آثار متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست: کاربرد الگوی معادلات همزمان فضایی داده‌های تابلویی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استاد/ دانشگاه فردوسی مشهد

2 دانشجوی دکتری/ دانشگاه فردوسی مشهد

چکیده

برنامه­ریزی و سیاست­گذاری در زمینه‌ی رشد اقتصادی به‌عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی، نیازمند توجه ویژه به بخش انرژی، محیط­زیست و ارتباط آن‌ها با تولید است. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی اثر متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست و نوع ارتباطات فضایی 9 کشور منتخب درحال‌توسعه از الگوی معادلات همزمان فضایی برای داده­های تابلویی با اثرات تصادفی طی دوره 2011-2000 استفاده ‌شده است. نتایج بیانگر آن است که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست هر کشور تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست کشورهای مجاور قرار دارد. همچنین بر اساس یافته­های این پژوهش می­توان بیان کرد یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست و همچنین میان آلودگی محیط­زیست و مصرف انرژی وجود دارد. بنابراین یک رابطه دوطرفه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی نیز برقرار است با توجه به نتایج پیشنهاد می‌شود به‌منظور دستیابی به رشد اقتصادی پایدار از ابزارهای مالیاتی برای کاهش انتشار گازهای گلخانه‌ای و همچنین جایگزینی انرژی‌های تجدید پذیر با انرژی‌های فسیلی استفاده کرد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Interplay Between Energy Consumption, Economic Growth and Environmental Pollution: Application of Spatial Panel Simultaneous-Equations Model

نویسندگان [English]

  • Mohammad Reza Kohansal 1
  • Samira Shayanmehr 2
1 Professor, Department of Agricultural Economics, Ferdowsi university of Mashhad
2 Ph.D. Student/Ferdowsi University of Mashhad
چکیده [English]

Economic growth planning and policy making is one of the macrocosmic goals which it need to pay specific attention to energy and environmental sector and their relationship with production. Therefore, this study has conducted to investigate the relationship between economic growth, energy consumption and environmental pollution using a Spatial Panel Simultaneous-Equations model for 9 developing countries during 2000-2011. Empirical results of this method show that energy consumption, economic growth and environmental pollution in each country is affected by these factors in neighboring countries. The results of research confirm there exists bidirectional causality between energy consumption and environmental pollution, economic growth and environmental pollution. Thus, there is a bidirectional causal relationship between energy consumption and economic growth. Regarding to result of this study suggests to achieve the sustainable economic growth should be used tax tools for controlling the emissions of CO2 and replacement of the renewable energies with fossil fuels.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Spatial Autoregressive
  • Environmental Pollution
  • Economic Growth
  • Energy Consumption
  • Simultaneous-Equations

آثار متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست: کاربرد الگوی معادلات همزمان فضایی داده­های تابلویی

 

محمدرضا کهنسال[1]

سمیرا شایان ­مهر[2]

تاریخ دریافت: 18/06/1395                     تاریخ پذیرش16/12/1395

چکیده:

برنامه­ریزی و سیاست­گذاری در زمینه‌ی رشد اقتصادی به‌عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی، نیازمند توجه ویژه به بخش انرژی، محیط­زیست و ارتباط آن‌ها با تولید است. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی اثر متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست و نوع ارتباطات فضایی 9 کشور منتخب درحال‌توسعه از الگوی معادلات همزمان فضایی برای داده­های تابلویی با اثرات تصادفی طی دوره 2011-2000 استفاده ‌شده است. نتایج بیانگر آن است که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست هر کشور تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست کشورهای مجاور قرار دارد. همچنین بر اساس یافته­های این پژوهش می­توان بیان کرد یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست و همچنین میان آلودگی محیط­زیست و مصرف انرژی وجود دارد. بنابراین یک رابطه دوطرفه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی نیز برقرار است با توجه به نتایج پیشنهاد می‌شود به‌منظور دستیابی به رشد اقتصادی پایدار از ابزارهای مالیاتی برای کاهش انتشار گازهای گلخانه‌ای و همچنین جایگزینی انرژی‌های تجدید پذیر با انرژی‌های فسیلی استفاده کرد.

 

واژه­های کلیدی: الگوی وقفه فضایی، آلودگی محیط­زیست، رشد اقتصادی، مصرف انرژی، معادلات همزمان.


 

1. مقدمه

در دهه­های اخیر، آلودگی به یکی از چالش­های اصلی مدیریتی کشورها تبدیل‌ شده است؛ به‌طوری‌که کشورها علاوه بر سیاست­ها و اقدامات درون مرزهای خود، ساماندهی آلودگی را در حوزه­ی بین­المللی نیز دنبال می­کنند. از میان مصادیق آلودگی، آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانه‌ای یکی از تهدیدهای جدی پیش روی بسیاری از کشورها می‌باشد. که با توجه به ماهیت آن شیوع بیشتری داشته و در اکثر مناطق جهان محسوس است (شجری و همکاران، 1392). بر اساس گزارش­ هیئت میان دولتی تغییر اقلیم (IPCC)[3] در سال 2014، دی‌اکسید کربن 76 درصد کل گازهای گلخانه­ای را به خود اختصاص داده است. بر این اساس می­توان عنوان کرد که کاهش انتشار دی‌اکسید کربن نقش مهمی در محافظت از محیط­زیست و توسعه پایدار دارد (عمری[4]، 2013). با توجه به این مهم در بسیاری از مطالعات داخلی و خارجی به شناسایی عوامل مؤثر بر انتشار گاز دی‌اکسید کربن و ارتباط آن با سایر مؤلفه‌های اقتصادی و اجتماعی، زیست‌محیطی پرداخته‌اند به‌طوری‌که با شناسایی این عوامل بتوان اقدامات لازم برای دستیابی به توسعه پایدار را فراهم کرد. از میان این عوامل اثرگذار می‌توان به مصرف انرژی و رشد اقتصادی اشاره کرد.

انرژی نقش مؤثری در رشد اقتصادی کشورها ایفا می‌کند به‌طوری‌که به‌عنوان یک نیروی محرکه در اکثر فعالیت­های تولیدی و خدماتی از جایگاه ویژه­ای برخوردار است. از سوی دیگر مصرف انرژی به دلیل انتشار کربن و گازهای گلخانه­ای منجر به آلودگی هوا می­شود. این امر به‌ظاهر یک تناقض و دوگانگی میان دستیابی به یک رشد و توسعه اقتصادی بالا و حفاظت از محیط­زیست است. اما شواهد زیادی در کشورهای پیشرفته نشان داده است اگر مسیر رشد اقتصادی به‌درستی پیموده شود و سیاست­های مناسبی در این راستا اتخاذ شود نه‌تنها تضادی در این زمینه وجود ندارد بلکه رشد اقتصادی نیز می­تواند باعث بهبود وضعیت زیست­محیطی شود. این امر بدون اطلاع از چگونگی رابطه میان مصرف انرژی، سطح فعالیت­های اقتصادی و انتشار گازهای گلخانه­ای امکان­پذیر نیست. ازاین‌جهت همه کشورها برای آنکه رشد اقتصادی همراه با ملاحظات زیست­محیطی را تجربه کنند باید به‌طور دقیق از این ارتباطات اطلاع داشته باشند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). بدین منظور، در این مقاله تلاش شده است ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست در کشورهای درحال‌توسعه بررسی شود. در ادامه این پژوهش، در ابتدا به بررسی مبانی نظری و مطالعات گذشته پرداخته و سپس در قسمت سوم پژوهش، الگوی اقتصادسنجی مورداستفاده جهت شناسایی ارتباط میان متغیرها معرفی می‌شود و در قسمت چهارم به تحلیل و تفسیر نتایج پرداخته می‌شود و در انتها با توجه به نتایج به‌دست‌آمده پیشنهاد‌هایی ارائه می‌شود.

2. مبانی نظری و مروری بر مطالعات تجربی

2-1.مبانی نظری

2-1-1. منحنی زیست­محیطی کوزنتس(EKC)[5]

فرضیه­ی کوزنتس برای اولین بار در سال 1955 توسط سیمون کوزنتس و در مطالعه­ای با عنوان «رشد اقتصادی و نابرابری درآمد» مطرح شد. اخیراً اقتصاددانان محیط­زیست تلاش کرده­اند به تشریح رابطه­ی متقابل میان کیفیت محیط­زیست و رشد اقتصادی بر پایه نظریه­ی کوزنتس بپردازند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). این نظریه­ بیانگر آن است که در مراحل اولیه­ی رشد اقتصادی، آگاهی و اطلاع از مشکلات زیست­محیطی پایین بوده و این مسائل برای مردم بی­اهمیت است. در این مراحل تکنولوژی­های سازگار با محیط‌زیست در دسترس نمی­باشند. بنابراین، در مراحل نخستین رشد اقتصادی، خسارت­های زیست‌محیطی همراه با رشد درآمد افزایش می­یابد و این افزایش تا یک سطح درآمد سرانه افزایش می­یابد سپس با افزایش اطلاعات زیست­محیطی، اجرای قوانین زیست­محیطی، تکنولوژی بهتر و هزینه­های زیست­محیطی بالاتر، به‌تدریج سطح تخریب محیط­زیست کاهش می­یابد به این دلیل در منحنی زیست­محیطی کوزنتس رابطه میان کیفیت محیط­زیست و رشد اقتصادی، توسط یک منحنی U برعکس نشان داده‌شده است (حسینی نسب و پایکاری، 1391). آپرگیس[6] (2016)، لاملا[7] (2009)، کارلوس[8] (2007)، هراتی و همکاران (1392)، اصغری و عاملی (1390)، دهقان (1387)، سلیمی فرد و دهنوی (1388) و پور کاظمی و ابراهیمی (1387) در مطالعه خود منحنی زیست­محیطی کوزنتس را تأیید کرد. درحالی‌که در مطالعه­ی شعبانی و همکاران (1389) منحنی زیست­محیطی کوزنتس مورد تأیید واقع نشد. از سوی دیگر هولتز-ایکین و سلدن[9] (1995)، آزو ماهو[10] و همکاران (2006) منحنی فزاینده یکنواخت[11] را کشف کرد و منحنی N شکل توسط فریدل و گتزنر[12] (2003)، بریجر[13] و همکاران (2008)، اگلی و استجر[14] (2007) معرفی شد. دستیابی به منحنی N شکل بدین معناست که پس از عبور از یک ‌فاز شبیه EKC ( U معکوس، که در آن پس از یک دوره تخریب محیط­زیست به‌واسطه رشد اقتصادی کیفیت محیط­زیست بهبودیافته)، رشد اقتصادی بیشتر مجدداً منجر به تخریب محیط­زیست می­شود. با این ‌وجود، ریچموند و کافمان[15] (2006) دریافتند که هیچ رابطه معنی­داری میان رشد اقتصادی و انتشار دی‌اکسید کربن وجود ندارد.

2-1-2. مبانی نظری رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی

امروزه علاوه بر نهاده­های کار و سرمایه، انرژی نیز به‌عنوان یکی از نهاده­های مهم تولید مطرح است. به‌عنوان‌مثال، برنت و وود[16] (1975)، نشان دادند که در تابع تولید، یکی از عوامل تولید، انرژی است که ارتباط ضعیفی با نیروی کار دارد، آن‌ها تابع تولید را به این صورت نشان دادند:

Q=F(H(K, E),L)

ایشان دریافتند که سرمایه و انرژی با یکدیگر ترکیب می­شوند و عامل تولید H را ایجاد می­کنند. سپس برای تولید محصول با کار ترکیب می­شود (استرن[17]، 1993). همچنین در مدل رشدی که توسط نایر و آیرس[18] (1984) بیان‌شده است، تولید نیازمند صرف مقادیر فراوان انرژی است، درنتیجه انرژی تنها عامل رشد است. سرمایه و نیروی کار عوامل واسطه­ای هستند که برای به‌کارگیری، به انرژی نیاز دارند (استرن، 1993؛ آماده و همکاران، 1388). به‌این‌ترتیب اگر تولید را تابعی از نهاده­های کار، سرمایه و انرژی در نظر بگیریم، فرم تابع تولید را به‌صورت زیر می­توان نوشت:

Q=f(K, L,E)

 در رابطه بالا، Q محصول ناخالص داخلی، K نهاده سرمایه، L نهاده نیروی کار و E نهاده انرژی است. همچنین فرض شده است که میان میزان استفاده از این نهاده­ها و سطح تولید رابطه مستقیم وجود دارد. به‌عبارت‌دیگر، افزایش در هر یک از نهاده­های مذکور موجب افزایش تولید می­شود، به بیان ریاضی داریم (آل­عمران و همکاران، 1391):

 

2-2. مروری بر مطالعات تجربی

آماده و همکاران (1388) به بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی و اشتغال در ایران با استفاده از الگوی خود بازگشتی با وقفه­های توزیعی (ARDL) و همچنین الگوی تصحیح خطا (ECM) پرداختند. نتایج حاصل نشان داد که یک رابطه علیت کوتاه‌مدت و بلندمدت یک‌طرفه از مصرف نهایی انرژی و مصرف نهایی انرژی برق به رشد اقتصادی وجود دارد و همچنین یک رابطه علیت کوتاه‌مدت یک‌طرفه نیز از رشد اقتصادی به مصرف نهایی گاز طبیعی وجود دارد. آقایی (1395) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی به تفکیک حامل‌های انرژی و بخش‌های مختلف اقتصادی پرداخت و دریافت مصرف انرژی بر رشد اقتصادی اثر مثبتی دارد. صادقی و همکاران (1393) رابطه علی میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی موردبررسی قراردادند و نشان دادند رابطه علی یک‌طرفه از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی برقرار بوده و رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی وجود ندارد. محمدی و همکاران (1392) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند و دریافتند یک رابطه علی خطی و غیرخطی یک‌طرفه، از مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد. دامن کشیده و همکاران (1392) در مطالعه­ای به بررسی رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند، نتایج نشان داد که رابطه مثبت و معنی­داری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی وجود دارد. چنگ و لای[19] (1997)، با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو[20]، دریافتند که یک رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی برای کشور تایوان وجود دارد. عقیل و بوت[21] (2001) به بررسی رابطه علیت گرنجری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشور پاکستان با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو پرداختند. نتایج نشان‌دهنده آن است که رشد اقتصادی، علت مصرف انرژی است. آلتینای و کاراگول[22] (2004) رابطه علیت میان مصرف برق و تولید ناخالص ملی در ترکیه را موردبررسی قراردادند. آن‌ها دریافتند که شواهد قوی برای اجرای علیت تک‌سویه از مصرف برق به درآمد وجود دارد. همچنین نشان دادند که عرضه­ی برق برای مصرف بیشتر برق و بنابراین برای حفظ رشد اقتصادی در ترکیه اهمیت ضروری دارد. بلومی[23] (2009) با استفاده از مدل VECM نشان داد که در تونس، رابطه علیت میان مصرف انرژی و درآمد وجود داشته است. آروری[24] و همکاران (2012) رابطه میان انتشار دی‌اکسید کربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص ملی واقعی را در 12 کشور MENAبررسی کردند. آن‌ها نشان دادند که در کل منطقه، تولید ناخالص ملی واقعی با انتشار دی‌اکسید کربن رابطه درجه‌دو دارد. صادقی و موسویان (1393) به بررسی رابطه علیت میان انتشار کربن، مصرف انرژی و تولید سرانه در ایران پرداختند. نتایج نشان داد رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص داخلی به انتشار کربن برقرار است. همچنین رابطه علیت یک‌طرفه‌ای نیز، از رشد اقتصادی به مصرف انرژی وجود دارد. سویتاس و ساری[25] (2009) و آنگ (2007) نشان دادند که انتشار دی‌اکسید کربن می­تواند بر تولید ناخالص ملی و یا مصرف انرژی تأثیرگذار باشد. بلومی (2009) برای تونس، اوزتورک و آکاراوکی[26] (2010) برای ترکیه، مینیاه و والد روفیل[27] (2010) برای ایالت متحده، کولونیس[28] (2013) در دانمارک و مین لیم[29] و همکاران (2014) در فیلیپین یافتند که اگر رابطه از مصرف انرژی به تولید ناخالص ملی و یا انتشار دی‌اکسید کربن برسد، آنگاه تولید ناخالص ملی و یا انتشار دی‌اکسید کربن قابل‌افزایش از طریق مصرف انرژی است. هالیچیوغلو[30] (2009) برای ترکیه و لطفعلی پور و همکاران (2010) برای ایران نشان دادند رابطه علیت از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی و یا به انتشار دی‌اکسید کربن است.

جمع‌بندی مطالعات داخلی و خارجی مرتبط با موضوع پژوهش نشان می‌دهد:

در مطالعات داخلی- 1- با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده در این پژوهش، تاکنون در مطالعات صورت گرفته رابطه متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست بررسی نشده است. 2- با توجه به اینکه میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست رابطه متقابل وجود دارد و لازمه بررسی آن، استفاده از الگوهای معادلات سیستمی است، ولی در این گروه از مطالعات عموماً از الگوهای تک معادله‌ای استفاده است و توجهی به ارتباطات سیستمی میان روابط نشده است.

در مطالعات خارج از کشور- تاکنون در هیچ مطالعه­ای رابطه متقابل میان رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی محیط­زیست در قالب الگوهای فضایی بررسی نشده است درصورتی‌که که رفتارها و تصمیم‌گیری‌های کشورها بر یکدیگر تأثیر می­گذارد و عدم توجه به این آثار، فروض گاوس مارکف را نقض خواهد نمود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). و ضروری است از الگوهای فضایی استفاده شود.

بنابراین در این پژوهش تلاش شده است، برای اولین بار رابطه مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست در قالب الگوی اقتصادسنجی معادلات همزمان فضایی داده‌های پانل بررسی شود. ذکر این نکته ضروری است، از این الگو تاکنون در هیچ مطالعه داخلی استفاده‌نشده است.

3. روش تحلیل داده­ها

در این مطالعه برای شناسایی آثار متقابل انتشار CO2( به‌عنوان متغیر آلودگی محیط­زیست) و GDP (به‌عنوان متغیر رشد اقتصادی) و مصرف انرژی بر یکدیگر از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی استفاده‌شده است که در این قسمت به معرفی تک‌تک اجزای این الگو پرداخته‌شده است.

الف-الگوی داده­های تابلویی

در این مطالعه به علت نوع داده­های موردمطالعه، روش داده­های تابلویی استفاده می­شود. داده­های تابلویی، محیط بسیار مناسبی برای گسترش روش­های تخمین و نتایج نظری را فراهم می­سازند و محققان قادر به استفاده از داده­های مقطعی سری زمانی برای بررسی مسائلی می­شوند که امکان مطالعه آن‌ها در محیط­های مقطعی یا سری زمانی وجود ندارد و روش­های داده­های تابلوئی، روشی برای تلفیق داده­های مقطعی و سری زمانی است (بالتاجی، 2005).

ب- الگوی معادلات همزمان

 سیستم معادلات همزمان به لحاظ ساختاری متفاوت با رگرسیون­های چند متغیره است و ممکن است تأمین‌کننده فروض کلاسیک حاکم بر رگرسیون­های چند متغیره نباشد. به‌عنوان‌مثال، متغیر وابسته در یک معادله به‌عنوان متغیری توضیحی در معادله­ای دیگر از سیستم ظاهر می­شود. چنین متغیر توضیحی ممکن است با جمله پسماند معادله­ای که در آن به‌عنوان متغیر توضیحی واردشده است همبسته باشد و همبسته بودن متغیر توضیحی با جمله پسماند در یک معادله، فرض کلاسیک cov(ui,xi)=0 را نقض می­کند. در چنین شرایطی استفاده از برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی منجر به نتایجی می­شود که نه‌تنها اریب است، بلکه ناسازگار نیز می­باشد. یعنی حتی اگر حجم نمونه به سمت بی­نهایت میل کند، بازهم برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی با مقادیر حقیقی جامعه برابر نمی‌شوند درواقع در این حالت، یک رویکرد معادلات همزمان لازم است مورداستفاده قرار گیرد تا این تورش را کاهش دهد ( شهیدی و یاوری، 1392).

شکل کلی معادله رگرسیونی داده­های پانل با متغیر درون­زا می­باشد:

(1)

 

Zit بردار متغیرهای درون­زا می­باشد و این متغیرها دارای همبستگی با vit است. Xit نیز برداری از متغیرهای برون­زاست. vit خطای ناشی از روند زمانی و iμ خطای ناشی از وجود وقفه تعریف می­شوند. انواع روش­های اقتصادسنجی با تأکید بر حذف یا وجود جز اخلال iμ به‌منظور انجام بهترین برازش ارائه‌شده‌اند؛ بنابراین اگر فرض شود iμ با دیگر متغیرها نا همبسته است می­توان از روش اثرات تصادفی استفاده کرد. بالسترا[31] و وارادهاراجان- کریشناکومار[32](1987) نوعی از اثر تصادفی معروف به G2SLS را معرفی کرده­اند. در حالت حداقل مربعات دومرحله‌ای روش اجزای خطای یک‌طرفه استفاده می­شود. در این روش دو جزء واریانس متغیر iμ و vit وجود دارد. به دلیل آنکه واریانس اجزای خطای دو متغیر ناشناخته است برای تخمین از روش حداقل مربعات تعمیم­یافته(GLS) استفاده می­شود. به‌این‌ترتیب روش G2SLS برای داده­های تابلوئی روشی سازگار و کارا است و نیازی به آزمون هاسمن جهت آزمون سازگاری الگوهای تصادفی (Random effect) در این روش وجود ندارد (رفعت و بیک زاده، 1391) .

 

ج- الگوی فضایی

ازآنجایی‌که در مطالعه حاضر، داده­های مورد استفاده از کشورهای مجاور تهیه شد و دارای جزء مکانی هستند، به‌کارگیری شیوه­های اقتصادسنجی عمومی چندان کارساز نیست، چراکه در این حال، دو مسئله رخ خواهد داد ( لی ساگ، 1999). 1- وابستگی فضایی 2- ناهمسانی فضایی. بنابراین اقتصادسنجی مرسوم، دو موضوع وابستگی فضایی و ناهمسانی فضایی را در نظر نمی­گیرد، و توجه به آن­ها فروض مورد استفاده در اقتصادسنجی مرسوم، یعنی فروض گاوس مارکف نقض خواهد شد. در قضیه گاوس مارکف فرض بر این است که متغیرهای توضیحی در نمونه­گیری­های تکراری ثابت­اند، ولی وجود وابستگی فضایی در میان نمونه­ها این فرض را نقض می­کند، همچنین ناهمسانی فضایی، فرض گاوس مارکف را که یک رابطه خطی مشخص میان مشاهدات نمونه­ای وجود دارد نقض می­کند. چراکه با فرض وجود وابستگی فضایی بین داده­ها با حرکت میان داده­های نمونه فضایی رابطه تغییر خواهد کرد و ضرایب، تابع خطی برحسب متغیر وابسته نخواهد بود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). بنابراین در چنین شرایطی الگوهای فضایی روش مناسبی است.

ازلحاظ تاریخی مبنای اولیه اقتصاد­سنجی فضایی در اوایل دهه 1970 برای انجام مطالعاتی با داده­های بین کشوری در اروپا پایه‌ریزی شد که می­توان به مطالعات هودریک[33]، پالینک[34] و کلاسن[35] اشاره کرد (انسلین[36]، 1988). برخی ویژگی­ها و روش­های مدل‌سازی در اقتصادسنجی فضایی توسط اکبری (1384) و عظیمی (1391) معرفی شدند.

درنهایت، سه مدل اصلی در اقتصادسنجی فضایی مورداستفاده قرار می­گیرد که عبارت‌اند از مدل وقفه فضایی[37]، مدل خطای فضایی[38] و مدل دوربین فضایی[39]. در مدل وقفه فضایی اثرات فضایی صرفاً از طریق متغیر وابسته منتشر می­شوند؛ درحالی‌که در مدل خطای فضایی فرض بر این است که جمله خطا مسیر اصلی انتشار فضایی است. در مدل دوربین فضایی نیز اثر انتشار فضایی هم از طریق متغیر وابسته و هم از طریق متغیرهای مستقل مدل در نظر گرفته می­شود (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). لازم به ذکر است که در این مطالعه مدل وقفه فضایی مورداستفاده قرارگرفته است. مدل وقفه فضایی و به‌عبارت‌دیگر مدل خود رگرسیون فضایی (SAR) که از متغیرهای فضایی و متغیرهای مستقل موجود در مدل­های مرسوم رگرسیونی تشکیل‌شده است به‌صورت زیر تصریح می­شود:

(2)

 

که در آن y برداری از متغیر وابسته، x نمایانگر متغیرهای توضیحی، w1 ماتریس وزن‌های فضایی می­باشد که در ادامه چگونگی شکل­گیری آن­ها توضیح داده می­شود. β نشان­دهنده­ برداری از پارامترها برای متغیرهاست. ρ نشان­دهنده­­ ضریب خودهمبستگی فضایی است (خلیلی عراقی و همکاران، 1392).

-تعیین ماتریس همسایگی

برای تدوین الگوی فضایی، اولین قدم ایجاد ماتریس همسایگی[40] یا ماتریس وزن­های فضایی است. برای ایجاد ماتریس وزن­های فضایی دو روش­ وجود دارد. روش اول: ماتریس همسایگی بر اساس مجاورت[41] روش دوم: ماتریس به‌منزله تابعی از فاصله. برای تعیین ماتریس W یا ماتریس وزن­های فضایی به روش مجاورت، روش­های گوناگونی وجود دارد که مجاورت خطی، رخ مانند، فیل مانند، خطی دوطرفه، رخ مانند دوطرفه و ملکه از آن جمله­اند ( نجفی علمدار لو و همکاران، 1391). ماتریس W را می­توان به‌صورت زیر نشان داد:

(3)

 

همان‌طور که مشاهده می­شود، ماتریس W یک ماتریس متقارن است که عناصر قطر اصلی صفر و سایر عناصر درصورتی‌که دو کشور همسایه باشند یک و در غیر این صورت صفر می‌باشد (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). در ادامه، ضروری است ماتریس مجاورت استاندارد شود (تبدیل ماتریس W به ماتریسی که حاصل جمع سطر آن واحد باشد) که آن را ماتریس مجاورت «مرتبه اول استانداردشده» می­نامند (عسگری و اکبری، 1380). با استاندارد نمودن ماتریس مجاورت و سپس حاصل‌ضرب آن در بردار متغیر وابسته، متغیر جدیدی حاصل می­شود که میانگین مشاهدات ناشی از مناطق مجاور را نشان می­دهد و اصطلاحاً آن را متغیر تأخیر فضایی می­نامند (نجفی علمدار لو و همکاران، 1391).

- آزمون­های تشخیص خودهمبستگی

برای بررسی و آزمون ضریب خودهمبستگی فضایی و معنی­داری آن می­توان از آماره­های مختلف همچون آماره موران[42]، گری[43] و گتیس[44] استفاده کرد در مطالعات تجربی، عموماً از آماره موران در تحلیل خودهمبستگی فضایی استفاده می­شود (رفیعی و قربانی، 1393).آماره موران را برای متغیر x در مناطق مختلف می­توان به‌صورت ذیل محاسبه کرد ( لی و وونگ، 2001):

(4)

 

(5)

 

در رابطه فوق، xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف می­باشد و s2 واریانس نمونه است. wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آن­ها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده می­شود (رفیعی و قربانی، 1393). در آماره گری، نحوه محاسبه آن تا حدودی مشابه آماره موران است؛ با این تفاوت که تأکید آماره موران بر انحراف از میانگین کل مشاهدات است، درحالی‌که آماره گری، بر اختلاف هر دو ناحیه نسبت به یکدیگر تأکید دارد (تسائی، 2005). آماره گتیس به‌صورت زیر قابل‌محاسبه است:

(6)

 

در رابطه فوق xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف می­باشد و wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آن­ها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده می­شود. d فاصله همسایگی است بنابراین هر نقطه فراتر از فاصله d دارای مقدار صفر و درنتیجه از مطالعه حذف شدند (کلیف، 1981).

د- تصریح الگو

فرم ساختاری الگو به‌صورت زیر قابل‌ارائه است:

(7)

 

(8)

 

(9)

 

 

در این روابط، i نشان‌دهنده‌ی کشور و t نشان‌دهنده‌ی زمان است. ln(GDPit) نشان‌دهنده‌ی لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت سال 2005، ln(CO2it) لگارتیم انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (متریک تن)،ln(Eit) لگارتیم مصرف انرژی سرانه برحسب کیلوگرم معادل نفت خام،ln(Lit) لگارتیم نیروی­کار (درصدی از کل جمعیت)، ln(Kit) لگارتیم موجودی سرمایه به قیمت ثابت 2005،ln(FDit) لگارتیم توسعه­ی مالی (اعتبار داخلی برای بخش خصوصی)، ln(POPit) لگارتیم کل جمعیت (هزار نفر)،ln(URit) لگارتیم شهرنشینی (درصدی از کل)، ln(TOit) لگارتیم درجه باز بودن تجاری (مجموع صادرات و واردات نسبت به تولید ناخالص داخلی). Wln(GDP)، Wln(E) وWln(CO2) متغیرهای تأخیر فضایی است.

نمونه­ی آماری این پژوهش شامل 9 کشور منتخب درحال ‌توسعه شامل هند، بنگلادش، پاکستان، ایران، ترکیه، ارمنستان، امارات متحده عربی، قطر و عمان می­باشد که در دوره زمانی 2011-2000 موردبررسی قرارگرفته‌اند. با توجه به اینکه بخش قابل‌توجهی از کشورهای درحال‌توسعه فاقد اطلاعات آماری مناسب جهت تحلیل بودند، بنابراین در این مطالعه سعی شد کشورهای انتخاب شود که کامل‌ترین منابع اطلاعات را در مقایسه با سایر کشورها داشته و همچنین با یکدیگر مجاور باشند. موقعیت کشورهای منتخب در شکل (1) نشان داده شده است. لازم به ذکر است که اطلاعات مورد نیاز برای انجام این پژوهش از بانک جهانی جمع‌آوری‌شده است.

 

شکل 1. موقعیت کشورهای منتخب درحال توسعه

 

4. تخمین و تفسیر معادلات

همزمانی در الگوهای موردنظر به معنای استفاده از متغیرهای ابزاری و روش حداقل مربعات معمولی دومرحله‌ای هنگام تخمین معادلات است ولی هر یک از سه رابطه به‌صورت مجزا از یکدیگر برآورد می­شوند. در برآورد ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار دی‌اکسید کربن متغیرهای توسعه­ی مالی، جمعیت، شهرنشینی، درجه­ی باز بودن تجاری، نیروی کار و موجودی سرمایه به‌عنوان متغیر ابزاری استفاده‌شده است. ارزیابی شروط درجه­ای و رتبه­ای هر یک از سیستم معادلات نشان می‌دهد که تمامی معادلات، مشخص هستند و الگوهای موردنظر از طریق به‌کارگیری داده­های تابلویی با الگوهای اثرات تصادفی و با استفاده از روش حداقل مربعات دومرحله‌ای [45](G2SLS) وقفه فضایی در نرم‌افزار Stata برآورد شده است.

در ابتدا ایستائی متغیرهای مورداستفاده در برآورد داده­های تابلوئی با استفاده از آزمون ریشه واحد LLC موردبررسی قرارگرفته است. در جدول (1) نتایج این آزمون­ برای مقادیر لگاریتمی متغیرها گزارش‌شده است. نتایج نشان می­دهد فرضیه صفر مبنی بر ریشه واحد متغیرها رد می­شود که این بدان معناست که همه متغیرها ایستا هستند. در ادامه به‌منظور انتخاب بین روش‌های داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده می‌شود. در این آزمون فرض صفر دلالت بر این دارد که اثرات انفرادی واحدهای مختلف یکسان است و در مقابل فرض H1 حاکی از یکسان نبودن حداقل یکی از واحدهای انفرادی با واحد پایه می­باشد (رفعت و بیک زاده، 1391). در این مطالعه با رد فرض صفر آزمون F لیمر، معنی‌دار بودن اثرات تابلویی تأیید می‌شود و معادلات به روش داده‌های تابلویی تخمین زده خواهند شد.

جدول 1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها

نام متغیر

احتمال پذیرش صفر

مقدار آماره

ln(GDP)

0320/0

85/1

ln(CO2)

0180/0

09/2

ln(E)

0014/0

98/2

ln(L)

0044/0

62/2

ln(K)

0038/0

67/2

ln(FD)

0087/0

37/2

Ln(TO)

0001/0

81/3

ln(POP)

0011/0

05/3

ln(UR)

0000/0

63/27

مأخذ: یافته­های پژوهش

قبل از برآورد مدل به بررسی ویژگی­های داده­های موردبررسی پرداخته‌شده است. در جدول (2) خلاصه آماری متغیرها شامل میانگین و انحراف معیار، نشان داده‌شده است. همان‌طور که مشاهده می­شود، بیشترین میانگین مصرف انرژی (53/18807) و تولید ناخالص داخلی سرانه (73/55135) در کشور قطر و بیشترین میانگین انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (08/64) در کشور ارمنستان است. کمترین میانگین مصرف انرژی (71/168)، کمترین میانگین انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (29/0) و کمترین میانگین تولید ناخالص داخلی سرانه (573/511) در کشور بنگلادش است. کمترین پراکندگی (انحراف معیار) مصرف انرژی (23/21) در کشور بنگلادش، کمترین پراکندگی تولید ناخالص داخلی سرانه (07/63) در کشور پاکستان و کمترین پراکندگی (انحراف معیار) در انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (02/0) در کشور هند است. درحالی‌که بیشترین پراکندگی در مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار دی‌اکسید کربن به ترتیب در کشور قطر (1/2448)، امارات متحده عربی (6/8125) و قطر (41/48) است.

 

جدول 2: خلاصه آماری (قبل از گرفتن لگاریتم)، 2011-2000.

آزادی تجاری

(%)

جمعیت شهرنشین (%)

جمعیت کل (هزار نفر)

توسعه مالی

(%)

موجودی سرمایه

نیروی کار

(%)

تولید ناخالص داخلی سرانه

مصرف انرژی

انتشار

CO2

مشخصات آماری

 

82/18

97/34

6/155358

45/24

65/430

43/32

98/704

76/487

88/0

میانگین

پاکستان

05/15

26/1

1/11542

6/3

29/35

71/1

07/63

31/21

08/0

انحراف معیار

 

59/68

08/64

3/3010

62/14

79/1055

73/47

13/1633

144/796

08/64

میانگین

ارمنستان

26/8

35/0

14/39

98/9

41/503

17/1

66/477

47/135

35/0

انحراف معیار

 

04/33

77/67

75/70525

29/41

84/3563

88/32

69/3210

73/2430

82/6

میانگین

ایران

95/7

35/2

59/2992

27/10

4/591

001/2

63/446

72/366

77/0

انحراف معیار

 

95/31

05/68

55/68231

64/27

7/3927

87/33

11/7014

58/1301

67/3

میانگین

ترکیه

5/14

14/2

3/3223

32/13

87/950

1/1

06/882

93/141

43/0

انحراف معیار

 

11/83

75/0

76/1074

43/36

2/40095

94/64

73/55135

53/18807

87/51

میانگین

قطر

56/26

87/0

4/479

47/7

9/7242

66/7

1/3422

1/2448

41/48

انحراف معیار

 

77/81

39/82

07/5383

14/51

8/12550

01/63

01/36412

08/9534

75/25

میانگین

امارات

78/17

35/1

2/2089

87/17

1/1728

78/3

6/8125

5/1698

02/5

انحراف معیار

 

09/71

03/73

2/2574

48/37

5/16332

48/38

59/13201

77/5255

91/13

میانگین

عمان

7/4

54/1

8/286

7/4

7/6167

4/4

7/646

6/1423

58/3

انحراف معیار

 

44/35

24/27

31/143189

02/31

60/288

44/46

573/511

71/168

29/0

میانگین

بنگلادش

57/6

53/2

88/7172

46/6

31/63

27/1

09/6305

23/21

05/0

انحراف معیار

 

26/33

42/29

5/1152177

83/39

96/673

40/39

96/775

65/476

33/1

میانگین

هند

43/12

19/1

27/63729

64/8

34/261

87/0

52/168

47/57

02/0

انحراف معیار

 

مأخذ: یافته­های پژوهش

 

در ادامه به‌منظور واردکردن متغیر وقفه فضایی در الگو لازم است ماتریس مجاورت استانداردشده محاسبه شود که در این پژوهش با توجه به اینکه 9 کشور موردمطالعه قرارگرفته است در ابتدا بر اساس مجاورت رخ مانند یک ماتریس با ابعاد 9 سطر و 9 ستون تشکیل و سپس با توجه به ساختار پانلی داده‌ها، به یک ماتریس مجاورت پانلی با ابعاد 81×81 سطر و ستون تبدیل شد.

سپس به بررسی آزمون I موران، گری و گتیس پرداخته می­شود. در این آزمون فرضیه صفر دلالت بر فقدان خودهمبستگی فضایی دارد. با توجه به نتایج جدول (3) خودهمبستگی فضایی تأیید می­شود. بنابراین استفاده از الگوی فضایی جهت بررسی روابط مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست مورد تأیید واقع می­شود.

جدول 3: نتایج آزمون خودهمبستگی فضایی

معادله

آزمون

مقدار

مقدار احتمال

7

Moran’s I

79/6

0000/0

 

Geary’s C

807/5-

0000/0

 

Getis-Ord G

79/6-

0000/0

8

Moran’s I

85/4

0000/0

 

Geary’s C

45/3-

0006/0

 

Getis-Ord G

85/4-

0000/0

9

Moran’s I

74/6

0000/0

 

Geary’s C

20/3-

0013/0

 

Getis-Ord G

74/6-

0000/0

 مأخذ: یافته­های پژوهش

نتایج جدول (4) با توجه به ضرایب تعیین، درجه بالایی از قدرت توضیح­دهندگی الگوی وقفه فضایی معادلات همزمان را در قالب اثرات تصادفی نشان می­دهد. ضریب جمله همبستگی که همان در رابطه (2) است معنادار است که بیانگر آن است که می­بایست به روش اقتصاد­سنجی فضایی تخمین صورت پذیرد و رشد اقتصادی کشورهای موردبررسی از رشد اقتصادی کشورهای مجاور تأثیر گرفته است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی رشد اقتصادی کشورها داشته است.

بر اساس نتایج جدول (4) در مقایسه با مطالعات شهباز و همکاران (2012) و عمری (2013) نشان داد که در مطالعات مذکور نیروی کار تأثیر منفی و معنی­دار بر رشد اقتصادی دارد که به لحاظ نوع اثرگذاری مطابق با نتیجه مطالعه فعلی می­باشد. به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد نیروی کار، رشد اقتصادی 5/3 درصد افزایش می­یابد. تأثیر منفی نیروی کاربر رشد اقتصادی را می‌توان این‌گونه توجیه کرد، ازآنجایی‌که تکنولوژی تولید در کشورهای درحال‌توسعه کاربر بوده و استفاده بیش‌ازحد از نیروی کار در بسیاری از بخش‌های اقتصادی، بازده نزولی را به همراه دارد درنتیجه افزایش اشتغال در این کشورها لزوماً افزایش تولید را به همراه نخواهند داشت. افزایش موجودی سرمایه منجر به افزایش رشد اقتصادی کشورها شده است به دلیل اینکه در این کشورها سرمایه­گذاری در بخش تولید پایین­تر از سطح مطلوب می‌باشد درنتیجه کشورهای مذکور ظرفیت مناسب برای تکنولوژی­های تولید سرمایه­بر به‌جای تکنولوژی­های کاربر را دارند که عملاً رشد اقتصادی را به همراه خواهد داشت. این نوع اثرگذاری موجودی سرمایه ‌بر رشد اقتصادی در مطالعات شهیدی و یاوری(1392)، شهباز (2012) و عمری (2013) تأییدشده است. متغیر مصرف انرژی مثبت و معنی­دار است و این نشان می­دهد که افزایش در مصرف انرژی تمایل به ارتقاء رشد اقتصادی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد انرژی، رشد اقتصادی 2/4 درصد افزایش می­یابد بر این اساس، به‌وضوح قابل‌تشخیص است که وجود منبع انرژی عامل بسیار حائز اهمیتی در راه رشد اقتصادی است. این نتیجه با یافته­های آپرگیس و پن (2010) در کشورهای OECD، شهباز و همکاران (2013) برای هند، وانگ و همکاران (2013) در کشورهای OECD و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. متغیر انتشار دی‌اکسید کربن منفی و معنادار است که بیانگر آن است که با 10 درصد افزایش در تولید گاز دی‌اکسید کربن، 3/0 درصد رشد اقتصادی کاهش می­یابد این نتیجه مطابق با یافته­های عمری (2013) در کشورهای MENA و جایانداکوماران و همکاران (2012) برای هند و چین می­باشد.

جدول 4: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان

معادله (7): متغیر وابسته: LnGDP

نام متغیر مستقل

ضریب

آماره t

عرض از مبدأ

*52/0

84/1

ln(CO2)

***03/0-

28/6-

ln(E)

***42/0

12/6

ln(L)

***35/0-

98/7-

ln(K)

***47/0

60/7

W * Ln(GDP)

**003/0

17/2

(Buse) R2

99/0

-

 (Buse) R2Adj

99/0

-

Raw Moments R2

99/0

-

Raw Moments R2 Adj

99/0

-

 مأخذ: یافته‌های پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنی‌داری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)

با توجه به یافته­های جدول (5) ضرایب تعیین نشان­دهنده­ی درجه بالایی از قدرت توضیح­دهندگی الگو است. در این معادله، ضریب جمله همبستگی معنادار است که تأکید بر استفاده از الگوهای فضایی در تخمین دارد و نشان­دهنده­ی آن است که مصرف انرژی کشورهای موردبررسی تحت تأثیر مصرف انرژی کشورهای مجاور است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی مصرف انرژی داشته است.

همان‌طور که در جدول (5) مشاهده می­شود متغیر انتشار دی‌اکسید کربن مثبت و معنی­دار است این نحوه اثرگذاری در مطالعه­ ستین و اسویت[46] (2015) تأییدشده است. رشد اقتصادی اثر مثبت و معنی­داری بر مصرف سرانه انرژی دارد که با یافته‌های اوه و لی[47] (2004) در کشور کره، آلتینای و کاراگول (2004) در کشور ترکیه، آنگ (2008) در کشور مالزی، هالیچیوغلو (2009) در کشور ترکیه، اودهیامبو[48] (2009) در کشور تانزانیا، بلومی (2009) در کشور تونس و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. سرمایه اثر مثبت و معنی­داری بر مصرف انرژی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد سرمایه، مصرف سرانه انرژی 5/3 درصد افزایش می­یابد. این به معنی این است که سرمایه نقش مهمی در مصرف انرژی ایفا می­کند و تأثیر مثبت این متغیر بر مصرف انرژی در مطالعه لرد[49] و همکاران (2010) نیز تأیید شده است. نیروی کار هم اثر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد که این نوع اثرگذاری در راستای نتایج ساری و همکاران (2008) برای ایالت متحده و لرد و همکاران (2010) برای باربادوس است. متغیر توسعه مالی تأثیر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد، به دلیل اینکه توسعه مالی، کسب و کار را افزایش می­دهد و بدنبال آن تقاضا برای انرژی افزایش می­یابد و این نوع اثرگذاری در مطالعات سادورسکی[50] (2010 و 2011)، شهباز و لین[51] (2012)، اسلام و همکاران (2013)، شهباز و همکاران (2013) و وانگ و همکاران (2013) نیز تأیید­ شده ­است. متغیر جمعیت دارای تأثیر منفی و معنی­دار بر مصرف سرانه انرژی دارد. این نتیجه می‌تواند، به دلیل بالا بودن رشد جمعیت نسبت به رشد مصرف انرژی در کشورهای منتخب درحال‌توسعه باشد. از سوی دیگر با توجه به بهبود تکنولوژی، افزایش آگاهی، افزایش انرژی‌های نو (غیر فسیلی) و... می‌توان کاهش مصرف سرانه انرژی در این کشورها را نسبت به جمعیت توجیه کرد. ذکر این نکته ضروری است ایده واردکردن متغیر جمعیت از مطالعه عمری (2013) گرفته‌شده است که در این مطالعه نیز اثر این متغیر در برخی از کشورها منفی بوده است.

 

 

 

جدول 5: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان

معادله (8): متغیر وابسته: LnE

نام متغیر مستقل

ضریب

                     آماره t

عرض از مبدأ

***58/2

82/2

ln(CO2)

***01/0

61/2

ln(GDP)

*** 44/0

31/3

ln(L)

06/0

34/1

ln(K)

***35/0

09/4

Ln(FD)

004/0

42/0

Ln(POP)

*03/0-

86/1-

W * Ln(E)

**11/0

96/1

(Buse) R2

99/0

-

 (Buse) R2Adj

99/0

-

Raw Moments R2

99/0

-

Raw Moments R2 Adj

99/0

-

 مأخذ: یافته­های پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنی­داری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)

 

بر اساس نتایج مندرج در جدول (6) متغیر وابستگی فضایی تأثیر مثبت و معنی­دار بر انتشار گاز دی‌اکسید کربن داشته است. معنی­دار بودن اثر متغیر وابستگی فضایی نشان می­دهد که همواره سهمی از انتشار سرانه گاز دی‌اکسید کربن در گروه کشورهای موردبررسی، مربوط به اثر مجاورت و همسایگی کشورها بوده است.

 

 

 

 

جدول 6: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان

معادله (9): متغیر وابسته:Ln(CO2)

نام متغیر مستقل

ضریب

آماره t

عرض از مبدأ

07/0

23/0

ln(E)

***37/0

89/2

ln(GDP)

**02/0

25/2

ln(TO)

*03/0

85/1

ln(UR)

06/0

33/0

W * Ln(CO2)

***48/0

00/4

(Buse) R2

90/0

-

 (Buse) R2Adj

89/0

-

Raw Moments R2

91/0

-

Raw Moments R2 Adj

90/0

-

 مأخذ: یافته­های پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنی­داری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)

همانطور که در جدول (6) مشاهده می­شود تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت و معنی­داری بر انتشار دی­اکسید کربن سرانه داشته است به‌طوری‌که با افزایش 10 درصدی تولید ناخالص داخلی سرانه، 2/0 درصد انتشار دی‌اکسید کربن افزایش می­یابد. این دلالت می­کند که افزایش در رشد اقتصادی تمایل به افزایش تخریب محیط­زیست دارد. این نتایج با یافته­های هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، فودها و زاقدود (2010) برای 12 کشور MENA، جایانداکوماران و همکاران (2012) برای دو کشور چین و هند، صبوری و همکاران (2012) برای مالزی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و لی (2013) برای کشورهای گروه 20 (G20) سازگار است. مصرف سرانه انرژی تأثیر مثبت و معنی­داری بر انتشار دی‌اکسید کربن دارد. ضریب 37/0 نشان می­دهد که انتشار گاز دی‌اکسید کربن 7/3 درصد افزایش می­یابد زمانی که مصرف انرژی یک درصد افزایش می­یابد. این به این معنی است که افزایش در مصرف انرژی منجر به افزایش تخریب محیط­زیست می­شود. این نتایج در راستای یافته­های مطالعات سویتاس و همکاران (2007) برای ایالت متحده، هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، ژانگ و چنگ (2009) برای چین، کومار (2011)، عروری[52] و همکاران (2012) برای 12 کشور MENA و عمری (2013) برای کشورهای MENA است. متغیر شهرنشینی دارای تأثیر مثبت ناچیزی در انتشار گاز دی‌اکسید کربن است. ضریب 06/0 نشان می­دهد که انتشار دی‌اکسید کربن 6/0 درصد افزایش می­یابد زمانی که یک افزاش 10 درصدی در شهر­نشینی وجود دارد که ازلحاظ نوع اثرگذاری با مطالعات حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی و عمری (2013) برای کشورهای MENA سازگار است. درحالی‌که در مطالعه پومانی وونگ و کانکو (2010) اثر شهرنشینی بر میزان مصرف انرژی منفی است. متغیر درجه باز بودن تجارت تأثیر مثبت و معنی­داری در انتشار دی‌اکسید کربن دارد که با یافته­های حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و برقی اسکویی (1388) برای کشورهای با درآمد سرانه بالا و درآمد سرانه پایین مطابقت دارد. از طرفی مطالعات عمری (2013) و جلیل و محمود (2009) رابطه منفی میان این دو متغیر را نشان داد.

بنابراین با توجه به نتایج به‌دست‌آمده می­توان نتیجه گرفت که: 1- یک رابطه علت و معلولی دو ‌طرفه میان مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد که مطابق با یافته­های مطالعه عمری (2013) می­باشد 2- یک رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و انتشار دی‌اکسید کربن وجود دارد که با یافته­های مطالعه هری و سلیم (2012) برای چین سازگار است. درحالی‌که در مطالعه عمری (2013) یک رابطه یک‌طرفه از مصرف انرژی به انتشار دی‌اکسید کربن وجود دارد. 3- یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و تولید گاز دی­اکسید کربن وجود دارد که این رابطه در مطالعات کندو و دیندا[53] (2002) و قوش[54] (2010) تأییدشده است . شکل (2) خلاصه نتایج داده­های جدول 4، 5 و 6 است که ارتباط میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست را تأیید می­کند.

 

 

 

رشد اقتصادی

مصرف انرژی

انتشار CO2

شکل 2: اثر متقابل CO2، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی برای کشورهای درحال‌توسعه

مأخذ: یافته­های پژوهش

 

5. نتیجه­گیری و پیشنهاد‌های سیاستی

انتشار گازهای گلخانه‌ای و پیامدهای منفی آن بر رفاه جامعه توجه بسیاری از پژوهشگران و سیاست‌گذاران در کشورهای مختلف را به خود جلب کرده است. عوامل متعدی میزان انتشار این گاز را تحت تأثیر قرار می‌دهد. مطالعه حاضر اثرات متقابل میان آلودگی محیط‌زیست، رشد اقتصادی و مصرف انرژی را با استفاده از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی موردبررسی قرار داده است. نتایج این الگو نشان می‌دهد که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست کشورهای موردبررسی، تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست کشورهای مجاور قرار داشته است. همچنین نتایج پژوهش بیانگر آن است که یک رابطه علت و معلولی دو‌طرفه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی، میان مصرف انرژی و آلودگی محیط‌زیست و همچنین میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست مشاهده می‌شود.

بر طبق نتایج به‌دست‌آمده، در بیان پیشنهادهای سیاستی می­توان به این نکته اشاره کرد که با توجه به اثرگذاری مصرف انرژی بر رشد اقتصادی در کشورهای منتخب موردبررسی، توجه به مصرف انرژی عامل مهمی در تضمین رشد پرشتاب و مستمر اقتصادی است. پس به‌منظور کاهش انتشار ­دی‌اکسید کربن ضرورتی ندارد مصرف انرژی کاهش یابد زیرا این امر منجر به افت تولید ناخالص داخلی می­شود بلکه بهتر است سوخت­های پاک و سبز را جایگزین سوخت­های فسیلی و غیرقابل‌تجدید کرد تا از این طریق دو هدف تداوم رشد اقتصادی و کاهش دی‌اکسید کربن تحقق یابد. بنابراین تحقیق و سرمایه­گذاری در انرژی پاک باید بخش جدایی‌ناپذیر فرایند کنترل انتشار کربن باشد. برای مثال این کشورها می­توانند از انرژی خورشیدی به‌عنوان جایگزین انرژی فسیلی استفاده کنند.

با توجه به روند افزایشی انتشار سرانه دی‌اکسید کربن در کشورهای موردبررسی لازم است سیاست­های زیست­محیطی جدیدی اتخاذ شود تا به‌این‌ترتیب تخریب محیط­زیست کاهش یابد. بر اساس مدل ارائه‌شده در این پژوهش، افزایش تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی سبب افزایش آلودگی به‌واسطه افزایش انتشار دی‌اکسید کربن می­شود. ازاین‌رو اگر برای کاهش آلودگی از طریق کاهش تولید ناخالص داخلی اقدام شود منجر به کاهش سطح سرمایه­گذاری و اشتغال می­شود که کاهش سطح اشتغال به مشکل بیکاری در کشورها دامن می­زند. اما می­توان به‌واسطه بهبود کارایی مصرف انرژی در واحدهای تولیدی در داخل کشور، میزان مصرف انرژی را کاهش داد و از این طریق به کاهش آلودگی کمک کرد.

با توجه به اینکه آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانه­ای با آثار جانبی منفی بر رفاه جامعه همراه است، در این مطالعه تلاش گردید از متغیر رشد اقتصادی به‌عنوان نماینده‌ای از رفاه اقتصادی جامعه استفاده شود و همان‌طور که در این مطالعه مشاهده شد اثر منفی آلودگی محیط‌زیست ناشی از گاز دی‌اکسید کربن بر رشد اقتصادی تأیید شد به این دلیل که هرچند اثرات آلودگی به‌طور مستقیم در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ نمی‌شود اما به‌طور غیرمستقیم در آن منعکس‌شده است که پیشنهاد می‌شود برای دستیابی به ارتباط دقیق‌تر میان این دو مؤلفه اثرات جانبی در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ شود. همچنین از طریق ابزارهای اقتصادی همچون وضع مالیات بر آلاینده‌های محیطی می‌توان زمینه مناسبی را برای دستیابی به رشد اقتصادی پایدار در این کشورها فراهم کرد، هرچند اجرای این سیاست‌ها نیازمند زیرساخت‌ها و قوانین لازم می‌باشد.



[1] استاد گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد (نویسنده مسئول)

Email: kohansal@um.ac.ir

[2] دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی، دانشگاه فردوسی مشهد

Email: Samira_shayanmehr@yahoo.com

[3] Intergovernmental Panel on Climate Change

[4] Omri

[5] Environment Kuznets Curve

[6] Apergis

[7] Lamla

[8] Carlos

[9] Holtz-Eakin and Selden

[10]Azomahou

[11] monotonic rising curve

[12] Friedl and Getzner

[13] Brajer

[14] Egli and Steger

[15] Richmond and Kaufmann

[16] Berndt and Wood

[17] Nair and Ayres

[18] Stern

[19] Cheng and Lai

[20] Hsiao

[21] Aqeel and Butt

[22] Altinay and Karagol

[23] Belloumi

[24] Arouri

[25] Soytas and Sari

[26] Ozturk and Acaravci

[27] Menyah and Wolde-Rufael

[28] Kulionis

[29] Min Lim et al.

[30] Halicioglu

[31] Balestra

[32] Varadharajan- Krishnakumar

[33] Hordijk

[34] Paelinck              

[35] Klaassen

[36] Anselin

[37] Spatial Lag Model

[38] Spatial Error Model

[39] Spatial Durbin Model

[40] Neighbouring matrix

[41] Contiguity

[42]Moran I

[43]Geary

5 Getis

[45]Generalized Two Stage Least Squares

[46] cetin and Ecevit

[47] oh and Lee

[48] odhiambo

[49] Lorde

[50] Sadorsky

[51] Shahbaz and Lean

[52] Arouri

[53] Coondoo and Dinda

[54] Ghosh

آثار متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست: کاربرد الگوی معادلات همزمان فضایی داده­های تابلویی

 

محمدرضا کهنسال[1]

سمیرا شایان ­مهر[2]

تاریخ دریافت: 18/06/1395                     تاریخ پذیرش16/12/1395

چکیده:

برنامه­ریزی و سیاست­گذاری در زمینه‌ی رشد اقتصادی به‌عنوان یکی از اهداف کلان اقتصادی، نیازمند توجه ویژه به بخش انرژی، محیط­زیست و ارتباط آن‌ها با تولید است. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی اثر متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست و نوع ارتباطات فضایی 9 کشور منتخب درحال‌توسعه از الگوی معادلات همزمان فضایی برای داده­های تابلویی با اثرات تصادفی طی دوره 2011-2000 استفاده ‌شده است. نتایج بیانگر آن است که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست هر کشور تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست کشورهای مجاور قرار دارد. همچنین بر اساس یافته­های این پژوهش می­توان بیان کرد یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست و همچنین میان آلودگی محیط­زیست و مصرف انرژی وجود دارد. بنابراین یک رابطه دوطرفه میان رشد اقتصادی و مصرف انرژی نیز برقرار است با توجه به نتایج پیشنهاد می‌شود به‌منظور دستیابی به رشد اقتصادی پایدار از ابزارهای مالیاتی برای کاهش انتشار گازهای گلخانه‌ای و همچنین جایگزینی انرژی‌های تجدید پذیر با انرژی‌های فسیلی استفاده کرد.

 

واژه­های کلیدی: الگوی وقفه فضایی، آلودگی محیط­زیست، رشد اقتصادی، مصرف انرژی، معادلات همزمان.


 

1. مقدمه

در دهه­های اخیر، آلودگی به یکی از چالش­های اصلی مدیریتی کشورها تبدیل‌ شده است؛ به‌طوری‌که کشورها علاوه بر سیاست­ها و اقدامات درون مرزهای خود، ساماندهی آلودگی را در حوزه­ی بین­المللی نیز دنبال می­کنند. از میان مصادیق آلودگی، آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانه‌ای یکی از تهدیدهای جدی پیش روی بسیاری از کشورها می‌باشد. که با توجه به ماهیت آن شیوع بیشتری داشته و در اکثر مناطق جهان محسوس است (شجری و همکاران، 1392). بر اساس گزارش­ هیئت میان دولتی تغییر اقلیم (IPCC)[3] در سال 2014، دی‌اکسید کربن 76 درصد کل گازهای گلخانه­ای را به خود اختصاص داده است. بر این اساس می­توان عنوان کرد که کاهش انتشار دی‌اکسید کربن نقش مهمی در محافظت از محیط­زیست و توسعه پایدار دارد (عمری[4]، 2013). با توجه به این مهم در بسیاری از مطالعات داخلی و خارجی به شناسایی عوامل مؤثر بر انتشار گاز دی‌اکسید کربن و ارتباط آن با سایر مؤلفه‌های اقتصادی و اجتماعی، زیست‌محیطی پرداخته‌اند به‌طوری‌که با شناسایی این عوامل بتوان اقدامات لازم برای دستیابی به توسعه پایدار را فراهم کرد. از میان این عوامل اثرگذار می‌توان به مصرف انرژی و رشد اقتصادی اشاره کرد.

انرژی نقش مؤثری در رشد اقتصادی کشورها ایفا می‌کند به‌طوری‌که به‌عنوان یک نیروی محرکه در اکثر فعالیت­های تولیدی و خدماتی از جایگاه ویژه­ای برخوردار است. از سوی دیگر مصرف انرژی به دلیل انتشار کربن و گازهای گلخانه­ای منجر به آلودگی هوا می­شود. این امر به‌ظاهر یک تناقض و دوگانگی میان دستیابی به یک رشد و توسعه اقتصادی بالا و حفاظت از محیط­زیست است. اما شواهد زیادی در کشورهای پیشرفته نشان داده است اگر مسیر رشد اقتصادی به‌درستی پیموده شود و سیاست­های مناسبی در این راستا اتخاذ شود نه‌تنها تضادی در این زمینه وجود ندارد بلکه رشد اقتصادی نیز می­تواند باعث بهبود وضعیت زیست­محیطی شود. این امر بدون اطلاع از چگونگی رابطه میان مصرف انرژی، سطح فعالیت­های اقتصادی و انتشار گازهای گلخانه­ای امکان­پذیر نیست. ازاین‌جهت همه کشورها برای آنکه رشد اقتصادی همراه با ملاحظات زیست­محیطی را تجربه کنند باید به‌طور دقیق از این ارتباطات اطلاع داشته باشند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). بدین منظور، در این مقاله تلاش شده است ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست در کشورهای درحال‌توسعه بررسی شود. در ادامه این پژوهش، در ابتدا به بررسی مبانی نظری و مطالعات گذشته پرداخته و سپس در قسمت سوم پژوهش، الگوی اقتصادسنجی مورداستفاده جهت شناسایی ارتباط میان متغیرها معرفی می‌شود و در قسمت چهارم به تحلیل و تفسیر نتایج پرداخته می‌شود و در انتها با توجه به نتایج به‌دست‌آمده پیشنهاد‌هایی ارائه می‌شود.

2. مبانی نظری و مروری بر مطالعات تجربی

2-1.مبانی نظری

2-1-1. منحنی زیست­محیطی کوزنتس(EKC)[5]

فرضیه­ی کوزنتس برای اولین بار در سال 1955 توسط سیمون کوزنتس و در مطالعه­ای با عنوان «رشد اقتصادی و نابرابری درآمد» مطرح شد. اخیراً اقتصاددانان محیط­زیست تلاش کرده­اند به تشریح رابطه­ی متقابل میان کیفیت محیط­زیست و رشد اقتصادی بر پایه نظریه­ی کوزنتس بپردازند (مهدوی عادلی و قنبری، 1392). این نظریه­ بیانگر آن است که در مراحل اولیه­ی رشد اقتصادی، آگاهی و اطلاع از مشکلات زیست­محیطی پایین بوده و این مسائل برای مردم بی­اهمیت است. در این مراحل تکنولوژی­های سازگار با محیط‌زیست در دسترس نمی­باشند. بنابراین، در مراحل نخستین رشد اقتصادی، خسارت­های زیست‌محیطی همراه با رشد درآمد افزایش می­یابد و این افزایش تا یک سطح درآمد سرانه افزایش می­یابد سپس با افزایش اطلاعات زیست­محیطی، اجرای قوانین زیست­محیطی، تکنولوژی بهتر و هزینه­های زیست­محیطی بالاتر، به‌تدریج سطح تخریب محیط­زیست کاهش می­یابد به این دلیل در منحنی زیست­محیطی کوزنتس رابطه میان کیفیت محیط­زیست و رشد اقتصادی، توسط یک منحنی U برعکس نشان داده‌شده است (حسینی نسب و پایکاری، 1391). آپرگیس[6] (2016)، لاملا[7] (2009)، کارلوس[8] (2007)، هراتی و همکاران (1392)، اصغری و عاملی (1390)، دهقان (1387)، سلیمی فرد و دهنوی (1388) و پور کاظمی و ابراهیمی (1387) در مطالعه خود منحنی زیست­محیطی کوزنتس را تأیید کرد. درحالی‌که در مطالعه­ی شعبانی و همکاران (1389) منحنی زیست­محیطی کوزنتس مورد تأیید واقع نشد. از سوی دیگر هولتز-ایکین و سلدن[9] (1995)، آزو ماهو[10] و همکاران (2006) منحنی فزاینده یکنواخت[11] را کشف کرد و منحنی N شکل توسط فریدل و گتزنر[12] (2003)، بریجر[13] و همکاران (2008)، اگلی و استجر[14] (2007) معرفی شد. دستیابی به منحنی N شکل بدین معناست که پس از عبور از یک ‌فاز شبیه EKC ( U معکوس، که در آن پس از یک دوره تخریب محیط­زیست به‌واسطه رشد اقتصادی کیفیت محیط­زیست بهبودیافته)، رشد اقتصادی بیشتر مجدداً منجر به تخریب محیط­زیست می­شود. با این ‌وجود، ریچموند و کافمان[15] (2006) دریافتند که هیچ رابطه معنی­داری میان رشد اقتصادی و انتشار دی‌اکسید کربن وجود ندارد.

2-1-2. مبانی نظری رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی

امروزه علاوه بر نهاده­های کار و سرمایه، انرژی نیز به‌عنوان یکی از نهاده­های مهم تولید مطرح است. به‌عنوان‌مثال، برنت و وود[16] (1975)، نشان دادند که در تابع تولید، یکی از عوامل تولید، انرژی است که ارتباط ضعیفی با نیروی کار دارد، آن‌ها تابع تولید را به این صورت نشان دادند:

Q=F(H(K, E),L)

ایشان دریافتند که سرمایه و انرژی با یکدیگر ترکیب می­شوند و عامل تولید H را ایجاد می­کنند. سپس برای تولید محصول با کار ترکیب می­شود (استرن[17]، 1993). همچنین در مدل رشدی که توسط نایر و آیرس[18] (1984) بیان‌شده است، تولید نیازمند صرف مقادیر فراوان انرژی است، درنتیجه انرژی تنها عامل رشد است. سرمایه و نیروی کار عوامل واسطه­ای هستند که برای به‌کارگیری، به انرژی نیاز دارند (استرن، 1993؛ آماده و همکاران، 1388). به‌این‌ترتیب اگر تولید را تابعی از نهاده­های کار، سرمایه و انرژی در نظر بگیریم، فرم تابع تولید را به‌صورت زیر می­توان نوشت:

Q=f(K, L,E)

 در رابطه بالا، Q محصول ناخالص داخلی، K نهاده سرمایه، L نهاده نیروی کار و E نهاده انرژی است. همچنین فرض شده است که میان میزان استفاده از این نهاده­ها و سطح تولید رابطه مستقیم وجود دارد. به‌عبارت‌دیگر، افزایش در هر یک از نهاده­های مذکور موجب افزایش تولید می­شود، به بیان ریاضی داریم (آل­عمران و همکاران، 1391):

 

2-2. مروری بر مطالعات تجربی

آماده و همکاران (1388) به بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی و اشتغال در ایران با استفاده از الگوی خود بازگشتی با وقفه­های توزیعی (ARDL) و همچنین الگوی تصحیح خطا (ECM) پرداختند. نتایج حاصل نشان داد که یک رابطه علیت کوتاه‌مدت و بلندمدت یک‌طرفه از مصرف نهایی انرژی و مصرف نهایی انرژی برق به رشد اقتصادی وجود دارد و همچنین یک رابطه علیت کوتاه‌مدت یک‌طرفه نیز از رشد اقتصادی به مصرف نهایی گاز طبیعی وجود دارد. آقایی (1395) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی به تفکیک حامل‌های انرژی و بخش‌های مختلف اقتصادی پرداخت و دریافت مصرف انرژی بر رشد اقتصادی اثر مثبتی دارد. صادقی و همکاران (1393) رابطه علی میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی موردبررسی قراردادند و نشان دادند رابطه علی یک‌طرفه از مصرف انرژی به تولید ناخالص داخلی برقرار بوده و رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی وجود ندارد. محمدی و همکاران (1392) به بررسی رابطه علیت میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند و دریافتند یک رابطه علی خطی و غیرخطی یک‌طرفه، از مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد. دامن کشیده و همکاران (1392) در مطالعه­ای به بررسی رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی پرداختند، نتایج نشان داد که رابطه مثبت و معنی­داری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی وجود دارد. چنگ و لای[19] (1997)، با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو[20]، دریافتند که یک رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی برای کشور تایوان وجود دارد. عقیل و بوت[21] (2001) به بررسی رابطه علیت گرنجری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشور پاکستان با استفاده از آزمون علیت گرنجری هسیائو پرداختند. نتایج نشان‌دهنده آن است که رشد اقتصادی، علت مصرف انرژی است. آلتینای و کاراگول[22] (2004) رابطه علیت میان مصرف برق و تولید ناخالص ملی در ترکیه را موردبررسی قراردادند. آن‌ها دریافتند که شواهد قوی برای اجرای علیت تک‌سویه از مصرف برق به درآمد وجود دارد. همچنین نشان دادند که عرضه­ی برق برای مصرف بیشتر برق و بنابراین برای حفظ رشد اقتصادی در ترکیه اهمیت ضروری دارد. بلومی[23] (2009) با استفاده از مدل VECM نشان داد که در تونس، رابطه علیت میان مصرف انرژی و درآمد وجود داشته است. آروری[24] و همکاران (2012) رابطه میان انتشار دی‌اکسید کربن، مصرف انرژی و تولید ناخالص ملی واقعی را در 12 کشور MENAبررسی کردند. آن‌ها نشان دادند که در کل منطقه، تولید ناخالص ملی واقعی با انتشار دی‌اکسید کربن رابطه درجه‌دو دارد. صادقی و موسویان (1393) به بررسی رابطه علیت میان انتشار کربن، مصرف انرژی و تولید سرانه در ایران پرداختند. نتایج نشان داد رابطه علیت یک‌طرفه از تولید ناخالص داخلی به انتشار کربن برقرار است. همچنین رابطه علیت یک‌طرفه‌ای نیز، از رشد اقتصادی به مصرف انرژی وجود دارد. سویتاس و ساری[25] (2009) و آنگ (2007) نشان دادند که انتشار دی‌اکسید کربن می­تواند بر تولید ناخالص ملی و یا مصرف انرژی تأثیرگذار باشد. بلومی (2009) برای تونس، اوزتورک و آکاراوکی[26] (2010) برای ترکیه، مینیاه و والد روفیل[27] (2010) برای ایالت متحده، کولونیس[28] (2013) در دانمارک و مین لیم[29] و همکاران (2014) در فیلیپین یافتند که اگر رابطه از مصرف انرژی به تولید ناخالص ملی و یا انتشار دی‌اکسید کربن برسد، آنگاه تولید ناخالص ملی و یا انتشار دی‌اکسید کربن قابل‌افزایش از طریق مصرف انرژی است. هالیچیوغلو[30] (2009) برای ترکیه و لطفعلی پور و همکاران (2010) برای ایران نشان دادند رابطه علیت از تولید ناخالص ملی به مصرف انرژی و یا به انتشار دی‌اکسید کربن است.

جمع‌بندی مطالعات داخلی و خارجی مرتبط با موضوع پژوهش نشان می‌دهد:

در مطالعات داخلی- 1- با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده در این پژوهش، تاکنون در مطالعات صورت گرفته رابطه متقابل مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست بررسی نشده است. 2- با توجه به اینکه میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست رابطه متقابل وجود دارد و لازمه بررسی آن، استفاده از الگوهای معادلات سیستمی است، ولی در این گروه از مطالعات عموماً از الگوهای تک معادله‌ای استفاده است و توجهی به ارتباطات سیستمی میان روابط نشده است.

در مطالعات خارج از کشور- تاکنون در هیچ مطالعه­ای رابطه متقابل میان رشد اقتصادی، مصرف انرژی و آلودگی محیط­زیست در قالب الگوهای فضایی بررسی نشده است درصورتی‌که که رفتارها و تصمیم‌گیری‌های کشورها بر یکدیگر تأثیر می­گذارد و عدم توجه به این آثار، فروض گاوس مارکف را نقض خواهد نمود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). و ضروری است از الگوهای فضایی استفاده شود.

بنابراین در این پژوهش تلاش شده است، برای اولین بار رابطه مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست در قالب الگوی اقتصادسنجی معادلات همزمان فضایی داده‌های پانل بررسی شود. ذکر این نکته ضروری است، از این الگو تاکنون در هیچ مطالعه داخلی استفاده‌نشده است.

3. روش تحلیل داده­ها

در این مطالعه برای شناسایی آثار متقابل انتشار CO2( به‌عنوان متغیر آلودگی محیط­زیست) و GDP (به‌عنوان متغیر رشد اقتصادی) و مصرف انرژی بر یکدیگر از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی استفاده‌شده است که در این قسمت به معرفی تک‌تک اجزای این الگو پرداخته‌شده است.

الف-الگوی داده­های تابلویی

در این مطالعه به علت نوع داده­های موردمطالعه، روش داده­های تابلویی استفاده می­شود. داده­های تابلویی، محیط بسیار مناسبی برای گسترش روش­های تخمین و نتایج نظری را فراهم می­سازند و محققان قادر به استفاده از داده­های مقطعی سری زمانی برای بررسی مسائلی می­شوند که امکان مطالعه آن‌ها در محیط­های مقطعی یا سری زمانی وجود ندارد و روش­های داده­های تابلوئی، روشی برای تلفیق داده­های مقطعی و سری زمانی است (بالتاجی، 2005).

ب- الگوی معادلات همزمان

 سیستم معادلات همزمان به لحاظ ساختاری متفاوت با رگرسیون­های چند متغیره است و ممکن است تأمین‌کننده فروض کلاسیک حاکم بر رگرسیون­های چند متغیره نباشد. به‌عنوان‌مثال، متغیر وابسته در یک معادله به‌عنوان متغیری توضیحی در معادله­ای دیگر از سیستم ظاهر می­شود. چنین متغیر توضیحی ممکن است با جمله پسماند معادله­ای که در آن به‌عنوان متغیر توضیحی واردشده است همبسته باشد و همبسته بودن متغیر توضیحی با جمله پسماند در یک معادله، فرض کلاسیک cov(ui,xi)=0 را نقض می­کند. در چنین شرایطی استفاده از برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی منجر به نتایجی می­شود که نه‌تنها اریب است، بلکه ناسازگار نیز می­باشد. یعنی حتی اگر حجم نمونه به سمت بی­نهایت میل کند، بازهم برآوردگرهای حداقل مربعات معمولی با مقادیر حقیقی جامعه برابر نمی‌شوند درواقع در این حالت، یک رویکرد معادلات همزمان لازم است مورداستفاده قرار گیرد تا این تورش را کاهش دهد ( شهیدی و یاوری، 1392).

شکل کلی معادله رگرسیونی داده­های پانل با متغیر درون­زا می­باشد:

(1)

 

Zit بردار متغیرهای درون­زا می­باشد و این متغیرها دارای همبستگی با vit است. Xit نیز برداری از متغیرهای برون­زاست. vit خطای ناشی از روند زمانی و iμ خطای ناشی از وجود وقفه تعریف می­شوند. انواع روش­های اقتصادسنجی با تأکید بر حذف یا وجود جز اخلال iμ به‌منظور انجام بهترین برازش ارائه‌شده‌اند؛ بنابراین اگر فرض شود iμ با دیگر متغیرها نا همبسته است می­توان از روش اثرات تصادفی استفاده کرد. بالسترا[31] و وارادهاراجان- کریشناکومار[32](1987) نوعی از اثر تصادفی معروف به G2SLS را معرفی کرده­اند. در حالت حداقل مربعات دومرحله‌ای روش اجزای خطای یک‌طرفه استفاده می­شود. در این روش دو جزء واریانس متغیر iμ و vit وجود دارد. به دلیل آنکه واریانس اجزای خطای دو متغیر ناشناخته است برای تخمین از روش حداقل مربعات تعمیم­یافته(GLS) استفاده می­شود. به‌این‌ترتیب روش G2SLS برای داده­های تابلوئی روشی سازگار و کارا است و نیازی به آزمون هاسمن جهت آزمون سازگاری الگوهای تصادفی (Random effect) در این روش وجود ندارد (رفعت و بیک زاده، 1391) .

 

ج- الگوی فضایی

ازآنجایی‌که در مطالعه حاضر، داده­های مورد استفاده از کشورهای مجاور تهیه شد و دارای جزء مکانی هستند، به‌کارگیری شیوه­های اقتصادسنجی عمومی چندان کارساز نیست، چراکه در این حال، دو مسئله رخ خواهد داد ( لی ساگ، 1999). 1- وابستگی فضایی 2- ناهمسانی فضایی. بنابراین اقتصادسنجی مرسوم، دو موضوع وابستگی فضایی و ناهمسانی فضایی را در نظر نمی­گیرد، و توجه به آن­ها فروض مورد استفاده در اقتصادسنجی مرسوم، یعنی فروض گاوس مارکف نقض خواهد شد. در قضیه گاوس مارکف فرض بر این است که متغیرهای توضیحی در نمونه­گیری­های تکراری ثابت­اند، ولی وجود وابستگی فضایی در میان نمونه­ها این فرض را نقض می­کند، همچنین ناهمسانی فضایی، فرض گاوس مارکف را که یک رابطه خطی مشخص میان مشاهدات نمونه­ای وجود دارد نقض می­کند. چراکه با فرض وجود وابستگی فضایی بین داده­ها با حرکت میان داده­های نمونه فضایی رابطه تغییر خواهد کرد و ضرایب، تابع خطی برحسب متغیر وابسته نخواهد بود و درنتیجه شیوه اقتصادسنجی مرسوم کاربرد نخواهد داشت (عسگری و اکبری، 1380). بنابراین در چنین شرایطی الگوهای فضایی روش مناسبی است.

ازلحاظ تاریخی مبنای اولیه اقتصاد­سنجی فضایی در اوایل دهه 1970 برای انجام مطالعاتی با داده­های بین کشوری در اروپا پایه‌ریزی شد که می­توان به مطالعات هودریک[33]، پالینک[34] و کلاسن[35] اشاره کرد (انسلین[36]، 1988). برخی ویژگی­ها و روش­های مدل‌سازی در اقتصادسنجی فضایی توسط اکبری (1384) و عظیمی (1391) معرفی شدند.

درنهایت، سه مدل اصلی در اقتصادسنجی فضایی مورداستفاده قرار می­گیرد که عبارت‌اند از مدل وقفه فضایی[37]، مدل خطای فضایی[38] و مدل دوربین فضایی[39]. در مدل وقفه فضایی اثرات فضایی صرفاً از طریق متغیر وابسته منتشر می­شوند؛ درحالی‌که در مدل خطای فضایی فرض بر این است که جمله خطا مسیر اصلی انتشار فضایی است. در مدل دوربین فضایی نیز اثر انتشار فضایی هم از طریق متغیر وابسته و هم از طریق متغیرهای مستقل مدل در نظر گرفته می­شود (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). لازم به ذکر است که در این مطالعه مدل وقفه فضایی مورداستفاده قرارگرفته است. مدل وقفه فضایی و به‌عبارت‌دیگر مدل خود رگرسیون فضایی (SAR) که از متغیرهای فضایی و متغیرهای مستقل موجود در مدل­های مرسوم رگرسیونی تشکیل‌شده است به‌صورت زیر تصریح می­شود:

(2)

 

که در آن y برداری از متغیر وابسته، x نمایانگر متغیرهای توضیحی، w1 ماتریس وزن‌های فضایی می­باشد که در ادامه چگونگی شکل­گیری آن­ها توضیح داده می­شود. β نشان­دهنده­ برداری از پارامترها برای متغیرهاست. ρ نشان­دهنده­­ ضریب خودهمبستگی فضایی است (خلیلی عراقی و همکاران، 1392).

-تعیین ماتریس همسایگی

برای تدوین الگوی فضایی، اولین قدم ایجاد ماتریس همسایگی[40] یا ماتریس وزن­های فضایی است. برای ایجاد ماتریس وزن­های فضایی دو روش­ وجود دارد. روش اول: ماتریس همسایگی بر اساس مجاورت[41] روش دوم: ماتریس به‌منزله تابعی از فاصله. برای تعیین ماتریس W یا ماتریس وزن­های فضایی به روش مجاورت، روش­های گوناگونی وجود دارد که مجاورت خطی، رخ مانند، فیل مانند، خطی دوطرفه، رخ مانند دوطرفه و ملکه از آن جمله­اند ( نجفی علمدار لو و همکاران، 1391). ماتریس W را می­توان به‌صورت زیر نشان داد:

(3)

 

همان‌طور که مشاهده می­شود، ماتریس W یک ماتریس متقارن است که عناصر قطر اصلی صفر و سایر عناصر درصورتی‌که دو کشور همسایه باشند یک و در غیر این صورت صفر می‌باشد (خلیلی عراقی و همکاران، 1392). در ادامه، ضروری است ماتریس مجاورت استاندارد شود (تبدیل ماتریس W به ماتریسی که حاصل جمع سطر آن واحد باشد) که آن را ماتریس مجاورت «مرتبه اول استانداردشده» می­نامند (عسگری و اکبری، 1380). با استاندارد نمودن ماتریس مجاورت و سپس حاصل‌ضرب آن در بردار متغیر وابسته، متغیر جدیدی حاصل می­شود که میانگین مشاهدات ناشی از مناطق مجاور را نشان می­دهد و اصطلاحاً آن را متغیر تأخیر فضایی می­نامند (نجفی علمدار لو و همکاران، 1391).

- آزمون­های تشخیص خودهمبستگی

برای بررسی و آزمون ضریب خودهمبستگی فضایی و معنی­داری آن می­توان از آماره­های مختلف همچون آماره موران[42]، گری[43] و گتیس[44] استفاده کرد در مطالعات تجربی، عموماً از آماره موران در تحلیل خودهمبستگی فضایی استفاده می­شود (رفیعی و قربانی، 1393).آماره موران را برای متغیر x در مناطق مختلف می­توان به‌صورت ذیل محاسبه کرد ( لی و وونگ، 2001):

(4)

 

(5)

 

در رابطه فوق، xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف می­باشد و s2 واریانس نمونه است. wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آن­ها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده می­شود (رفیعی و قربانی، 1393). در آماره گری، نحوه محاسبه آن تا حدودی مشابه آماره موران است؛ با این تفاوت که تأکید آماره موران بر انحراف از میانگین کل مشاهدات است، درحالی‌که آماره گری، بر اختلاف هر دو ناحیه نسبت به یکدیگر تأکید دارد (تسائی، 2005). آماره گتیس به‌صورت زیر قابل‌محاسبه است:

(6)

 

در رابطه فوق xi و xj مقادیر x در مورد مناطق مختلف می­باشد و wij موقعیت مجاورت i وj نسبت به یکدیگر و به عبارتی نوع ارتباط فضایی آن­ها است که به‌عنوان ماتریس وزن نام‌برده می­شود. d فاصله همسایگی است بنابراین هر نقطه فراتر از فاصله d دارای مقدار صفر و درنتیجه از مطالعه حذف شدند (کلیف، 1981).

د- تصریح الگو

فرم ساختاری الگو به‌صورت زیر قابل‌ارائه است:

(7)

 

(8)

 

(9)

 

 

در این روابط، i نشان‌دهنده‌ی کشور و t نشان‌دهنده‌ی زمان است. ln(GDPit) نشان‌دهنده‌ی لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت سال 2005، ln(CO2it) لگارتیم انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (متریک تن)،ln(Eit) لگارتیم مصرف انرژی سرانه برحسب کیلوگرم معادل نفت خام،ln(Lit) لگارتیم نیروی­کار (درصدی از کل جمعیت)، ln(Kit) لگارتیم موجودی سرمایه به قیمت ثابت 2005،ln(FDit) لگارتیم توسعه­ی مالی (اعتبار داخلی برای بخش خصوصی)، ln(POPit) لگارتیم کل جمعیت (هزار نفر)،ln(URit) لگارتیم شهرنشینی (درصدی از کل)، ln(TOit) لگارتیم درجه باز بودن تجاری (مجموع صادرات و واردات نسبت به تولید ناخالص داخلی). Wln(GDP)، Wln(E) وWln(CO2) متغیرهای تأخیر فضایی است.

نمونه­ی آماری این پژوهش شامل 9 کشور منتخب درحال ‌توسعه شامل هند، بنگلادش، پاکستان، ایران، ترکیه، ارمنستان، امارات متحده عربی، قطر و عمان می­باشد که در دوره زمانی 2011-2000 موردبررسی قرارگرفته‌اند. با توجه به اینکه بخش قابل‌توجهی از کشورهای درحال‌توسعه فاقد اطلاعات آماری مناسب جهت تحلیل بودند، بنابراین در این مطالعه سعی شد کشورهای انتخاب شود که کامل‌ترین منابع اطلاعات را در مقایسه با سایر کشورها داشته و همچنین با یکدیگر مجاور باشند. موقعیت کشورهای منتخب در شکل (1) نشان داده شده است. لازم به ذکر است که اطلاعات مورد نیاز برای انجام این پژوهش از بانک جهانی جمع‌آوری‌شده است.

 

شکل 1. موقعیت کشورهای منتخب درحال توسعه

 

4. تخمین و تفسیر معادلات

همزمانی در الگوهای موردنظر به معنای استفاده از متغیرهای ابزاری و روش حداقل مربعات معمولی دومرحله‌ای هنگام تخمین معادلات است ولی هر یک از سه رابطه به‌صورت مجزا از یکدیگر برآورد می­شوند. در برآورد ارتباط متقابل میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و انتشار دی‌اکسید کربن متغیرهای توسعه­ی مالی، جمعیت، شهرنشینی، درجه­ی باز بودن تجاری، نیروی کار و موجودی سرمایه به‌عنوان متغیر ابزاری استفاده‌شده است. ارزیابی شروط درجه­ای و رتبه­ای هر یک از سیستم معادلات نشان می‌دهد که تمامی معادلات، مشخص هستند و الگوهای موردنظر از طریق به‌کارگیری داده­های تابلویی با الگوهای اثرات تصادفی و با استفاده از روش حداقل مربعات دومرحله‌ای [45](G2SLS) وقفه فضایی در نرم‌افزار Stata برآورد شده است.

در ابتدا ایستائی متغیرهای مورداستفاده در برآورد داده­های تابلوئی با استفاده از آزمون ریشه واحد LLC موردبررسی قرارگرفته است. در جدول (1) نتایج این آزمون­ برای مقادیر لگاریتمی متغیرها گزارش‌شده است. نتایج نشان می­دهد فرضیه صفر مبنی بر ریشه واحد متغیرها رد می­شود که این بدان معناست که همه متغیرها ایستا هستند. در ادامه به‌منظور انتخاب بین روش‌های داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده می‌شود. در این آزمون فرض صفر دلالت بر این دارد که اثرات انفرادی واحدهای مختلف یکسان است و در مقابل فرض H1 حاکی از یکسان نبودن حداقل یکی از واحدهای انفرادی با واحد پایه می­باشد (رفعت و بیک زاده، 1391). در این مطالعه با رد فرض صفر آزمون F لیمر، معنی‌دار بودن اثرات تابلویی تأیید می‌شود و معادلات به روش داده‌های تابلویی تخمین زده خواهند شد.

جدول 1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها

نام متغیر

احتمال پذیرش صفر

مقدار آماره

ln(GDP)

0320/0

85/1

ln(CO2)

0180/0

09/2

ln(E)

0014/0

98/2

ln(L)

0044/0

62/2

ln(K)

0038/0

67/2

ln(FD)

0087/0

37/2

Ln(TO)

0001/0

81/3

ln(POP)

0011/0

05/3

ln(UR)

0000/0

63/27

مأخذ: یافته­های پژوهش

قبل از برآورد مدل به بررسی ویژگی­های داده­های موردبررسی پرداخته‌شده است. در جدول (2) خلاصه آماری متغیرها شامل میانگین و انحراف معیار، نشان داده‌شده است. همان‌طور که مشاهده می­شود، بیشترین میانگین مصرف انرژی (53/18807) و تولید ناخالص داخلی سرانه (73/55135) در کشور قطر و بیشترین میانگین انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (08/64) در کشور ارمنستان است. کمترین میانگین مصرف انرژی (71/168)، کمترین میانگین انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (29/0) و کمترین میانگین تولید ناخالص داخلی سرانه (573/511) در کشور بنگلادش است. کمترین پراکندگی (انحراف معیار) مصرف انرژی (23/21) در کشور بنگلادش، کمترین پراکندگی تولید ناخالص داخلی سرانه (07/63) در کشور پاکستان و کمترین پراکندگی (انحراف معیار) در انتشار سرانه دی‌اکسید کربن (02/0) در کشور هند است. درحالی‌که بیشترین پراکندگی در مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه و انتشار دی‌اکسید کربن به ترتیب در کشور قطر (1/2448)، امارات متحده عربی (6/8125) و قطر (41/48) است.

 

جدول 2: خلاصه آماری (قبل از گرفتن لگاریتم)، 2011-2000.

آزادی تجاری

(%)

جمعیت شهرنشین (%)

جمعیت کل (هزار نفر)

توسعه مالی

(%)

موجودی سرمایه

نیروی کار

(%)

تولید ناخالص داخلی سرانه

مصرف انرژی

انتشار

CO2

مشخصات آماری

 

82/18

97/34

6/155358

45/24

65/430

43/32

98/704

76/487

88/0

میانگین

پاکستان

05/15

26/1

1/11542

6/3

29/35

71/1

07/63

31/21

08/0

انحراف معیار

 

59/68

08/64

3/3010

62/14

79/1055

73/47

13/1633

144/796

08/64

میانگین

ارمنستان

26/8

35/0

14/39

98/9

41/503

17/1

66/477

47/135

35/0

انحراف معیار

 

04/33

77/67

75/70525

29/41

84/3563

88/32

69/3210

73/2430

82/6

میانگین

ایران

95/7

35/2

59/2992

27/10

4/591

001/2

63/446

72/366

77/0

انحراف معیار

 

95/31

05/68

55/68231

64/27

7/3927

87/33

11/7014

58/1301

67/3

میانگین

ترکیه

5/14

14/2

3/3223

32/13

87/950

1/1

06/882

93/141

43/0

انحراف معیار

 

11/83

75/0

76/1074

43/36

2/40095

94/64

73/55135

53/18807

87/51

میانگین

قطر

56/26

87/0

4/479

47/7

9/7242

66/7

1/3422

1/2448

41/48

انحراف معیار

 

77/81

39/82

07/5383

14/51

8/12550

01/63

01/36412

08/9534

75/25

میانگین

امارات

78/17

35/1

2/2089

87/17

1/1728

78/3

6/8125

5/1698

02/5

انحراف معیار

 

09/71

03/73

2/2574

48/37

5/16332

48/38

59/13201

77/5255

91/13

میانگین

عمان

7/4

54/1

8/286

7/4

7/6167

4/4

7/646

6/1423

58/3

انحراف معیار

 

44/35

24/27

31/143189

02/31

60/288

44/46

573/511

71/168

29/0

میانگین

بنگلادش

57/6

53/2

88/7172

46/6

31/63

27/1

09/6305

23/21

05/0

انحراف معیار

 

26/33

42/29

5/1152177

83/39

96/673

40/39

96/775

65/476

33/1

میانگین

هند

43/12

19/1

27/63729

64/8

34/261

87/0

52/168

47/57

02/0

انحراف معیار

 

مأخذ: یافته­های پژوهش

 

در ادامه به‌منظور واردکردن متغیر وقفه فضایی در الگو لازم است ماتریس مجاورت استانداردشده محاسبه شود که در این پژوهش با توجه به اینکه 9 کشور موردمطالعه قرارگرفته است در ابتدا بر اساس مجاورت رخ مانند یک ماتریس با ابعاد 9 سطر و 9 ستون تشکیل و سپس با توجه به ساختار پانلی داده‌ها، به یک ماتریس مجاورت پانلی با ابعاد 81×81 سطر و ستون تبدیل شد.

سپس به بررسی آزمون I موران، گری و گتیس پرداخته می­شود. در این آزمون فرضیه صفر دلالت بر فقدان خودهمبستگی فضایی دارد. با توجه به نتایج جدول (3) خودهمبستگی فضایی تأیید می­شود. بنابراین استفاده از الگوی فضایی جهت بررسی روابط مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست مورد تأیید واقع می­شود.

جدول 3: نتایج آزمون خودهمبستگی فضایی

معادله

آزمون

مقدار

مقدار احتمال

7

Moran’s I

79/6

0000/0

 

Geary’s C

807/5-

0000/0

 

Getis-Ord G

79/6-

0000/0

8

Moran’s I

85/4

0000/0

 

Geary’s C

45/3-

0006/0

 

Getis-Ord G

85/4-

0000/0

9

Moran’s I

74/6

0000/0

 

Geary’s C

20/3-

0013/0

 

Getis-Ord G

74/6-

0000/0

 مأخذ: یافته­های پژوهش

نتایج جدول (4) با توجه به ضرایب تعیین، درجه بالایی از قدرت توضیح­دهندگی الگوی وقفه فضایی معادلات همزمان را در قالب اثرات تصادفی نشان می­دهد. ضریب جمله همبستگی که همان در رابطه (2) است معنادار است که بیانگر آن است که می­بایست به روش اقتصاد­سنجی فضایی تخمین صورت پذیرد و رشد اقتصادی کشورهای موردبررسی از رشد اقتصادی کشورهای مجاور تأثیر گرفته است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی رشد اقتصادی کشورها داشته است.

بر اساس نتایج جدول (4) در مقایسه با مطالعات شهباز و همکاران (2012) و عمری (2013) نشان داد که در مطالعات مذکور نیروی کار تأثیر منفی و معنی­دار بر رشد اقتصادی دارد که به لحاظ نوع اثرگذاری مطابق با نتیجه مطالعه فعلی می­باشد. به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد نیروی کار، رشد اقتصادی 5/3 درصد افزایش می­یابد. تأثیر منفی نیروی کاربر رشد اقتصادی را می‌توان این‌گونه توجیه کرد، ازآنجایی‌که تکنولوژی تولید در کشورهای درحال‌توسعه کاربر بوده و استفاده بیش‌ازحد از نیروی کار در بسیاری از بخش‌های اقتصادی، بازده نزولی را به همراه دارد درنتیجه افزایش اشتغال در این کشورها لزوماً افزایش تولید را به همراه نخواهند داشت. افزایش موجودی سرمایه منجر به افزایش رشد اقتصادی کشورها شده است به دلیل اینکه در این کشورها سرمایه­گذاری در بخش تولید پایین­تر از سطح مطلوب می‌باشد درنتیجه کشورهای مذکور ظرفیت مناسب برای تکنولوژی­های تولید سرمایه­بر به‌جای تکنولوژی­های کاربر را دارند که عملاً رشد اقتصادی را به همراه خواهد داشت. این نوع اثرگذاری موجودی سرمایه ‌بر رشد اقتصادی در مطالعات شهیدی و یاوری(1392)، شهباز (2012) و عمری (2013) تأییدشده است. متغیر مصرف انرژی مثبت و معنی­دار است و این نشان می­دهد که افزایش در مصرف انرژی تمایل به ارتقاء رشد اقتصادی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد انرژی، رشد اقتصادی 2/4 درصد افزایش می­یابد بر این اساس، به‌وضوح قابل‌تشخیص است که وجود منبع انرژی عامل بسیار حائز اهمیتی در راه رشد اقتصادی است. این نتیجه با یافته­های آپرگیس و پن (2010) در کشورهای OECD، شهباز و همکاران (2013) برای هند، وانگ و همکاران (2013) در کشورهای OECD و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. متغیر انتشار دی‌اکسید کربن منفی و معنادار است که بیانگر آن است که با 10 درصد افزایش در تولید گاز دی‌اکسید کربن، 3/0 درصد رشد اقتصادی کاهش می­یابد این نتیجه مطابق با یافته­های عمری (2013) در کشورهای MENA و جایانداکوماران و همکاران (2012) برای هند و چین می­باشد.

جدول 4: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان

معادله (7): متغیر وابسته: LnGDP

نام متغیر مستقل

ضریب

آماره t

عرض از مبدأ

*52/0

84/1

ln(CO2)

***03/0-

28/6-

ln(E)

***42/0

12/6

ln(L)

***35/0-

98/7-

ln(K)

***47/0

60/7

W * Ln(GDP)

**003/0

17/2

(Buse) R2

99/0

-

 (Buse) R2Adj

99/0

-

Raw Moments R2

99/0

-

Raw Moments R2 Adj

99/0

-

 مأخذ: یافته‌های پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنی‌داری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)

با توجه به یافته­های جدول (5) ضرایب تعیین نشان­دهنده­ی درجه بالایی از قدرت توضیح­دهندگی الگو است. در این معادله، ضریب جمله همبستگی معنادار است که تأکید بر استفاده از الگوهای فضایی در تخمین دارد و نشان­دهنده­ی آن است که مصرف انرژی کشورهای موردبررسی تحت تأثیر مصرف انرژی کشورهای مجاور است و مثبت بودن متغیر تأخیر فضایی به این معناست که مجاورت کشورها با یکدیگر، اثر مثبتی بر روی مصرف انرژی داشته است.

همان‌طور که در جدول (5) مشاهده می­شود متغیر انتشار دی‌اکسید کربن مثبت و معنی­دار است این نحوه اثرگذاری در مطالعه­ ستین و اسویت[46] (2015) تأییدشده است. رشد اقتصادی اثر مثبت و معنی­داری بر مصرف سرانه انرژی دارد که با یافته‌های اوه و لی[47] (2004) در کشور کره، آلتینای و کاراگول (2004) در کشور ترکیه، آنگ (2008) در کشور مالزی، هالیچیوغلو (2009) در کشور ترکیه، اودهیامبو[48] (2009) در کشور تانزانیا، بلومی (2009) در کشور تونس و عمری (2013) در کشورهای MENA سازگار است. سرمایه اثر مثبت و معنی­داری بر مصرف انرژی دارد به‌طوری‌که با افزایش 10 درصد سرمایه، مصرف سرانه انرژی 5/3 درصد افزایش می­یابد. این به معنی این است که سرمایه نقش مهمی در مصرف انرژی ایفا می­کند و تأثیر مثبت این متغیر بر مصرف انرژی در مطالعه لرد[49] و همکاران (2010) نیز تأیید شده است. نیروی کار هم اثر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد که این نوع اثرگذاری در راستای نتایج ساری و همکاران (2008) برای ایالت متحده و لرد و همکاران (2010) برای باربادوس است. متغیر توسعه مالی تأثیر مثبت و ناچیزی بر مصرف سرانه انرژی دارد، به دلیل اینکه توسعه مالی، کسب و کار را افزایش می­دهد و بدنبال آن تقاضا برای انرژی افزایش می­یابد و این نوع اثرگذاری در مطالعات سادورسکی[50] (2010 و 2011)، شهباز و لین[51] (2012)، اسلام و همکاران (2013)، شهباز و همکاران (2013) و وانگ و همکاران (2013) نیز تأیید­ شده ­است. متغیر جمعیت دارای تأثیر منفی و معنی­دار بر مصرف سرانه انرژی دارد. این نتیجه می‌تواند، به دلیل بالا بودن رشد جمعیت نسبت به رشد مصرف انرژی در کشورهای منتخب درحال‌توسعه باشد. از سوی دیگر با توجه به بهبود تکنولوژی، افزایش آگاهی، افزایش انرژی‌های نو (غیر فسیلی) و... می‌توان کاهش مصرف سرانه انرژی در این کشورها را نسبت به جمعیت توجیه کرد. ذکر این نکته ضروری است ایده واردکردن متغیر جمعیت از مطالعه عمری (2013) گرفته‌شده است که در این مطالعه نیز اثر این متغیر در برخی از کشورها منفی بوده است.

 

 

 

جدول 5: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان

معادله (8): متغیر وابسته: LnE

نام متغیر مستقل

ضریب

                     آماره t

عرض از مبدأ

***58/2

82/2

ln(CO2)

***01/0

61/2

ln(GDP)

*** 44/0

31/3

ln(L)

06/0

34/1

ln(K)

***35/0

09/4

Ln(FD)

004/0

42/0

Ln(POP)

*03/0-

86/1-

W * Ln(E)

**11/0

96/1

(Buse) R2

99/0

-

 (Buse) R2Adj

99/0

-

Raw Moments R2

99/0

-

Raw Moments R2 Adj

99/0

-

 مأخذ: یافته­های پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنی­داری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)

 

بر اساس نتایج مندرج در جدول (6) متغیر وابستگی فضایی تأثیر مثبت و معنی­دار بر انتشار گاز دی‌اکسید کربن داشته است. معنی­دار بودن اثر متغیر وابستگی فضایی نشان می­دهد که همواره سهمی از انتشار سرانه گاز دی‌اکسید کربن در گروه کشورهای موردبررسی، مربوط به اثر مجاورت و همسایگی کشورها بوده است.

 

 

 

 

جدول 6: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی (SAR) پانل معادلات همزمان

معادله (9): متغیر وابسته:Ln(CO2)

نام متغیر مستقل

ضریب

آماره t

عرض از مبدأ

07/0

23/0

ln(E)

***37/0

89/2

ln(GDP)

**02/0

25/2

ln(TO)

*03/0

85/1

ln(UR)

06/0

33/0

W * Ln(CO2)

***48/0

00/4

(Buse) R2

90/0

-

 (Buse) R2Adj

89/0

-

Raw Moments R2

91/0

-

Raw Moments R2 Adj

90/0

-

 مأخذ: یافته­های پژوهش (* و **، *** به ترتیب معنی­داری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد)

همانطور که در جدول (6) مشاهده می­شود تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت و معنی­داری بر انتشار دی­اکسید کربن سرانه داشته است به‌طوری‌که با افزایش 10 درصدی تولید ناخالص داخلی سرانه، 2/0 درصد انتشار دی‌اکسید کربن افزایش می­یابد. این دلالت می­کند که افزایش در رشد اقتصادی تمایل به افزایش تخریب محیط­زیست دارد. این نتایج با یافته­های هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، فودها و زاقدود (2010) برای 12 کشور MENA، جایانداکوماران و همکاران (2012) برای دو کشور چین و هند، صبوری و همکاران (2012) برای مالزی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و لی (2013) برای کشورهای گروه 20 (G20) سازگار است. مصرف سرانه انرژی تأثیر مثبت و معنی­داری بر انتشار دی‌اکسید کربن دارد. ضریب 37/0 نشان می­دهد که انتشار گاز دی‌اکسید کربن 7/3 درصد افزایش می­یابد زمانی که مصرف انرژی یک درصد افزایش می­یابد. این به این معنی است که افزایش در مصرف انرژی منجر به افزایش تخریب محیط­زیست می­شود. این نتایج در راستای یافته­های مطالعات سویتاس و همکاران (2007) برای ایالت متحده، هالیچیوغلو (2009) برای ترکیه، ژانگ و چنگ (2009) برای چین، کومار (2011)، عروری[52] و همکاران (2012) برای 12 کشور MENA و عمری (2013) برای کشورهای MENA است. متغیر شهرنشینی دارای تأثیر مثبت ناچیزی در انتشار گاز دی‌اکسید کربن است. ضریب 06/0 نشان می­دهد که انتشار دی‌اکسید کربن 6/0 درصد افزایش می­یابد زمانی که یک افزاش 10 درصدی در شهر­نشینی وجود دارد که ازلحاظ نوع اثرگذاری با مطالعات حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی و عمری (2013) برای کشورهای MENA سازگار است. درحالی‌که در مطالعه پومانی وونگ و کانکو (2010) اثر شهرنشینی بر میزان مصرف انرژی منفی است. متغیر درجه باز بودن تجارت تأثیر مثبت و معنی­داری در انتشار دی‌اکسید کربن دارد که با یافته­های حسین (2011) برای کشورهای تازه صنعتی، عمری (2013) برای کشورهای MENA و برقی اسکویی (1388) برای کشورهای با درآمد سرانه بالا و درآمد سرانه پایین مطابقت دارد. از طرفی مطالعات عمری (2013) و جلیل و محمود (2009) رابطه منفی میان این دو متغیر را نشان داد.

بنابراین با توجه به نتایج به‌دست‌آمده می­توان نتیجه گرفت که: 1- یک رابطه علت و معلولی دو ‌طرفه میان مصرف انرژی به رشد اقتصادی وجود دارد که مطابق با یافته­های مطالعه عمری (2013) می­باشد 2- یک رابطه علی دوطرفه میان مصرف انرژی و انتشار دی‌اکسید کربن وجود دارد که با یافته­های مطالعه هری و سلیم (2012) برای چین سازگار است. درحالی‌که در مطالعه عمری (2013) یک رابطه یک‌طرفه از مصرف انرژی به انتشار دی‌اکسید کربن وجود دارد. 3- یک رابطه علت و معلولی دوطرفه میان رشد اقتصادی و تولید گاز دی­اکسید کربن وجود دارد که این رابطه در مطالعات کندو و دیندا[53] (2002) و قوش[54] (2010) تأییدشده است . شکل (2) خلاصه نتایج داده­های جدول 4، 5 و 6 است که ارتباط میان مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست را تأیید می­کند.

 

 

 

رشد اقتصادی

مصرف انرژی

انتشار CO2

شکل 2: اثر متقابل CO2، مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی برای کشورهای درحال‌توسعه

مأخذ: یافته­های پژوهش

 

5. نتیجه­گیری و پیشنهاد‌های سیاستی

انتشار گازهای گلخانه‌ای و پیامدهای منفی آن بر رفاه جامعه توجه بسیاری از پژوهشگران و سیاست‌گذاران در کشورهای مختلف را به خود جلب کرده است. عوامل متعدی میزان انتشار این گاز را تحت تأثیر قرار می‌دهد. مطالعه حاضر اثرات متقابل میان آلودگی محیط‌زیست، رشد اقتصادی و مصرف انرژی را با استفاده از الگوی پانل معادلات همزمان فضایی موردبررسی قرار داده است. نتایج این الگو نشان می‌دهد که مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست کشورهای موردبررسی، تحت تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و آلودگی محیط­زیست کشورهای مجاور قرار داشته است. همچنین نتایج پژوهش بیانگر آن است که یک رابطه علت و معلولی دو‌طرفه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی، میان مصرف انرژی و آلودگی محیط‌زیست و همچنین میان رشد اقتصادی و آلودگی محیط‌زیست مشاهده می‌شود.

بر طبق نتایج به‌دست‌آمده، در بیان پیشنهادهای سیاستی می­توان به این نکته اشاره کرد که با توجه به اثرگذاری مصرف انرژی بر رشد اقتصادی در کشورهای منتخب موردبررسی، توجه به مصرف انرژی عامل مهمی در تضمین رشد پرشتاب و مستمر اقتصادی است. پس به‌منظور کاهش انتشار ­دی‌اکسید کربن ضرورتی ندارد مصرف انرژی کاهش یابد زیرا این امر منجر به افت تولید ناخالص داخلی می­شود بلکه بهتر است سوخت­های پاک و سبز را جایگزین سوخت­های فسیلی و غیرقابل‌تجدید کرد تا از این طریق دو هدف تداوم رشد اقتصادی و کاهش دی‌اکسید کربن تحقق یابد. بنابراین تحقیق و سرمایه­گذاری در انرژی پاک باید بخش جدایی‌ناپذیر فرایند کنترل انتشار کربن باشد. برای مثال این کشورها می­توانند از انرژی خورشیدی به‌عنوان جایگزین انرژی فسیلی استفاده کنند.

با توجه به روند افزایشی انتشار سرانه دی‌اکسید کربن در کشورهای موردبررسی لازم است سیاست­های زیست­محیطی جدیدی اتخاذ شود تا به‌این‌ترتیب تخریب محیط­زیست کاهش یابد. بر اساس مدل ارائه‌شده در این پژوهش، افزایش تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی سبب افزایش آلودگی به‌واسطه افزایش انتشار دی‌اکسید کربن می­شود. ازاین‌رو اگر برای کاهش آلودگی از طریق کاهش تولید ناخالص داخلی اقدام شود منجر به کاهش سطح سرمایه­گذاری و اشتغال می­شود که کاهش سطح اشتغال به مشکل بیکاری در کشورها دامن می­زند. اما می­توان به‌واسطه بهبود کارایی مصرف انرژی در واحدهای تولیدی در داخل کشور، میزان مصرف انرژی را کاهش داد و از این طریق به کاهش آلودگی کمک کرد.

با توجه به اینکه آلودگی‌های ناشی از گازهای گلخانه­ای با آثار جانبی منفی بر رفاه جامعه همراه است، در این مطالعه تلاش گردید از متغیر رشد اقتصادی به‌عنوان نماینده‌ای از رفاه اقتصادی جامعه استفاده شود و همان‌طور که در این مطالعه مشاهده شد اثر منفی آلودگی محیط‌زیست ناشی از گاز دی‌اکسید کربن بر رشد اقتصادی تأیید شد به این دلیل که هرچند اثرات آلودگی به‌طور مستقیم در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ نمی‌شود اما به‌طور غیرمستقیم در آن منعکس‌شده است که پیشنهاد می‌شود برای دستیابی به ارتباط دقیق‌تر میان این دو مؤلفه اثرات جانبی در محاسبه تولید ناخالص داخلی لحاظ شود. همچنین از طریق ابزارهای اقتصادی همچون وضع مالیات بر آلاینده‌های محیطی می‌توان زمینه مناسبی را برای دستیابی به رشد اقتصادی پایدار در این کشورها فراهم کرد، هرچند اجرای این سیاست‌ها نیازمند زیرساخت‌ها و قوانین لازم می‌باشد.



[1] استاد گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد (نویسنده مسئول)

Email: kohansal@um.ac.ir

[2] دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی، دانشگاه فردوسی مشهد

Email: Samira_shayanmehr@yahoo.com

[3] Intergovernmental Panel on Climate Change

[4] Omri

[5] Environment Kuznets Curve

[6] Apergis

[7] Lamla

[8] Carlos

[9] Holtz-Eakin and Selden

[10]Azomahou

[11] monotonic rising curve

[12] Friedl and Getzner

[13] Brajer

[14] Egli and Steger

[15] Richmond and Kaufmann

[16] Berndt and Wood

[17] Nair and Ayres

[18] Stern

[19] Cheng and Lai

[20] Hsiao

[21] Aqeel and Butt

[22] Altinay and Karagol

[23] Belloumi

[24] Arouri

[25] Soytas and Sari

[26] Ozturk and Acaravci

[27] Menyah and Wolde-Rufael

[28] Kulionis

[29] Min Lim et al.

[30] Halicioglu

[31] Balestra

[32] Varadharajan- Krishnakumar

[33] Hordijk

[34] Paelinck              

[35] Klaassen

[36] Anselin

[37] Spatial Lag Model

[38] Spatial Error Model

[39] Spatial Durbin Model

[40] Neighbouring matrix

[41] Contiguity

[42]Moran I

[43]Geary

5 Getis

[45]Generalized Two Stage Least Squares

[46] cetin and Ecevit

[47] oh and Lee

[48] odhiambo

[49] Lorde

[50] Sadorsky

[51] Shahbaz and Lean

[52] Arouri

[53] Coondoo and Dinda

[54] Ghosh

الف) فارسی

آقایی، مجید (1395)، بررسی رابطه علیت بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی به تفکیک حامل­های مختلف انرژی و بخش‌های مختلف اقتصادی: کاربردی از آزمون کرانه­ای ARDL، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره 49، ص 103-161.

آل­عمران، رؤیا، پناهی، حسین و کبیری. زهرا (1391)، بررسی و تعیین رابطه علی بین رشد اقتصادی، انتشارات CO2، مصرف انرژی و نسبت اشتغال در ایران، مجله جغرافیا و برنامه­ریزی، شماره 45، ص 1-26.

آماده. حمید، قاضی. مرتضی، عباسی فر، زهره (1388)، بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی و اشتغال در بخش‌های مختلف اقتصاد، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره 86.، ص 1-38.

ابریشمی، حمید و مصطفایی، آذر (1380)، بررسی رابطه بین رشد اقتصادی و مصرف فرآورده­های عمده نفتی در ایران، مجله دانش و توسعه، شماره 14، ص 11-45.

اصغری، مریم و عاملی، پریسا (1390)، تست فرضیه پناهندگی آلودگی در منطقه اتحادیه اروپا-خلیج فارس، فصلنامه تحقیقات اقتصادی راه اندیشه، شماره4، ص 21-38.

اکبری. نعمت­الله (1384)، مفهوم فضا و چگونگی اندازه­گیری آن در مطالعات منطقه­ای، فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، شماره 23، ص 39-68.

برقی اسکویی، محمدمهدی (1387)، آثار آزادسازی تجاری بر انتشار گازهای گلخانه­ای (دی‌اکسید کربن) در منحنی زیست‌محیطی کوزنتس، تحقیقات اقتصادی، شماره 82، ص 1-21.

پور کاظمی، محمدحسین و ابراهیمی. ایلناز (1387)، بررسی منحنی کوزنتس زیست­محیطی در خاورمیانه، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، شماره 34، ص 57-72.

ترابی. تقی، خواجویی پور. امین، طریقی. سمانه، پاکروان. محمدرضا (1394)، تأثیر مصرف انرژی، رشد اقتصادی و تجارت خارجی بر انتشار گازهای گلخانه­ای در ایران، فصلنامه مدل‌سازی اقتصادی، شماره 1، ص 63-84.

حسنی صدرآبادی. محمدحسین، عماد الاسلام. هدیه، کاشمری. علی (1386)، بررسی رابطه علّی مصرف انرژی، اشتغال و تولید ناخالص داخلی در ایران طی سال­های 1384-1350، پژوهشنامه­ علوم انسانی و اجتماعی، شماره 24، ص 31-58.

حسینی نسب، سید ابراهیم و پایکاری، سمیه (1391)، بررسی تأثیر رشد اقتصادی و آزادسازی تجاری بر آلودگی محیط‌زیست، مجله بررسی مسائل و سیاست­های اقتصادی، شماره 9، ص 82-61.

خلیلی عراقی. سید منصور، کمینجانی. اکبر، مهرآرا. محسن، عظیمی. سید رضا (1392)، اثر انتشار فضایی تغییرات قیمت مسکن در ایران با استفاده از مدل وقفه فضایی و داده­های ترکیبی، فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، شماره 67، ص 25-48.

دامن­کشیده، مرجان، عباسی، احمد، عربی، حسین و احمدی، حسن (1392)، بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی؛ مطالعه موردی: کشورهای منتخب سند چشم­انداز بیست ساله، فصلنامه سیاست­های راهبردی و کلان، شماره 2، ص 46-37.

دهقان، بنادکوکی (1387)، بررسی فرضیه پناهگاه آلودگی: مورد تجارت خارجی کشورهای OECD با OECD-NON. پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.

رفعت، بتول و بیک­زاده، سعیده (1391)، کاربرد الگوی معادلات همزمان داده­های تابلویی در تحلیل نقش یکپارچگی اقتصادی اکو بر رشد و اشتغال، مجله پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، شماره 8، ص 9-22.

رفیعی دارانی، هادی و قربانی، محمد (1393)، مشارکت نیروی کار در اقتصاد ملی: تحلیلی در چارچوب رگرسیون فضایی. فصلنامه تحقیقات مدل‌سازی اقتصادی، شماره 18، ص 119-140.

سلیمی فر، مصطفی و دهنوی. جلال (1388)، مقایسه منحنی زیست‌محیطی کوزنتس در کشورهای عضو OECD و کشورهای درحال‌توسعه: تحلیل مبتنی بر داده­های پانل، نشریه دانش و توسعه، شماره 29، ص 181-200.

شعبانی، زهره، صالح، ایرج و یزدانی. سعید (1389)، بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم گازهای گلخانه­ای در ایران (مطالعه موردی: گاز دی­اکسید کربن)، فصلنامه اقتصاد کشاورزی و توسعه، شماره 66، ص 1-16.

شجری، هوشنگ، استادی، حسین و کاوسی، نبی­الله (1392)، نقش تجارت بین­الملل بر کیفیت محیط‌زیست، مطالعه موردی: کشورهای منتخب حوزه خلیج‌فارس، فصلنامه اقتصاد توسعه و برنامه­ریزی، شماره 1، ص 67-83.

شهیدی. آمنه، یاوری. کاظم (1393)، توسعه مالی، موجودی سرمایه­گذاری خارجی و رشد اقتصادی در ایران، فصلنامه سیاست‌گذاری پیشرفت اقتصادی، شماره 1، ص 68-41.

صادقی، کمال، قمری، نیر و فشاری، مجید (1393)، بررسی رابطه علی بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در کشورهای منطقه MENA. پژوهشنامه اقتصاد کلان، شماره 17، ص140-122.

صادقی، کمال و موسویان، مهدی (1393)، تحلیل رابطه علیت بین انتشار کربن، مصرف انرژی و تولید سرانه در ایران: با استفاده از روش بوت استرپ حداکثر آنتروپی، پژوهشنامه اقتصاد انرژی ایران، شماره 11، 91-116.

عسگری، علی و اکبری، نعمت­الله (1380)، روش­شناسی اقتصادسنجی فضایی؛ تئوری و کاربرد، مجله پژوهشی علوم انسانی دانشگاه اصفهان، شماره 2 ، ص 122 -93.

عظیمی، سید رضا (1391)، نقش عوامل پایه­ای و حباب بر نوسانات قیمت مسکن در ایران با استفاده از رویکرد ترکیبی فضایی، پایان­نامه دکتری دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران.

محمدی، تیمور، ناظمان، حمید و نصرتیان نسب، محسن (1391)، رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی در ایران (تحلیلی از مدل‌های علیت خطی و غیرخطی)، فصلنامه اقتصاد محیط­زیست و انرژی، شماره 5، ص 170-153.

مهدوی عادلی، محمدحسین و قنبری، علیرضا (1392)، تجزیه‌وتحلیل رابطه هم جمعی و علیت میان انتشار دی­اکسید کربن، تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی در ایران، فصلنامه اقتصاد انرژی ایران، شماره 9، ص 217-237.

نجفی علمدار لو، حامد، مرتضوی، سید ابوالقاسم و شمشادی یزدی. کتایون (1391)، کاربرد اقتصادسنجی فضایی در بررسی عوامل مؤثر بر صادرات محصولات کشاورزی در کشورهای عضو اکو: رهیافت داده­های تابلویی، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی، شماره 3، ص 49-62.

هراتی، جواد، اسلاملوئیان. کریم، قطمیری، محمدعلی (1392)، بررسی ارتباط شدت آلودگی، تجارت و رشد پایدار ایران: یک الگوی سیستم معادلات همزمان، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره 36، ص30-1.

یاوری، کاظم و احمدزاده، خالد (1389)، بررسی رابطه مصرف انرژی و ساختار جمعیت (مطالعه موردی: کشورهای آسیای جنوب غربی)، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره 25، ص 62-33.

ب) انگلیسی

Altinay, G. and Karagol, E. (2004), "Structural Break, Unit Root and Causality Between Energy Consumption and GDP in Turkey", Energy Econ, Vol. 26, PP. 985–994.

Ang, J.B. (2007), "CO2 Emissions, Energy Consumption, and Output in France" Energy Policy, loV.35, PP. 4772–4778.

Ang, J. )2008(, "Economic Development, Pollutant Emissions and Energy Consump- tion in Malaysia", Journal ofPolicy Modeling, Vol.30, PP.271–278.

Anselin, L. (1988), "Spatial Econometrics: Methods and Models", Kluwer Academic Publisher.

Apergis, N. (2016), "Environmental Kuznets Curves: New Evidence on Both Panel and Country-Level CO2 Emissions", Energy Economics, Vol. 54, PP. 263-271.

Apergis, N. and Payne, J.E. (2010), "Renewable Energy Consumption and Economic Growth: Evidence from a Panel of OECD Countries", Energy Policy, Vol. 38, PP. 656–660.

Aqeel, A. and Butt, M. S. (2001), "The Relationship Between Energy Consumption and Economic Growth in Pakistan", Asia-PacificDevelopment Journal, Vol. 8, PP. 101-110.

Arouri, M.H. Ben Youssef, A. M'henni, H. and Rault, C. (2012), "Energy Consumption, Economic Growth and CO2 Emissions in Middle East and North African Countries". Energy Policy, Vol.45, PP.342–349.

Azomahou, T., Laisney, F. and Van, P. H. (2006), "Economic Development and CO2 Emissions: A Nonparametric Panel Approach", Journal of Public Economics, NO. 90, PP.1347– 1363.

Balestra, P. and Varadharajan-Krishnakumar, J. (1987) "Full Information Estimations of a System of Simultaneous Equations with Error Component Structure", Econometric Theory, Vol. 2, PP. 223-246.

Belloumi, M. (2009), "Energy consumption and GDP in Tunisia: Cointegration and Causality Analysis", Energy Policy, Vol.37, PP. 2745–2753.

Baltagi, B. H. (2005), Econometric Analysis of Panel Data, Third Edition, New York, John Wiley and Sons.

Berndt, E.R. and Wood D.O. (1975), "Technology, Prices and the Derived Demand for Energy", Review of Economics and Statistics, Vol. 57, PP. 259-268.

Brajer, V., Mead, R. W. and Xiao, F. (2008), "Health Benefits of Tunneling Through the Chinese Environmental Kuznets Curve (EKC)", Ecological Economics, Vol. 4, PP. 674-686.

Carlos, O. C. (2007), "Temporal and Spatial Homogeneity in Air Pollutants Panel EKC Estimations: Two Nonparametric Tests Applied to Spanish Provinces", MRPA Paper, Vol. 5043, PP. 51 – 72.

Cetin, M. and Ecevit, E. (2015). " Urbanization, Energy Consumption and CO2 Emissions in Sub-Saharan Countries: A Panel Cointegration and Causality Analysis", Economics and Development Studies, Vol. 3, PP. 66-76.

Cheng, B.S. and Lai, T.W. (1997), "An Investigation of Co-Integration and Causality Between Energy Consumption and Economics Activity in Taiwan", Energy Economics, Vol. 19, PP.435-444.

Cliff, A.Y (1981), "Spatial Processes Models and Applications", Londen, chapter 5.

Coondoo, D. and Dinda, S. (2002), "Causality Between Income and Emission" a Country Group-Specific Economic Analysis", Ecological Economics, Vol. 3, PP. 351-367.

Egli, H. and Steger T. M. (2007) "A Dynamic Model of the Environmental Kuznets Curve: Turning Point and Public Policy," Environmental & Resource Economics, Vol. 1, PP. 15-34.

Fodha, M. and Zaghdoud, O. (2010), "Economic Growth and Environmental Degradation in Tunisia: an empirical analysis of the environmental Kuznets curve", Energy Policy, Vol. 38, PP. 1150–1156

Friedl, B. and Getzner, M. (2003), "Determinants of CO2 Emissions in a Small Open Economy", Ecol. Econ, Vol. 45, PP. 133–148.

Ghosh, S. (2010), "Examining Carbon Emissions Economic Growth Nexus for India: A multivariate Cointegration Approach", Energy Policy, Vol. 6, PP .3008-3014.

Grossman, G. M. and Kruger, A. B (Eds.) (1991), "Environmental Impact of North American Free Trade Agreement. The US-Mexico Free Trade Agreement", Cambridge, MA.: MIT press. PP. 2-25.

Halicioglu, F. (2009). "an Econometric Study of Co2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign Trade in Turkey." Energy Policy 37, Vol. 3, PP. 1156-1164.

Harry, B. and Salim, R. (2012)."Coal Consumption, Co2 Emission and Economic Growth in China: Empirical Evidence and Policy Responses", Energy Economics. Vol.2, PP. 518-528.

Holtz-Eakin, D. and Selden, T.M. (1995), "Stoking the Fires?: CO2 Emissions and Economic Growth" Public Econ, Vol.57, PP.85–101.

Hossain, M.S. (2011), "Panel Estimation for CO2 Emissions, Energy Consumption, Economic Growth, Trade Openness and Urbanization of Newly Industrialized Countries", EnergyPolicy, Vol. 39, PP. 6991–6999.

Islam, F., Shahbaz, M. U., Ahmed, A. and Alam, M.M. (2013), "Financial Development and Energy Consumption Nexus in Malaysia: A Multivariate Time Series Analysis". Economic Modelling, Vol. 30, PP. 335–441.

Jalil, A and Mahmud, S. (2009), "Environment Kuznets Curve for CO2 Emissions: A Cointegration Analysis for China". Energy Policy, Vol. 37, PP. 5167–5172.

Jayanthakumaran, K., Verma, R. and Liu, Y (2012), "CO2 Emissions, Energy Consumption, Trade and Income: a Comparative Analysis of China and India", Energy Policy, Vol. 42, PP. 450–460.

Kulionis, V. (2013), "The Relationship between Renewable Energy Consumption, CO2 Emission and Economic Growth in Denmark", University Essay Fromlunds Universitet/Economisk-Historiska institutionen. PP. 1-63.

Kumar, A. (2011), "Energy Consumption, CO2 Emission and Economic Growth: A Revisit of the Evidence India" Applied Econometrics and International Development, Vol. 2, PP. 85-122.

Lamla, M. J. (2009), "Long-run Determinants of Pollution: a Robustness Analysis", Ecological Economics, Vol. 69, PP. 135-144.

Lee, W.J. (2013), "The Contribution of Foreign Direct Investment to Clean Energy Use, Carbon Emissions and Economic Growth", Energy Policy, Vol.55, PP. 483–489.

Lee, J. and Wong, D.W. (2001), Statistical Analysis with Arc View GIS, John Wiley and Song.

Lesage, J. (1999), Spatial Econometrics,http://rri.wvu.edu/WebBook/LeSage/spatial/spatial.html

Lorde, T. Waithe, K. and Francis, B. (2010) "The Importance of Electrical Energy for Economic Growth in Barbados", Energy Econ, Vol. 32, PP. 1411–1420.

Lotfalipour, M.R., Falahi, M.A. and Ashena, M. (2010), "Economic Growth, CO2 Emissions, and Fossil Fuels Consumption in Iran", Energy, Vol.35, PP. 5115–5120.

Menyah, K. and Wolde-Rufael, Y. (2010), "CO2 Emissions, Nuclear Energy, Renewable Energy and Economic Growth in the US", Energy Policy, Vol. 38, PP .2911–2915.

Min Lim, L Ye, K. and Khoon Yoo, S. (2014), "Oil Consumption CO2 Emission, and Economic Growth: Evidence from the Philipines", Sustainability, Vol. 6, PP.967-979.

Omri, A. (2013), "CO2 Emissions, Energy Consumption and Economic Growth Nexus in MENA Countries: Evidence from Simultaneous Equations Model", Energy Economics, Vol.40, PP. 657–664.

Ozturk, I. and Acaravci, A. (2010), "CO2 Emissions, Energy Consumption and Economic Growth in Turkey", Renewable and Sustainable Energy Reviews, Vol. 14, PP. 3220–3225.

Odhiambo, N.M. (2009), "Energy Consumption and Economic Growth Nexus in Tanzania: an ARDL Bounds Testing Approach", Energy Policy, Vol.37, PP. 617-622.

Oh, W. and Lee, K. (2004), "Causal Relationship Between Energy Consumption and GDP: the Case of Korea 1970–1999". Energy Economics, Vol. 26, PP.51–59.

Poumanyvong, P. and Kaneko, S. (2010), "Does Urbanization Lead to Less Energy Use and Lower CO2 Emissions? A Cross-Country Analysis", Ecological Economics, Vol. 2, PP. 434-444.

Richmond, A.K. and Kaufmann, R.K. (2006), "Is There a Turning Point in the Relationship Between Income and Energy Use and/or Carbon Emissions?", Ecol. Econ. Vol.56, PP. 176–189.

Saboori, B. Sulaiman, J. and Mohd, S. (2012), "Economic Growth and CO2 Emissions in Malaysia: a Cointegration Analysis of the Environmental Kuznets Curve", Energy Policy, Vol. 51, PP. 184–191.

Sadorsky, P. )2010(, "the Impact of Financial Development on Energy Consumption in Emerging Economies. Energy Policy, Vol. 38, PP. 2528–2535.

Sadorsky, P. (2011), "Financial Development and Energy Consumption in Central and Eastern European Frontier Economies. Energy Policy, Vol. 39, PP. 999–1006.

Sari, R., Ewing, B.T. and Soytas, U. (2008), "the Relationship Between Disaggregate Energy Consumption and Industrial Production in the United States: an ARDL Approach", Energy Econ, Vol. 30, PP. 2302–2313.

Shahbaz, M., Zeshan, M. and Afza, T. (2012), "Is Energy Consumption Effective to Spur Economic Growth in Pakistan?New Evidence from Bounds Test to Level Relationships and Granger Causality Tests", Econ. Model, Vol. 29, PP. 2310–2319.

Shahbaz, M. and Lean, H.H. (2012), "Does Financial Development Increase Energy Consumption? the Role of Industrialization and Urbanization in Tunisia", Energy Policy, Vol.40, PP. 473–479.

Shahabaz, M. Khan, S and Tahir, M.I. (2013), "the Dynamic Links Between Energy Consumption, Economic Growth, Financial Development and Trade in China: Fresh Evidence from Multivariate Framework Analysis", Energy Econ, Vol. 40, PP. 8–21.

Soytas, U. Sari, R. and Ewing, B.T. (2007), "Energy Consumption, Income, and Carbon Emissions in the United States", Ecol. Econ, Vol. 62, PP. 482–489.

Stern, D. I. (1998), "Progress on the Environmental Kuznets Curve?",Environment and Development Economics, Vol.3, PP.173-196.

Tsai, Y.H (2005), "Quantifying Urban Form: Compactness Versus Sprawl".Urban Studies. Vol.1, PP. 141-161.

Wong, S.L., Chang, Y. and Chia, W. M. (2013), "Energy Consumption, Energy R&D and Real GDP in OECD Countries with and without Oil Reserves", Energy Econ, Vol. 40, PP. 51–60.

Yuan, J. Zhao, C. Yu, S. and Hu, Z. (2007), "Electricity Consumption and Economic Growth in China: Cointegration and Co-Feature Analysis", Energy Econ, Vol. 29, PP. 1179–1191.

Zhang, X. P. and Cheng, X. M. (2009), "Energy Consumption, Carbon Emissions, and Economic Growth in China", Ecol. Econ, Vol. 68, PP. 2706–2712.