grønt sivilsamfunn introduseres som forklaringsvariabel i interaksjon med demokratisk innenforeffekt. Den tilsynelatende negative effekten av økonomisk vekst ser dermed ut til å være forårsaket av den betingede sivilsamfunnseffekten og resultatene taler imot argumentet om at økonomiske konjunkturer er blant de viktigste forklaringene for DHG-utslipp. Her er det imidlertid viktig å huske på at datakvaliteten for sivilsamfunnsvariabelen er noe svak. Dermed gir denne konklusjonen i større grad begrunnelse for videre forskning enn en definitiv avkrefting.

Effekten av grønt sivilsamfunn holder seg signifikant i den endelige modellen og dermed styrkes hypotesen om at sterkere grønne sivilsamfunn fører til lavere utslipp når det demokratiske nivået i landet er tilstrekkelig høyt. Den grafiske illustrasjonen av grønt sivilsamfunns marginaleffekt viser at sivilsamfunnseffekten blir negativ når det demokratiske nivået overskrider sitt eget gjennomsnitt. Variabelen som tar for seg sivilsamfunnets styrke, uavhengig av grønne karakteristikker, har verken signifikante effekter på utslipp i seg selv eller i interaksjon med demokratisk nivå.

Dermed kan det sies at Putnams (1993) teori om at et sterkt sivilsamfunn fører til egalitær politikk ikke får støtte i denne studien, mens en kombinasjon av Froding (1997) og Brunstein og Linton (2002) perspektiver er en bedre forklaring, hvor det legges vekt på et samspill mellom klimapolitisk engasjement og et demokratisk styresett. I denne studien vises en terskel som ligger rundt landets eget gjennomsnittlige demokratiske nivå som tilstrekkelig for at en høyere grad av grønne sivilsamfunn skal ha negativ effekt på utslipp.3

Et annet interessant moment ved studien var å undersøke hvordan politiske restriksjoner påvirker utslipp. Det ble fremstilt to hypoteser for denne variabelens effekt. På den ene siden kunne man av Tsebelis (2002) teori forvente at vetospillere forsinker politisk utvikling og på den måten tillater høyere utslipp. På den andre siden har Lijphart (1994) argumentert for at politiske restriksjoner fører til mer gjennomtenkte, velfunderte og effektive tiltak, samtidig som konsensuelle systemer har integrerende funksjoner som fører til mer egalitære verdier og lavere utslipp. Resultatene indikerer at det første argumentet ikke får støtte og at det andre argumentet underbygges.

Restriksjoner henger i denne studien sammen med lavere utslipp, noe som tyder på at mer konsensuelle, korporative systemer fører til mer egalitære verdier og gjennomtenkte klimatiltak. Det kan argumenteres for at man finner uforholdsmessig lave restriksjonsverdier i de østeuropeiske landene som har mindre demokratiske systemer, men i denne sammenhengen er det viktig å minne om at det inkluderes en kontrollvariabel for post-totalitære stater for å ta høyde for slike problematiske aspekter i studien.I forhold til tidligere forskning, som har funnet et negativt forhold mellom demokratisk nivå og utslipp, kan man i denne sammenhengen tillegge en ny kunnskap i det teoretiske årsaksforholdet. I tillegg til at et demokratisk styresett er bra for klimavennlig utvikling antyder analyseresultatene i denne studien at det er fordelaktig med et konsensuelt system med flere politiske restriksjoner eller vetopunkter.

Teoriene som handler om EUs påvirkning på utslipp og grønne politiske representanters påvirkning svekkes av analyseresultatene. For EU-effektene må man imidlertid merke seg at kontrollvariabelen for post-totalitære stater antakeligvis «stjeler» en del forklaringsverdi ettersom mange av disse landene har blitt medlem av den europeiske unionen etter at Jugoslavia og Sovjetunionen brøt sammen. Det som i utgangspunktet kan tenkes å være effekter av EU blir dermed tildelt kontrollvariabelen «post-totalitær», som egentlig ikke er substansielt interessant. I forbindelse med EU-effekten som betinges av tidsperioder før og etter år 2000 kan det også tenkes at variabelen for tidstrend stjeler forklaringsverdi fra den relevante forklaringsvariabelen. På en annen side svekker den negative effekten av politiske restriksjoner det teoretiske utgangspunktet for å forvente en betinget EU-effekt og det er viktig å beholde kontrollvariabelen i modellen for å ta høyde for potensielle feilspesifikasjoner i andre variabler.

Tabell 4. Resultater i lys av teoretiske forventninger
 Nøkkelord for hypotese … resultat       I tråd med forventning
H1Høyere økonomisk utviklingsnivå fører stort sett til høyere utslipp Nei
H2Høyere økonomisk vekst påvirker ikke utslipp Nei
H3Høyere økonomisk vekst i samspill med utviklingsnivå påvirker ikke utslipp Nei
H4Høyere antall betydelige vetospillere (restriksjoner) fører til høyere utslipp Nei
H5Høyere grad av konsensualisme (restriksjoner) fører til lavere utslipp Ja
H6Høyere målsetninger i Kyoto-protokollen fører til lavere utslipp Ja
H7EU/EØS-medlemskap påvirker ikke utslipp Nei
H8EU/EØS-medlemskap før/etter år 2000 påvirker ikke utslipp Nei
H9EU/EØS prospektiv påvirker ikke utslipp Nei
H10Høyere oppslutning omkring grønne politiske representanter påvirker ikke utslipp Nei
H11Høyere oppslutning omkring grønne politiske representanter i samspill med færre vetospillere påvirker ikke utslipp Nei
H12Høyere grad av grønne preferanser i befolkningen (opinion) påvirker ikke utslipp Nei
H13Høyere grad av grønne preferanser i befolkningen i samspill med høyere demokratisk nivå fører til lavere utslipp Ja
H14Høyere grad av borgerlig engasjement (sivilsamfunn) påvirker ikke utslipp Nei
H15Høyere grad av borgerlig engasjement i samspill med høyere demokratisk nivå påvirker ikke utslipp Nei
H16Høyere grad av klimapolitisk engasjement (grønt sivilsamfunn) påvirker ikke utslipp Nei
H17Høyere grad av klimapolitisk engasjement i samspill med høyere demokratisk nivå fører til lavere utslipp Ja

I forbindelse med den ubetydelige effekten av grønne politikere i parlamentet er det viktig å minne om at slike aktører gjerne behøver mer enn ett år for å utøve en effekt på utslipp. I denne studien estimeres effektene av politiske omstendigheter med ett års etterslep og det kan dermed bare antydes at politiske representanter har hatt en betydelig påvirkning på utslipp innen en slik tidsramme. Det er imidlertid nevneverdig at den svake representasjonseffekten ikke forårsakes av at forklaringsverdi stjeles av opinionsvariabelen, slik blant andre Brunstein og Linton (2002: 384-385) har forutsett, for variabelen fremstår som ikke-signifikant uten at det kontrolleres for opinion.

Opinionseffekten fremstår på sin side bare som signifikant når det demokratiske nivået i landet er tilstrekkelig høyt, slik Brunstein og Linton forventer, men ved nærmere undersøkelser av konfidensintervallet finner man ut at effekten sjelden er langt unna 0. Den noe kyniske tilnærmingen til politisk forståelse, hvor politikere først og fremst handler ut fra egeninteresser om å maksimere sine maktposisjoner svekkes dermed til en viss grad. Også her må man huske at datakvaliteten er usikker og dermed er det nødvendig med nærmere undersøkelser for å eventuelt avkrefte et slikt forhold.

Konklusjon

Problemstillingen for studien handler om å forklare hva som har ført til varierende utslipp av drivhusgasser blant land i UNFCCCs Anneks I, mellom 1991 og 2007, og om påvirkningen eventuelt er i tråd med forventede effekter. For å besvare disse spørsmålene har en statistisk analyse blitt utført på grunnlag av et sammensatt datamateriale som strekker seg over trettiseks land og søtten år. Resultatene antyder at høyere nivå av økonomisk utvikling fører til større utslipp, med mindre man er blant de aller rikeste landene i verden. I så fall kan økt velstand føre til lavere utslipp. Denne konklusjonen strider til dels med tidligere forskning som har gitt grunnlag for å forvente et langt lavere vendepunkt enn hva denne studien kommer frem til. En rekke kritikker har imidlertid blitt rettet mot den tradisjonelle forståelsen av sammenhenger mellom økonomisk og klimatisk utvikling og dermed er det heller ikke helt overraskende at resultatene er slik som de er.

Blant de politiske forholdene finner man støtte for flere av de forventede effektene. Politiske restriksjoner, som kjennetegner konsensuelle systemer, fører til lavere utslipp, mens grønne sivilsamfunn fører til lavere utslipp i land hvor man opplever at det demokratiske systemet fungerer godt. I denne sammenhengen er det også en fin dynamikk i det teoretiske bakteppet som ligger til grunn for de forventede effektene. I henhold til March og Olsens (1999) perspektiver om interagerende systemer skapes det egalitære verdier i land hvor man har konsensuelle systemer. Det kan tenkes at slike verdier manifesteres i grønne sivilsamfunn, som også er en medvirkende faktor til at demokratier skal fungere optimalt (Putnam m.fl. 1993). Ser man disse årsaksfaktorene i sammenheng kan man betrakte den bærekraftige utviklingen som et kretsløp hvor valg av politiske institusjoner og utforming av politiske prosedyrer påvirker befolkningens holdninger og handlinger, som igjen har en effekt på utslipp. Samtidig aggregeres egalitære verdier i det politiske systemet og forsterker den konsensuelle prosessen.

Kontekstavhengighet legger enkelte begrensninger på resultatenes generaliserbarhet (Lægreid 2011). Det er derfor viktig å ta for seg problemstillingen med ferskere og bedre data. I denne sammenhengen vil det være viktig å samle data med bedre tverrsnitt og tidsserieegenskaper. Særlig i forbindelse med sivilsamfunn og opinionsvariablene vil det være en fordel med et forbedret datagrunnlag, men man behøver ikke nødvendigvis gjennomføre datainnsamling for hele utvalget. Nærmere undersøkelser for å stadfeste at fenomenene faktisk er tidskonstante vil bidra med å teste reliabiliteten i denne og andre studier hvor data fra World Values Survey anvendes. For variabelen som beskriver politiske restriksjoner opplever man frafall fra og med 2007. Her vil det være en fordel om man oppdaterer databasen slik at man kan ta i bruk alle utslippsdataene, som faktisk strekker seg til 2008 og antakeligvis vil bli oppdatert med ferskere observasjoner etterhvert som nasjonale rapporter til UNFCCC behandles. Et alternativ som kan gi enda mer valide resultater er om Tsebelis egne vetospillerdata utvides slik at det dekker et lengre tidsrom og flere land, i så fall kan det bli aktuelt å anvende denne kilden i stedet for POLCONs forholdsvis gode substitutt.

I forbindelse med de mellomliggende variablene – politiske tiltak, reguleringer, produksjon og teknologisk utvikling – finnes det potensiale for å forbedre datagrunnlag og tilgjenglighet. Rådataene finnes i form av nasjonale rapporter til UNFCCC, men det er et krevende arbeid med å kategorisere og kvantifisere de ulike handlingene landene gjør for å motvirke klimaendringer. Et slikt datasett vil imidlertid muliggjøre en stianalyse, som kan avgjøre om antakelsen om en sammenheng mellom årsaker i form av politiske og økonomiske omstendigheter, de antatte mellomliggende variablene og varierende utslippsnivå, faktisk er riktig.

Appendiks

Tabell 1. Utvalg av land i studien
AustraliaFinlandNetherlandsSweden
AustriaFranceNew ZealandSwitzerland
BelarusGermanyNorwayUK
BelgiumGreecePolandUkraine
BulgariaHungaryPortugalUSA
CanadaIcelandRomania
CroatiaIrelandRussia
Czech RepItalySlovakia
DenmarkJapanSlovenia
EstoniaLithuaniaSpain
* Monaco, Liechtenstein, Luxemburg og Tyrkia er også medlem av UNFCCCs Anneks I, men utelates fra studiens utvalg (se side 10 for nærmere diskusjon).

Litteraturliste

Allison, P. D. (2009) Fixed Effects Regression Models. London: Sage – Quantitative Applications in the Social Sciences

Amenta, E. og Poulsen, J. D. (1996) «Social Politics in Context: The Institutional Politics and Politics Theory and Social Spending at the End of the New Deal» Social Forces 72(1): 33–60.

Arrow, K., Bolin, B., Costanza, R., Dasgupta, P., Folke, C., Holling, C. S., Jansson, B. O., Levin, S., Maler, K. G., Perrings C. og Pimentel D. (1995) «Economic Growth, Carrying Capacity, and the Environment» Ecological Economics 15(2): 91–95.

Bartlett, B. (1994) «The High Cost of Turning Green» The Wall Street Journal 14. september.

Battig, M. B. og Bernauer, T. (2009) «National Institutions and Global Public Goods: Are Democracies More Cooperative in Climate Change Policy?» International Organization 63(02): 281–308.

Beckerman, W. (1992) «Economic Growth and the Environment: Whose Growth? Whose Environment?» World Development 20(4): 481–496.

Bennett, C. J. (1991) «What Is Policy Convergence and What Causes It?» British Journal of Political Science 21(2): 215–233.

Bernauer, T. og Kaubi, V. (2009) «Effects of Political Institutions on Air Quality» Ecological Economics 68(5): 1355

Bodansky, D. (2007) «Targets and Timetables: Good but Bad Politics?» UGA Legal Studies Research Papers 7(14): 57–66.

Brustein, P. og Linton, A. (2002) «The Impact of Political Parties, Interest Groups, and Social Movement Organizations on Public Policy: Some Recent Evidence and Theoretical Concerns» Social Forces 81(2): 381

Bruyn, S. M. de, van den Bergh, J. C. J. M. og Opschoor, J. B. (1998) «Economic Growth and Emissions: Reconsidering the Empirical Basis of Environmental Kuznets Curves» Ecological Economics 25(2): 161–175

Carmin, J. og Vandeveer, S. D. (2004) «Enlarging EU Environments: Central and Eastern Europe From Transitions to Accession» Environmental Politics 13(1): 3–24.

Carson, R. T. (2010) «The Environmental Kuznets Curve: Seeking Empirical Regularity and Theoretical Structure» Review of Environmental Economics and Policy 4(2): 3–23.

Castles, F. G. (1982) The Impact of Parties: Politics and Policies in Democratic Capitalist States. London: Sage.

Cohen, J. L. og Arato, A. (1992) Civil Society and Political Theory. Cambridge: MIT Press.

Copeland, B. R. og Taylor, M. S. (2004) «Trade, Growth and the Environment» Journal of Economic Literature 42: 7–71.

CPDS (2011) Comparative Political Data Set III. http://www.ipw.unibe.ch/content/team/klaus_armingeon/comparative_political_data_sets/index_ger.html (28. mai 2011).

Dasgupta, S., Laplante, B., Wang H. og Wheeler D. (2002) «Confronting the Environmental Kuznets Curve» The Journal of Economic Perspectives 16(1): 147–168.

Deacon, R. T. (1999) «The Political Economy of Environment-Development Relationships: A Preliminary Framework» Departmental Working Paper, Department of Economics, UC Santa Barbara, mai.

Deacon, R. T. og Norman, C. S. (2006) «Does the Environmental Kuznets Curve Describe How Individual Countries Behave?» Land Economics 82(2): 291–315.

Emmet, J. R. og Dunlap, R. E. (2010) «The Social Bases of Environmental Concern: Have They Changed Over Time?» Rural Sociology 57(1): 28–47.

EPM (2011a) Data Spread Sheet for 2005 EPI Countries. http://sedac.ciesin.columbia.edu/es/esi/downloads.html (28. mai 2011).

EPM (2011b) Appendix C: Variable Profiles and Data. http://sedac.ciesin.columbia.edu/es/esi/downloads.html (28. mai 2011).

European Comission (2011a) 1990–1999: Europe Without Frontiers. http://europa.eu/about-eu/eu-history/1990-1999/index_en.htm (28. mai 2011).

European Comission (2011b): 2000-today A Decade of Further Expansion. http://europa.eu/about-eu/eu-history/2000_today/index_en.htm (28. mai 2011).

Galoetti, M., Lanza, A. og Pauli, F. (2006) «Reassessing the Environmental Kuznets Curve For CO2 Emissions: A Robustness Exercise» Ecological Economics 57(1): 152–163.

Getzner, M. og Jungmeier, M. (2002) «Conservation Policy and the Regional Economy: the Regional Economic Impact of Natura 2000 Conservation Sites in Austria» Journal of Nature Conservation 10(1): 25–34.

Gleditsch, Nils P., Sverdrup, B. O. (2003) «Democracy and the Environment» i Edward Paper og Michael Redclift (red.) Human Security and the Environment: International Comparisons. Elgar, London.

Gullberg, T. A. og Skodvin, T. (2011) «Cost Effectiveness and Target Group Influence in Norwegian Climate Policy» Scandinavian Political Studies 34(2): 123–142.

Hansen, A. (1991) «The Media and the Social Construction of the Environment» Media, Culture and Society 13(1991): 443–458.

Habermas, J. (1962) The Structural Transformation of the Public Sphere. Cambridge: MIT: Press.

Harbaugh, W., Levinson, A. og Wilson D. M. (2002) «Reexamining the Empirical Evidence for an Environmental Kuznets Curve» The Review of Economics and Statistics 84(3): 541–555.

Henisz, W. (2005) Codebook. http://www-management.wharton.upenn.edu/henisz/_vti_bin/shtml.dll/POLCON/ContactInfo.html (28. mai 2011).

Huber, E. og Schmidt, J. D. (2001) Development and Crisis of the Welfare State: Parties and Policies in Global Markets. Chicago: The University of Chicago Press.

Huber, E. Ragin, C. og Stephens, J. D. (1993) «Social Democracy, Christian Democracy, Constitutional Structure, and the Welfare State» American Journal of Sociology 99: 711–749.

Jahn, D. (1998) «Environmental performance and policy regimes: explaining variations in 18 OECD-countries». Policy Sciences 31(2): 107–131.

Jahn, D. og Muller-Rommel F. (2010) «Political Institutions and Policy Performance: a Comparative Analysis of Central and Eastern Europe» Journal of Public Policy 30(1): 23–44.

Janicke, M. (1992) «Conditions for environmental policy success: an international comparison» The Environmentalist 12: 47–58.

Knill, C. og Tosun, J. (2009) «Hierarchy, Networks and Markets: How Does the EU Shape Environmental Policy Adoptions Within and Beyond its Boarders?» Journal of European Public Policy 16(6): 873–984.

Lake, D. A. og Baum, M. A. (2001) «The Invincible Hand of Democracy: Political Control and the Provision of Public Services» Comparative Political Studies 34(6): 587–621.

Lee, C. C. og Chang C. P. (2008) «Energy consumption and economic growth in Asian economies: A more comprehensive analysis using panel data» Resource and Energy Economics 30(1): 50–65.

Li, Q. og Reuveny, R. (2006) «Democracy and Environment Degredation» International Studies Quarterly 50(4): 953–956.

Lijphart, L. (1999) Patterns of Democracy: Government Forms and Performances in Thirty-Six Countries. New Haven: Yale University Press.

Lægreid, O. M. (2011). Politiske og økonomiske effekter på utslipp av drivhusgasser – En kvantitativ studie. https://bora.uib.no/handle/1956/4938#preview (24. februar 2013).

March, J. G. og Olsen, J. P. (1990) Rediscovering Institutions: The Organizational Basis of Politics. New York: The Free Press.

McGuire, M. C. og Olson, M. J. (1996) «The Economics of Autocracy and Majority Rule: The Invincible Hand and the Use of Force» Journal of Economic Litterature 34(1): 72–96.

Mesquita, B., Smith, A., Silverson, R. og Morrow, J. (2004) The Logic of Political Survival. Cambridge: MIT Press.

Muller-Rommel, F. og Jahn, D. (2010) «Political Institutions and Policy Performance: A Comparative Analysis of Central and Eastern Europe» Journal of Public Policy (30): 23–44.

Norsk samfunnsvitenskaplig datatjeneste (2011a) Environmental Performance Measurement Project. http://www.nsd.uib.no/macrodataguide/set.html?id=14&sub=2 (29. mai 2011).

Norsk samfunnsvitenskaplig datatjeneste (2011b) Political Constraints Index Dataset. http://www.nsd.uib.no/macrodataguide/set.html?id=29&sub=1 (29 mai 2011).

Neumayer, E. (2003) Weak Versus Strong Sustainability: Exploring The Limits of Two Opposing Paradigms. Cheltenham: Edward Elgar Publishing Limited.

Olson, M. (1993) «Dictatorship, Democracy and Development» American Political Science Review 87(3): 567–576.

Panayotou, T. (1993) «Empirical Tests and Policy Analysis of Environmental Degradation at Different Stages of Economic Development» Working Paper, Technology and Environment Programme, International Labour Office, januar.

Pavlinek, P. og Pickels, J. (2004) «Environmental Pasts/Environmental Futures in Post-Socialist Europe» Environmental Politics 13(1): 237–265.

Pearson, P. J. G. (1995) «Energy, Externalities and Environmental Quality: Will Development Cure the Ills it Creates?» Energy Studies Review 6(3): 199–216.

Pennings, P., Keman H. og Kleinnijenhuis K. (2006) Doing Research in Political Science. London: Sage Publications.

Perman, R. og Stern, D. I. (2003) «Evidence From Panel Unit Root and Cointegration Tests That the Environmental Curve Does Not Exist» Australian Journal of Agricultural and Resource Economics 47(3): 325–347.

Persson, T., Roland, G. og Tabellini, G. (2000) «Electoral Rules and Government Spending in Parliamentary Democracies» Quarterly Journal of Political Science 2(2): 155–188.

POLCON (2011) Political Constraint Index Dataset. http://www-management.wharton.upenn.edu/henisz/POLCON/ContactInfo.html (29. mai 2011).

Putnam, R. D., Leonardi, R. og Nanetti, R. (1993) Making Democracy Work: Civic Traditions in Modern Italy. New Jersey: Princeton University Press.

QoG (2011a) The QoG Time-Series Data. http://www.qog.pol.gu.se/ (29. mai 2011).

QoG (2011b) The QoG Social Policy Wide Time-Series CS Data. http://www.qog.pol.gu.se/ (29. Mai 2011).

QoG Codebook (2011a) The QoG Codebook. http://www.qog.pol.gu.se/ (29. mai 2011).

QoG Codebook (2011b) The QoG Social Policy Codebook. http://www.qog.pol.gu.se/ (29. mai 2011).

Qui X. D. (1999) Economic Development and Environmental Quality: A Look at the Environmental Kuznets Curve. PhD-avhandling ved ClemsonUniversity, Clemson, SC.

Rabe-Heskeseth, S. og Skrondal, A. (2008) Multilevel and Longitudinal Modeling Using Stata. College Station: Stata Press.

Ramakrishna, K. (2000) The UNFCCC – History and Evolution of the Climate Change Negotiation. http://environment.research.yale.edu/documents/downloads/o-u/Ramakrishna.pdf (29. mai 2011).

Sabatier, P. A. (1998) «The Advocacy of Coalition Formation: Revisions and Relevance for Europe» Journal of European Public Policy 5(1): 89-130.

Sabgria, A. M. (2000) «Environmental Policy» i Wallace og Wallace (red.) Policy Making in the European Union. Oxford: Oxford University Press

Scharpf, F. W. og Schmidt V. A. (2000a) Welfare and Work in the Open Economy, Vol. 1

From Vulnerability to Competetiveness. Oxford: Oxford University Press.

Scharpf, F. W. og Schmidt V. A. (2000b) Welfare and Work in the Open Economy, Vol. 2

Diverse Responses to Common Challenges. Oxford: Oxford University Press.

Schmidt, M. G. (1996) «When Parties Matter: A Review of the Possibilities and Limits of Partisan Influence on Public Policy» European Journal of Political Research 30(2): 155–183.

Scruggs, L. A. (1999) «Institutional and Environmental Performance in Seventeen Western Democracies» British Journal of Political Science 29(1): 1–31.

Scruggs, L. (2001) «Is There Really a Link Between Neo-Corporatism and Environmental Performance? Updated Evidence and New Data for the 1980s and 1990s» British Journal of Political Science 31(4): 686–692.

Selden, T. M. og Song, D. (1994) «Environmental Quality and Development: Is There a Kuznets Curve For Air Pollution Emissions?» Journal of Environmental Economics and Management 27: 147–162.

Shafik, N. (1994) «Economic Development and Environmental Quality: An Economic Analysis» Oxford Economic Papers 46: 757–773.

Shafik, N. og Bandopadhyay, S. (1992) «Economic Growth and Environmental Quality: Time Series and Cross-Country Evidence» Policy Research Working Paper Series 904, The World Bank.

Stern, D. I. (2004) «The Rise and Decline of the Environmental Kuznets Curve» World Development 32(8): 1419–1439.

Torras, M. og Boyce, J. K. (1998) «Income, Inequality and Pollution: A Reassessment of the Environmental Kuznets Curve» Ecological Economic 25(2): 147–160.

Tsebelis, G. (2002) Veto Players: How Political Institutions Work. New Jersey: Princeton University Press.

UNFCCC (2011a) GHG Total Including LULUCF. http://unfccc.int/ghg_data/ghg_data_unfccc/time_series_annex_i/items/3842.php (30. mai 2011).

UNFCCC (2011b) GHG Data from UNFCCC. http://unfccc.int/ghg_data/ghg_data_unfccc/items/4146.php (30. mai 2011).

UNFCCC (2011c) Notes on GHG Data. http://unfccc.int/ghg_data/online_help/notes_on_ghg_data/items/4138.php (30. mai 2011).

UNFCCC (2011d) Information on Data Sources. http://unfccc.int/ghg_data/ghg_data_unfccc/data_sources/items/3816.php (30. mai 2011).

UNFCCC (2011e) National Inventories. http://unfccc.int/national_reports/annex_i_ghg_inventories/national_inventories_submissions/items/5270.php (30. mai 2011).

Vincent, J.R. (1997) «Testing for environmental Kuznets curves within a developing country, Special Issue on Environmental Kuznets Curves». Environment and Development Economics 2(4): 417–431.

Wooldridge, J. M. (2009) Introductory Economics: a Modern Approach. Scarborough: Cengage Learning.

Yandle, B., Bhattari, M. og Vijayaraghavan, M. (2002) «Environmental Kuznets Curves: A Review of Findings, Methods and Policy Implications» Research Studies 2(1): 1.

1 LULUCF har betydelige effekter på drivhuseffekten og inkluderingen av dette elementet i operasjonaliseringen av min avhengige variabel utgjør en viktig forskjell mellom denne og tidligere studier av politiske og økonomiske effekter på utslipp.
2 Resultatene tolkes i henhold til enhalede tester for enkelhets skyld fordi effektens signifikans i veldig liten grad avhenger av forskjellene mellom enhalet og tohalet testing. Effekter med 5%-signifikans kan tolkes som signifikant 1%-nivå, men ingen av de ikke-signifikante effektene oppnår signifikans som konsekvens av enhalet testing.
3 9,11 på den kombinerte Freedomhouse og Polity indeksen som strekker seg fra 0,00 til 10,00

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon