آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست: كاربرد الگوي معادالت همزمان فضايي دادههاي تابلويي

پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 صفحات 971-296 آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست: كاربرد الگوي معادالت همزمان فضايي دادههاي تابلويي چکیده: تاريخ دريافت : 1935/13/13 محمدرضا کهنسال سمیرا شایان مهر تاريخ ژذيرش 1935/12/13 برنامهريزي و سياستگذاري در زمينهي رشد اقتصادي بهعنوان يكي از اهداف كالن اقتصادي نيازمند توجه ويژه به بخ انرژي محيطزيست و ارتباط آنها با توليد است. در ژژوه حاضر بهمنظور بررسي اثر متقابل ميان مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست و نوع ارتباطات فضايي 3 كشور منتخب درحالتوسعه از الذوي معادالت همزمان فضايي براي دادههاي تابلويي با اثرات تصادفي طي دوره 2111-2111 استفاده شده است. نتايج بيانذر آن است كه مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست هر كشور تحت تأثير مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست كشورهاي مجاور قرار دارد. همچنين بر اساس يافتههاي اين ژژوه ميتوان بيان كرد يك رابطه علت و معلولي دوطرفه ميان رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست و همچنين ميان آلودگي محيطزيست و مصرف انرژي وجود دارد. بنابراين يك رابطه دوطرفه ميان رشد اقتصادي و مصرف انرژي نيز برقرار است با توجه به نتايج ژيشنهاد ميشود بهمنظور دستيابي به رشد اقتصادي ژايدار از ابزارهاي مالياتي براي كاه انتشار گازهاي گلخانهاي و همچنين جايذزيني انرژيهاي تجديد ژذير با انرژيهاي فسيلي استفاده كرد. واژههای کلیدی: الگوی وقفه فضایی آلودگی محیطزیست رشد اقتصادی مصرف انرژی معادالت همزمان. استاد گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد )نویسنده مسئول( دانشجوی دکتری اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد Email: kohansal@um.ac.ir Email: Samira_shayanmehr@yahoo.com

981 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 1. مقدمه در دهههاي اخير آلودگي به يكي از چال هاي اصلي مديريتي كشورها تبديل شده است بهطوريكه كشورها عالوه بر سياستها و اقدامات درون مرزهاي خود ساماندهي آلودگي را در حوزهي بينالمللي نيز دنبال ميكنند. از ميان مصاديق آلودگي آلودگيهاي ناشي از گازهاي گلخانهاي يكي از تهديدهاي جدي ژي روي بسياري از كشورها ميباشد. كه با توجه به ماهيت آن شيوع بيشتري داشته و در اكثر مناطق جهان محسوس است )شجري و همكاران 1932(. بر اساس گزارش هيئت ميان دولتي تغيير اقليم 1 )IPCC( در سال 2113 دياكسيد كربن 03 درصد كل گازهاي گلخانهاي را به خود اختصاص داده است. بر اين اساس ميتوان عنوان كرد كه كاه انتشار دياكسيد كربن نق مهمي در محافظت از محيطزيست و توسعه ژايدار دارد 2 )عمري.)2119 با توجه به اين مهم در بسياري از مطالعات داخلي و خارجي به شناسايي عوامل مؤثر بر انتشار گاز دياكسيد كربن و ارتباط آن با ساير مؤلفههاي اقتصادي و اجتماعي زيستمحيطي ژرداختهاند بهطوريكه با شناسايي اين عوامل بتوان اقدامات الزم براي دستيابي به توسعه ژايدار را فراهم كرد. از ميان اين عوامل اثرگذار ميتوان به مصرف انرژي و رشد اقتصادي اشاره كرد. انرژي نق مؤثري در رشد اقتصادي كشورها ايفا ميكند بهطوريكه بهعنوان يك نيروي محركه در اكثر فعاليتهاي توليدي و خدماتي از جايذاه ويژهاي برخوردار است. از سوي ديذر مصرف انرژي به دليل انتشار كربن و گازهاي گلخانهاي منجر به آلودگي هوا مي- شود. اين امر بهظاهر يك تناقض و دوگانذي ميان دستيابي به يك رشد و توسعه اقتصادي باال و حفاظت از محيطزيست است. اما شواهد زيادي در كشورهاي ژيشرفته نشان داده است اگر مسير رشد اقتصادي بهدرستي ژيموده شود و سياستهاي مناسبي در اين راستا اتخاذ شود نهتنها تضادي در اين زمينه وجود ندارد بلكه رشد اقتصادي نيز ميتواند باعث بهبود وضعيت زيستمحيطي شود. اين امر بدون اطالع از چذونذي رابطه ميان مصرف انرژي سطح فعاليتهاي اقتصادي و انتشار گازهاي گلخانهاي امكانژذير نيست. 1 Intergovernmental Panel on Climate Change 2 Omri

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 989 ازاينجهت همه كشورها براي آنكه رشد اقتصادي همراه با مالحظات زيستمحيطي را تجربه كنند بايد بهطور دقيق از اين ارتباطات اطالع داشته باشند )مهدوي عادلي و قنبري 1932(. بدين منظور در اين مقاله تالش شده است ارتباط متقابل ميان مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست در كشورهاي درحالتوسعه بررسي شود. در ادامه اين ژژوه در ابتدا به بررسي مباني نظري و مطالعات گذشته ژرداخته و سپ در قسمت سوم ژژوه الذوي اقتصادسنجي مورداستفاده جهت شناسايي ارتباط ميان متغيرها معرفي ميشود و در قسمت چهارم به تحليل و تفسير نتايج ژرداخته ميشود و در انتها با توجه به نتايج بهدستآمده ژيشنهادهايي ارائه ميشود. 2. مبانی نظری و مروری بر مطالعات تجربی 1-2.مبانی نظری 1 1-1-2. منحنی زیستمحیطی کوزنتس )EKC( فرضيهي كوزنت براي اولين بار در سال 1355 توسط سيمون كوزنت و در مطالعهاي با عنوان»رشد اقتصادي و نابرابري درآمد«مطرح شد. اخيرا اقتصاددانان محيطزيست تالش كردهاند به تشريح رابطهي متقابل ميان كيفيت محيطزيست و رشد اقتصادي بر ژايه نظريهي كوزنت بپردازند )مهدوي عادلي و قنبري اين نظريه 1932(. بيانذر آن است كه در مراحل اوليهي رشد اقتصادي آگاهي و اطالع از مشكالت زيستمحيطي ژايين بوده و اين مسائل براي مردم بياهميت است. در اين مراحل تكنولوژيهاي سازگار با محيطزيست در دسترس نميباشند. بنابراين در مراحل نخستين رشد اقتصادي خسارتهاي زيستمحيطي همراه با رشد درآمد افزاي مييابد و اين افزاي تا يك سطح درآمد سرانه افزاي مي- يابد سپ با افزاي اطالعات زيستمحيطي اجراي قوانين زيستمحيطي تكنولوژي بهتر و هزينههاي زيستمحيطي باالتر بهتدريج سطح تخريب محيطزيست كاه مييابد به اين دليل در منحني زيستمحيطي كوزنت رابطه ميان كيفيت محيطزيست و رشد اقتصادي توسط يك منحني U برعك نشان دادهشده است )حسيني نسب و ژايكاري 1 Environment Kuznets Curve

1 982 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 9 2 1931(. آژرگي )2113( المال )2113( كارلوس )2110( هراتي و همكاران )1932( اصغري و عاملي )1931( دهقان )1930( سليمي فرد و دهنوي )1933( و ژور كاظمي و ابراهيمي )1930( در مطالعه خود منحني زيستمحيطي كوزنت را تأييد كرد. درحاليكه در مطالعهي شعباني و همكاران )1933( منحني زيستمحيطي كوزنت مورد تأييد واق نشد. 5 3 از سوي ديذر هولتز-ايكين و سلدن )1335( آزو ماهو و همكاران )2113( منحني 3 فزاينده يكنواخت را كشف كرد و منحني N 0 شكل توسط فريدل و گتزنر )2119( 3 3 بريجر و همكاران )2113( اگلي و استجر )2110( معرفي شد. دستيابي به منحني N شكل بدين معناست كه ژ از عبور از يك فاز شبيه EKC U ( معكوس كه در آن ژ از يك دوره تخريب محيطزيست بهواسطه رشد اقتصادي كيفيت محيطزيست بهبوديافته( رشد اقتصادي بيشتر مجددا منجر به تخريب محيطزيست ميشود. با اين وجود ريچموند و 11 كافمان )2113( دريافتند كه هيچ رابطه معنيداري ميان رشد اقتصادي و انتشار دياكسيد كربن وجود ندارد. 2-1-2. مبانی نظری رابطه رشد اقتصادی و مصرف انرژی امروزه عالوه بر نهادههاي كار و سرمايه انرژي نيز بهعنوان يكي از نهادههاي مهم توليد مطرح است. 11 بهعنوانمثال برنت و وود )1305( نشان دادند كه در تاب توليد يكي از عوامل توليد انرژي است كه ارتباط ضعيفي با نيروي كار دارد آنها تاب توليد را به اين صورت نشان دادند: Q=F(H(K, E),L) 1 Apergis 2 Lamla 3 Carlos 4 Holtz-Eakin and Selden 5Azomahou 6 monotonic rising curve 7 Friedl and Getzner 8 Brajer 9 Egli and Steger 10 Richmond and Kaufmann 11 Berndt and Wood

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 989 ايشان دريافتند كه سرمايه و انرژي با يكديذر تركيب ميشوند و عامل توليد ميكنند. سپ براي توليد محصول با كار تركيب ميشود را ايجاد H 1 )استرن 1339(. همچنين در 2 مدل رشدي كه توسط ناير و آيرس )1333( بيانشده است توليد نيازمند صرف مقادير فراوان انرژي است درنتيجه انرژي تنها عامل رشد است. واسطهاي هستند كه براي بهكارگيري به انرژي نياز دارند سرمايه و نيروي كار عوامل )استرن 1339 آماده و همكاران 1933(. بهاينترتيب اگر توليد را تابعي از نهادههاي كار سرمايه و انرژي در نظر بذيريم فرم تاب توليد را بهصورت زير ميتوان نوشت: در رابطه باال Q محصول ناخالص داخلي K نهاده سرمايه Q=f(K, L,E) L نهاده نيروي كار و نهاده E انرژي است. همچنين فرض شده است كه ميان ميزان استفاده از اين نهادهها و سطح توليد رابطه مستقيم وجود دارد. بهعبارتديذر افزاي در هر يك از نهادههاي مذكور موجب افزاي توليد ميشود به بيان رياضي داريم )آلعمران و همكاران 1931(: Q Q Q 0, 0, 0 K L E 2-2. مروری بر مطالعات تجربی آماده و همكاران )1933( به بررسي رابطه مصرف انرژي و رشد اقتصادي و اشتغال در ايران با استفاده از الذوي خود بازگشتي با وقفههاي توزيعي تصحيح خطا )ARDL( )ECM( و همچنين الذوي ژرداختند. نتايج حاصل نشان داد كه يك رابطه عليت كوتاهمدت و بلندمدت يكطرفه از مصرف نهايي انرژي و مصرف نهايي انرژي برق به رشد اقتصادي وجود دارد و همچنين يك رابطه عليت كوتاهمدت يكطرفه نيز از رشد اقتصادي به مصرف نهايي گاز طبيعي وجود دارد. آقايي )1935( به بررسي رابطه عليت ميان مصرف انرژي و رشد اقتصادي به تفكيك حاملهاي انرژي و بخ هاي مختلف اقتصادي ژرداخت و دريافت مصرف انرژي بر رشد اقتصادي اثر مثبتي دارد. صادقي و همكاران )1939( رابطه 1 Nair and Ayres 2 Stern

984 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 علي ميان مصرف انرژي و توليد ناخالص داخلي موردبررسي قراردادند و نشان دادند رابطه علي يكطرفه از مصرف انرژي به توليد ناخالص داخلي برقرار بوده و رابطه علي دوطرفه ميان مصرف انرژي و توليد ناخالص داخلي وجود ندارد. محمدي و همكاران )1932( به بررسي رابطه عليت ميان مصرف انرژي و رشد اقتصادي ژرداختند و دريافتند يك رابطه علي خطي و غيرخطي يكطرفه از مصرف انرژي به رشد اقتصادي وجود دارد. دامن كشيده و همكاران )1932( در مطالعهاي به بررسي رابطه ميان مصرف انرژي و رشد اقتصادي ژرداختند نتايج نشان داد كه رابطه مثبت و معنيداري ميان مصرف انرژي و رشد 2 1 اقتصادي وجود دارد. چنگ و الي )1330( با استفاده از آزمون عليت گرنجري هسيائو دريافتند كه يك رابطه عليت يكطرفه از توليد ناخالص ملي به مصرف انرژي براي كشور تايوان وجود دارد. 9 عقيل و بوت )2111( به بررسي رابطه عليت گرنجري ميان مصرف انرژي و رشد اقتصادي در كشور ژاكستان با استفاده از آزمون عليت گرنجري هسيائو ژرداختند. نتايج نشاندهنده آن است كه رشد اقتصادي علت مصرف انرژي است. آلتيناي 3 و كاراگول )2113( موردبررسي قراردادند. رابطه عليت ميان مصرف برق و توليد ناخالص ملي در تركيه را آنها دريافتند كه شواهد قوي براي اجراي عليت تكسويه از مصرف برق به درآمد وجود دارد. همچنين نشان دادند كه عرضهي برق براي مصرف بيشتر برق و بنابراين براي حفظ رشد اقتصادي در تركيه اهميت ضروري دارد. 5 بلومي )2113( با استفاده از مدل VECM نشان داد كه در تون و درآمد وجود داشته است. 3 و همكاران آروري )2112( رابطه عليت ميان مصرف انرژي رابطه ميان انتشار دياكسيد كربن مصرف انرژي و توليد ناخالص ملي واقعي را در 12 كشور MENAبررسي كردند. آنها نشان دادند كه در كل منطقه توليد ناخالص ملي واقعي با انتشار دياكسيد كربن رابطه درجهدو دارد. صادقي و موسويان )1939( به بررسي رابطه عليت ميان انتشار كربن 1 Cheng and Lai 2 Hsiao 3 Aqeel and Butt 4 Altinay and Karagol 5 Belloumi 6 Arouri

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 981 مصرف انرژي و توليد سرانه در ايران ژرداختند. نتايج نشان داد رابطه عليت يكطرفه از توليد ناخالص داخلي به انتشار كربن برقرار است. همچنين رابطه عليت يكطرفهاي نيز از رشد اقتصادي به مصرف انرژي وجود دارد. 1 سويتاس و ساري )2113( و آنگ )2110( نشان دادند كه انتشار دياكسيد كربن ميتواند بر توليد ناخالص ملي و يا مصرف انرژي تأثيرگذار باشد. بلومي )2113( براي تون اوزتورک و آكاراوكي 9 مينياه و والد روفيل )2111( براي ايالت متحده كولوني )2111( براي تركيه )2119( در دانمارک و مين 2 3 5 ليم و همكاران )2113( در فيليپين يافتند كه اگر رابطه از مصرف انرژي به توليد ناخالص ملي و يا انتشار دياكسيد كربن برسد آنذاه توليد ناخالص ملي و يا انتشار دياكسيد كربن قابلافزاي از طريق مصرف انرژي است. 3 هاليچيوغلو )2113( براي تركيه و لطفعلي ژور و همكاران )2111( براي ايران نشان دادند رابطه عليت از توليد ناخالص ملي به مصرف انرژي و يا به انتشار دياكسيد كربن است. جم بندي مطالعات داخلي و خارجي مرتبط با موضوع ژژوه نشان ميدهد: در مطالعات داخلي- 1- با توجه به مباني نظري مطرحشده در اين ژژوه تاكنون در مطالعات صورت گرفته رابطه متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست بررسي نشده است. 2- با توجه به اينكه ميان مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست رابطه متقابل وجود دارد و الزمه بررسي آن استفاده از الذوهاي معادالت سيستمي است ولي در اين گروه از مطالعات عموما از الذوهاي تك معادلهاي استفاده است و توجهي به ارتباطات سيستمي ميان روابط نشده است. در مطالعات خارج از كشور- تاكنون در هيچ مطالعهاي رابطه متقابل ميان رشد اقتصادي مصرف انرژي و آلودگي محيطزيست در قالب الذوهاي فضايي بررسي نشده است درصورتيكه كه رفتارها و تصميمگيريهاي كشورها بر يكديذر تأثير ميگذارد و عدم 1 Soytas and Sari 2 Ozturk and Acaravci 3 Menyah and Wolde-Rufael 4 Kulionis 5 Min Lim et al. 6 Halicioglu

986 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 توجه به اين آثار فروض گاوس ماركف را نقض خواهد نمود و درنتيجه شيوه اقتصادسنجي مرسوم كاربرد نخواهد داشت )عسذري و اكبري 1931(. و ضروري است از الذوهاي فضايي استفاده شود. بنابراين در اين ژژوه تالش شده است براي اولين بار رابطه مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست در قالب الذوي اقتصادسنجي معادالت همزمان فضايي دادههاي ژانل بررسي شود. ذكر اين نكته ضروري است از اين الذو تاكنون در هيچ مطالعه داخلي استفادهنشده است. و 3. روش تحلیل دادهها در اين مطالعه براي شناسايي آثار متقابل انتشار هب) GDP ( CO 2 بهعنوان متغير آلودگي محيطزيست( عنوان متغير رشد اقتصادي( و مصرف انرژي بر يكديذر از الذوي ژانل معادالت همزمان فضايي استفادهشده است كه در اين قسمت به معرفي تكتك اجزاي اين الذو ژرداختهشده است. الف-الگوی دادههای تابلویی در اين مطالعه به علت نوع دادههاي موردمطالعه روش دادههاي تابلويي استفاده ميشود. دادههاي تابلويي محيط بسيار مناسبي براي گسترش روشهاي تخمين و نتايج نظري را فراهم ميسازند و محققان قادر به استفاده از دادههاي مقطعي سري زماني براي بررسي مسائلي ميشوند كه امكان مطالعه آنها در محيطهاي مقطعي يا سري زماني وجود ندارد و روشهاي دادههاي تابلوئي روشي براي تلفيق دادههاي مقطعي و سري زماني است )بالتاجي 2115(. ب- الگوی معادالت همزمان سيستم معادالت همزمان به لحاظ ساختاري متفاوت با رگرسيونهاي چند متغيره است و ممكن است تأمينكننده فروض كالسيك حاكم بر رگرسيونهاي چند متغيره نباشد. بهعنوانمثال متغير وابسته در يك معادله بهعنوان متغيري توضيحي در معادلهاي ديذر از

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 987 سيستم ظاهر ميشود. چنين متغير توضيحي ممكن است با جمله ژسماند معادلهاي كه در آن بهعنوان متغير توضيحي واردشده است همبسته باشد و همبسته بودن متغير توضيحي با جمله ژسماند در يك معادله فرض كالسيك cov(u i,x i )=0 را نقض ميكند. در چنين شرايطي استفاده از برآوردگرهاي حداقل مربعات معمولي منجر به نتايجي ميشود كه نهتنها اريب است بلكه ناسازگار نيز ميباشد. يعني حتي اگر حجم نمونه به سمت بينهايت ميل كند بازهم برآوردگرهاي حداقل مربعات معمولي با مقادير حقيقي جامعه برابر نميشوند درواق در اين حالت يك رويكرد معادالت همزمان الزم است مورداستفاده قرار گيرد تا اين تورش را كاه )1( دهد ( شهيدي و ياوري 1932(. شكل كلي معادله رگرسيوني دادههاي ژانل با متغير درونزا ميباشد: Y it Z it X it i v it i= 12,,..., N t= 12,,...,T Z it بردار متغيرهاي درونزا ميباشد و اين متغيرها داراي همبستذي با v it است. X it iμ نيز برداري از متغيرهاي برونزاست. v it خطاي ناشي از روند زماني و i μ خطاي ناشي از وجود وقفه تعريف ميشوند. انواع روشهاي اقتصادسنجي با تأكيد بر حذف يا وجود جز اخالل بهمنظور انجام بهترين برازش ارائهشدهاند بنابراين اگر فرض شود همبسته است ميتوان از روش اثرات تصادفي استفاده كرد. 2 كريشناكومار )1330( نوعي از اثر تصادفي معروف به G2SLS iμ 1 بالسترا با ديذر متغيرها نا و وارادهاراجان- را معرفي كردهاند. در حالت حداقل مربعات دومرحلهاي روش اجزاي خطاي يكطرفه استفاده ميشود. در اين روش دو جزء واريان v it و iμ متغير وجود دارد. به دليل آنكه واريان اجزاي خطاي دو متغير ناشناخته است براي تخمين از روش حداقل مربعات تعميميافته( GLS ) استفاده ميشود. بهاينترتيب روش G2SLS براي دادههاي تابلوئي روشي سازگار و كارا است و نيازي به آزمون هاسمن جهت آزمون سازگاري الذوهاي تصادفي وجود ندارد )رفعت و بيك زاده 1931(. )Random effect( در اين روش 1 Balestra 2 Varadharajan- Krishnakumar

988 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 ج- الگوی فضایی ازآنجاييكه در مطالعه حاضر دادههاي مورد استفاده از كشورهاي مجاور تهيه شد و داراي جزء مكاني هستند بهكارگيري شيوههاي اقتصادسنجي عمومي چندان كارساز نيست چراكه در اين حال دو مسئله رخ خواهد داد ( لي ساگ 1333(. 1- وابستذي فضايي 2- ناهمساني فضايي. بنابراين اقتصادسنجي مرسوم دو موضوع وابستذي فضايي و ناهمساني فضايي را در نظر نميگيرد و توجه به آنها فروض مورد استفاده در اقتصادسنجي مرسوم يعني فروض گاوس ماركف نقض خواهد شد. در قضيه گاوس ماركف فرض بر اين است كه متغيرهاي توضيحي در نمونهگيريهاي تكراري ثابتاند ولي وجود وابستذي فضايي در ميان نمونهها اين فرض را نقض ميكند همچنين ناهمساني فضايي فرض گاوس ماركف را كه يك رابطه خطي مشخص ميان مشاهدات نمونهاي وجود دارد نقض ميكند. چراكه با فرض وجود وابستذي فضايي بين دادهها با حركت ميان دادههاي نمونه فضايي رابطه تغيير خواهد كرد و ضرايب تاب خطي برحسب متغير وابسته نخواهد بود و درنتيجه شيوه اقتصادسنجي مرسوم كاربرد نخواهد داشت )عسذري و اكبري 1931(. بنابراين در چنين شرايطي الذوهاي فضايي روش مناسبي است. ازلحاظ تاريخي مبناي اوليه اقتصادسنجي فضايي در اوايل دهه 1301 براي انجام مطالعاتي 2 1 با دادههاي بين كشوري در اروژا ژايهريزي شد كه ميتوان به مطالعات هودريك ژالينك 9 و كالسن اشاره كرد.)1333 3 )انسلين برخي ويژگيها و روشهاي مدلسازي در اقتصادسنجي فضايي توسط اكبري )1933( و عظيمي )1931( معرفي شدند. درنهايت سه مدل اصلي در اقتصادسنجي فضايي مورداستفاده قرار ميگيرد كه عبارتاند 0 3 5 از مدل وقفه فضايي مدل خطاي فضايي و مدل دوربين فضايي. در مدل وقفه فضايي 1 Hordijk 2 Paelinck 3 Klaassen 4 Anselin 5 Spatial Lag Model 6 Spatial Error Model 7 Spatial Durbin Model

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 981 اثرات فضايي صرفا از طريق متغير وابسته منتشر ميشوند درحاليكه در مدل خطاي فضايي فرض بر اين است كه جمله خطا مسير اصلي انتشار فضايي است. در مدل دوربين فضايي نيز اثر انتشار فضايي هم از طريق متغير وابسته و هم از طريق متغيرهاي مستقل مدل در نظر گرفته ميشود )خليلي عراقي و همكاران 1932(. الزم به ذكر است كه در اين مطالعه مدل وقفه فضايي مورداستفاده قرارگرفته است. مدل وقفه فضايي و بهعبارتديذر مدل خود رگرسيون فضايي (SAR) كه از متغيرهاي فضايي و متغيرهاي مستقل موجود در مدلهاي مرسوم رگرسيوني تشكيلشده است بهصورت زير تصريح ميشود: y w 1y x 2 N ( 0, In ) )2( y كه در آن برداري از متغير وابسته x نمايانذر متغيرهاي توضيحي w 1 فضايي ميباشد كه در ادامه چذونذي شكلگيري آنها توضيح داده ميشود. برداري از ژارامترها براي متغيرهاست. )خليلي عراقي و همكاران 1932(. -تعیین ماتریس همسایگی ماتري وزنهاي β نشاندهنده ρ براي تدوين الذوي فضايي اولين قدم ايجاد ماتري فضايي است. ماتري تعيين ماتري نشاندهنده ضريب خودهمبستذي فضايي است همسايذي براي ايجاد ماتري وزنهاي فضايي دو روش همسايذي بر اساس مجاورت 1 2 W يا ماتري وزنهاي وجود دارد. روش اول: روش دوم: ماتري بهمنزله تابعي از فاصله. براي يا ماتري وزنهاي فضايي به روش مجاورت روشهاي گوناگوني وجود دارد كه مجاورت خطي رخ مانند فيل مانند خطي دوطرفه رخ مانند دوطرفه و ملكه از آن جملهاند بهصورت زير نشان داد: ( نجفي علمدار لو و همكاران W ماتري.)1931 را ميتوان 1 Neighbouring matrix 2 Contiguity

911 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 0 w12. w1n. w21 0 w2n W.... w1n w2n. 0 )9( همانطور كه مشاهده ميشود ماتري يك ماتري W متقارن است كه عناصر قطر اصلي صفر و ساير عناصر درصورتيكه دو كشور همسايه باشند يك و در غير اين صورت صفر ميباشد )خليلي عراقي و همكاران 1932(. در ادامه ضروري است ماتري استاندارد شود )تبديل ماتري مجاورت را ماتري W مجاورت به ماتريسي كه حاصل جم سطر آن واحد باشد( كه آن»مرتبه اول استانداردشده«مينامند )عسذري و اكبري با 1931(. استاندارد نمودن ماتري مجاورت و سپ حاصلضرب آن در بردار متغير وابسته متغير جديدي حاصل ميشود كه ميانذين مشاهدات ناشي از مناطق مجاور را نشان ميدهد و اصطالحا آن را متغير تأخير فضايي مينامند )نجفي علمدار لو و همكاران 1931(. - آزمونهای تشخیص خودهمبستگی براي بررسي و آزمون ضريب خودهمبستذي فضايي و معنيداري آن ميتوان از آمارههاي 2 1 مختلف همچون آماره موران گري و گتي 9 استفاده كرد در مطالعات تجربي عموما از آماره موران در تحليل خودهمبستذي فضايي استفاده ميشود )رفيعي و قرباني 1939(. آماره موران را براي متغير x وونگ 2111(: )3( در مناطق مختلف ميتوان بهصورت ذيل محاسبه كرد ( لي و n n n n w ij cij w ij ( x i x )( x j x ) i 1 j 1 i 1 j 1 I n n n n 2 2 s w ij s w ij i 1 j 1 i 1 j 1 1Moran I 2Geary 5 Getis

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 919 s n 2 i 1 s 2 ( x x) i 2 n x i و x j مقادير x در مورد مناطق مختلف ميباشد و )5( در رابطه فوق موقعيت مجاورت واريان نمونه است. وj نسبت به يكديذر و به عبارتي نوع ارتباط فضايي آنها است كه.)1939 i w ij بهعنوان ماتري وزن نامبرده ميشود )رفيعي و قرباني در آماره گري نحوه محاسبه آن تا حدودي مشابه آماره موران است با اين تفاوت كه تأكيد آماره موران بر انحراف از ميانذين كل مشاهدات است درحاليكه آماره گري بر اختالف هر دو ناحيه نسبت به يكديذر تأكيد دارد )تسائي 2115(. آماره گتي بهصورت زير قابلمحاسبه است: n n w i 1j 1 Gd ( ) n ij n i 1j 1 ( d ) x ix x ix j j )3( در رابطه فوق وj i موقعيت مجاورت w ij در مورد مناطق مختلف ميباشد و x مقادير x j و x i نسبت به يكديذر و به عبارتي نوع ارتباط فضايي آنها است كه بهعنوان ماتري وزن d نامبرده ميشود. d فاصله همسايذي است بنابراين هر نقطه فراتر از فاصله صفر و درنتيجه از مطالعه حذف شدند )كليف 1331(. د- تصریح الگو فرم ساختاري الذو بهصورت زير قابلارائه است: داراي مقدار Ln( GDPit ) o 1Ln ( CO2it ) 2Ln ( Eit ) 3Ln ( Lit ) 4Ln ( K it ) W it Ln( GDPit ) it Ln( Eit ) 0 1Ln ( GDPit ) 2Ln ( CO2it ) 3Ln( Lit ) 4Ln ( K it ) 5Ln( FDit ) 6 Ln( POPit ) W it Ln( Eit ) it Ln( CO2it ) 0 1Ln ( Eit ) 2Ln ( GDPit ) 3Ln ( URit ) 4Ln ( TOit ) W it Ln( CO2it ) v it )0( )3( )3(

912 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 در اين روابط i نشاندهندهي كشور و t نشاندهندهي زمان است. ln(gdp it ) نشاندهندهي لذاريتم توليد ناخالص داخلي سرانه به قيمت ثابت سال 2115 ) 2it ln(co لذارتيم انتشار سرانه دياكسيد كربن )متريك تن( ( ln(e it لذارتيم مصرف انرژي سرانه برحسب كيلوگرم معادل نفت خام ( ln(l it لذارتيم نيرويكار )درصدي از كل جمعيت( ) it ln(k سرمايه خصوصي( لذارتيم موجودي به قيمت ثابت 2115 ( it ln(fd لذارتيم توسعهي مالي )اعتبار داخلي براي بخ ln(pop it ) )درصدي از كل( لذارتيم كل جمعيت )هزار نفر( ( ln(ur it ln(to it ) نسبت به توليد ناخالص داخلي(. است. لذارتيم شهرنشيني لذارتيم درجه باز بودن تجاري )مجموع صادرات و واردات Wln(CO 2 و( Wln(E) Wln(GDP) متغيرهاي تأخير فضايي نمونهي آماري اين ژژوه شامل 3 كشور منتخب درحال توسعه شامل هند بنذالدش ژاكستان ايران تركيه ارمنستان امارات متحده عربي قطر و عمان ميباشد كه در دوره زماني 2111-2111 موردبررسي قرارگرفتهاند. با توجه به اينكه بخ قابلتوجهي از كشورهاي درحالتوسعه فاقد اطالعات آماري مناسب جهت تحليل بودند بنابراين در اين مطالعه سعي شد كشورهاي انتخاب شود كه كاملترين مناب اطالعات را در مقايسه با ساير كشورها داشته و همچنين با يكديذر مجاور باشند. موقعيت كشورهاي منتخب در شكل )1( نشان داده شده است. الزم به ذكر است كه اطالعات مورد نياز براي انجام اين ژژوه بانك جهاني جم آوريشده است. از

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 919 شکل 1. موقعیت کشورهای منتخب درحال توسعه 4. تخمین و تفسیر معادالت همزماني در الذوهاي موردنظر به معناي استفاده از متغيرهاي ابزاري و روش حداقل مربعات معمولي دومرحلهاي هنذام تخمين معادالت است ولي هر يك از سه رابطه بهصورت مجزا از يكديذر برآورد ميشوند. در برآورد ارتباط متقابل ميان مصرف انرژي رشد اقتصادي و انتشار دياكسيد كربن متغيرهاي توسعهي مالي جمعيت شهرنشيني درجهي باز بودن تجاري نيروي كار و موجودي سرمايه بهعنوان متغير ابزاري استفادهشده است. ارزيابي شروط درجهاي و رتبهاي هر يك از سيستم معادالت نشان ميدهد كه تمامي معادالت مشخص هستند و الذوهاي موردنظر از طريق بهكارگيري دادههاي تابلويي با الذوهاي اثرات تصادفي و با استفاده از روش حداقل مربعات دومرحلهاي (G2SLS) 1 وقفه فضايي در نرمافزار Stata برآورد شده است. در ابتدا ايستائي متغيرهاي مورداستفاده در برآورد دادههاي تابلوئي با استفاده از آزمون ريشه واحد LLC موردبررسي قرارگرفته است. در جدول )1( نتايج اين آزمون براي مقادير لذاريتمي متغيرها گزارششده است. نتايج نشان ميدهد فرضيه صفر مبني بر ريشه واحد 1Generalized Two Stage Least Squares

914 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 متغيرها رد ميشود كه اين بدان معناست كه همه متغيرها ايستا هستند. در ادامه بهمنظور انتخاب بين روشهاي دادههاي تابلويي و دادههاي تلفيقي از آزمون ليمر استفاده F ميشود. در اين آزمون فرض صفر داللت بر اين دارد كه اثرات انفرادي واحدهاي مختلف يكسان است و در مقابل فرض H 1 حاكي از يكسان نبودن حداقل يكي از واحدهاي انفرادي با واحد ژايه ميباشد )رفعت و بيك زاده 1931(. در اين مطالعه با رد فرض صفر F آزمون ليمر معنيدار بودن اثرات تابلويي تأييد ميشود و معادالت به روش دادههاي تابلويي تخمين زده خواهند شد. نام متغير ln(gdp) جدول 1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیرها احتمال ژذيرش صفر 1/1921 مقدار آماره 1/35 2/13 2/33 2/32 2/30 2/90 9/31 9/15 20/39 1/1131 1/1113 1/1133 1/1193 1/1130 1/1111 1/1111 1/1111 ln(co 2 ) ln(e) ln(l) ln(k) ln(fd) Ln(TO) ln(pop) ln(ur) مأخذ: یافتههای پژوهش قبل از برآورد مدل به بررسي ويژگيهاي دادههاي موردبررسي ژرداختهشده است. در جدول )2( خالصه آماري متغيرها شامل ميانذين و انحراف معيار نشان دادهشده است. همانطور كه مشاهده ميشود بيشترين ميانذين مصرف انرژي ناخالص داخلي سرانه دياكسيد كربن )13310/59( )55195/09( )33/13( در كشور قطر و بيشترين ميانذين در كشور ارمنستان است. و توليد انتشار سرانه كمترين ميانذين مصرف انرژي )133/01( كمترين ميانذين انتشار سرانه دياكسيد كربن )1/23( و كمترين ميانذين توليد ناخالص داخلي سرانه )511/509( در كشور بنذالدش است. كمترين ژراكندگي )انحراف مصرف انرژي معيار( )21/29( در كشور بنذالدش كمترين ژراكندگي توليد ناخالص

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 911 داخلي سرانه )39/10( در كشور ژاكستان و كمترين ژراكندگي )انحراف معيار( در انتشار سرانه دياكسيد كربن )1/12( در كشور هند است. درحاليكه بيشترين ژراكندگي در مصرف انرژي توليد ناخالص داخلي سرانه و انتشار دياكسيد كربن به ترتيب در كشور قطر )2333/1( امارات متحده عربي )3125/3( و قطر )33/31( است.

916 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 جدول 2: خالصه آماری )قبل از گرفتن لگاریتم( 2444-2411. آزادي تجاري جمعيت جمعيت كل توسعه مالي موجودي نيروي كار توليد ناخالص مصرف انتشار مشخصات )%( )هزار نفر( )%( سرمايه داخلي سرانه انرژي CO 2 آماري )%( شهرنشين )%( ميانذين ژاكستان 1/33 330/03 013/33 92/39 391/35 23/35 155953/3 93/30 13/32 1/13 انحراف معيار 21/91 39/10 1/01 95/23 9/3 11532/1 1/23 15/15 ميانذين ارمنستان 33/13 033/133 1399/19 30/09 1155/03 13/32 9111/9 33/13 33/53 1/95 انحراف معيار 195/30 300/33 1/10 519/31 3/33 93/13 1/95 3/23 ميانذين ايران 3/32 2391/09 9211/33 92/33 9539/33 31/23 01525/05 30/00 99/13 1/00 انحراف معيار 933/02 333/39 2/111 531/3 11/20 2332/53 2/95 0/35 ميانذين تركيه 9/30 1911/53 0113/11 99/30 9320/0 20/33 33291/55 33/15 91/35 1/39 انحراف معيار 131/39 332/13 1/1 351/30 19/92 9229/9 2/13 13/5 ميانذين قطر 51/30 13310/59 55195/09 33/33 31135/2 93/39 1103/03 1/05 39/11 33/31 انحراف معيار 2333/1 9322/1 0/33 0232/3 0/30 303/3 1/30 23/53 ميانذين امارات 25/05 3593/13 93312/11 39/11 12551/3 51/13 5939/10 32/93 31/00 5/12 انحراف معيار 1333/5 3125/3 9/03 1023/1 10/30 2133/2 1/95 10/03 ميانذين عمان 19/31 5255/00 19211/53 93/33 13992/5 90/33 2503/2 09/19 01/13

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 917 9/53 انحراف معيار 1329/3 333/0 3/3 3130/0 3/0 233/3 1/53 3/0 ميانذين بنذالدش 1/23 133/01 511/509 33/33 233/31 91/12 139133/91 20/23 95/33 1/15 انحراف معيار 21/29 3915/13 1/20 39/91 3/33 0102/33 2/59 3/50 ميانذين ه دن 1/99 303/35 005/33 93/31 309/33 93/39 1152100/5 23/32 99/23 1/12 انحراف معيار 50/30 133/52 1/30 231/93 3/33 39023/20 1/13 12/39 مأخذ: یافتههای پژوهش

918 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 در ادامه بهمنظور واردكردن متغير وقفه فضايي در الذو الزم است ماتري مجاورت استانداردشده محاسبه شود كه در اين ژژوه با توجه به اينكه قرارگرفته است در ابتدا بر اساس مجاورت رخ مانند يك ماتري كشور موردمطالعه 3 با ابعاد 3 سطر و 3 ستون تشكيل و سپ با توجه به ساختار ژانلي دادهها به يك ماتري مجاورت ژانلي با ابعاد 31 31 سطر و ستون تبديل شد. سپ صفر به بررسي آزمون I موران گري و گتي ژرداخته ميشود. در اين آزمون فرضيه داللت بر فقدان خودهمبستذي فضايي دارد. با توجه به نتايج جدول )9( خودهمبستذي فضايي تأييد ميشود. بنابراين استفاده از الذوي فضايي جهت بررسي روابط مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست مورد تأييد واق ميشود. معادله 0 جدول 1: نتایج آزمون خودهمبستگی فضایی آزمون Moran s I مقدار 3/03 مقدار احتمال 1/1111 1/1111 1/1111 1/1111 1/1113 1/1111 1/1111 1/1119 1/1111-5/310-3/03 3/35-9/35-3/35 3/03-9/21-3/03 Geary s C Getis-Ord G Moran s I Geary s C Getis-Ord G Moran s I Geary s C Getis-Ord G 3 3 مأخذ: یافتههای پژوهش نتايج جدول )3( با توجه به ضرايب تعيين درجه بااليي از قدرت توضيحدهندگي الذوي وقفه فضايي معادالت همزمان را در قالب اثرات تصادفي نشان ميدهد. ضريب جمله همبستذي كه همان در رابطه )2( است معنادار است كه بيانذر آن است كه ميبايست به روش اقتصادسنجي فضايي تخمين صورت ژذيرد و رشد اقتصادي كشورهاي موردبررسي از رشد اقتصادي كشورهاي مجاور تأثير گرفته است و مثبت بودن متغير تأخير فضايي به

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 911 اين معناست كه مجاورت كشورها با يكديذر اثر مثبتي بر روي رشد اقتصادي كشورها داشته است. بر اساس نتايج جدول )3( در مقايسه با مطالعات شهباز و همكاران )2112( و عمري )2119( نشان داد كه در مطالعات مذكور نيروي كار تأثير منفي و معنيدار بر رشد اقتصادي دارد كه به لحاظ نوع اثرگذاري مطابق با نتيجه مطالعه فعلي ميباشد. بهطوريكه با افزاي 11 درصد نيروي كار رشد اقتصادي 9/5 درصد افزاي مييابد. تأثير منفي نيروي كاربر رشد اقتصادي را ميتوان اينگونه توجيه كرد ازآنجاييكه تكنولوژي توليد در كشورهاي درحالتوسعه كاربر بوده و استفاده بي اقتصادي بازده نزولي را به همراه منب ازحد از نيروي كار در بسياري از بخ دارد درنتيجه افزاي هاي اشتغال در اين كشورها لزوما افزاي توليد را به همراه نخواهند داشت. افزاي موجودي سرمايه منجر به افزاي رشد اقتصادي كشورها شده است به دليل اينكه در اين كشورها سرمايهگذاري در بخ توليد ژايينتر از سطح مطلوب ميباشد درنتيجه كشورهاي مذكور ظرفيت مناسب براي تكنولوژيهاي توليد سرمايهبر بهجاي تكنولوژيهاي كاربر را دارند كه عمال رشد اقتصادي را به همراه خواهد داشت. اين نوع اثرگذاري موجودي سرمايه بر رشد اقتصادي در مطالعات شهيدي و ياوري) 1932 ( شهباز )2112( و عمري )2119( تأييدشده است. متغير مصرف انرژي مثبت و معنيدار است و اين نشان ميدهد كه افزاي در مصرف انرژي تمايل به ارتقاء رشد اقتصادي دارد بهطوريكه با افزاي 11 درصد انرژي رشد اقتصادي 3/2 درصد افزاي مييابد بر اين اساس بهوضوح قابلتشخيص است كه وجود آژرگي انرژي عامل بسيار حائز اهميتي در راه رشد اقتصادي است. اين نتيجه با يافتههاي و ژن )2111( در كشورهاي OECD شهباز و همكاران )2119( براي هند وانگ و همكاران )2119( در كشورهاي OECD و عمري )2119( در كشورهاي MENA سازگار است. متغير انتشار دياكسيد كربن منفي و معنادار است كه بيانذر آن است كه با 11 درصد افزاي در توليد گاز دياكسيد كربن 1/9 درصد رشد اقتصادي كاه مييابد اين نتيجه مطابق با يافتههاي عمري )2119( در كشورهاي )2112( براي هند و چين ميباشد. و MENA جايانداكوماران و همكاران

211 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 جدول 4: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی )SAR( پانل معادالت همزمان نام متغير مستقل عرض از مبدأ معادله )0(: متغير وابسته: LnGDP ضريب آماره t 1/33-3/23 3/12-0/33 0/31 2/10 - - - - * 1/52 *** -1/19 *** 1/32 *** -1/95 *** 1/30 ** 1/119 1/33 1/33 1/33 1/33 ln(co 2 ) ln(e) ln(l) ln(k) W * Ln(GDP) (Buse) R 2 (Buse) R 2 Adj Raw Moments R 2 Raw Moments R 2 Adj مأخذ: یافتههای پژوهش )* و ** *** به ترتیب معنیداری در سطح 14 درصد 3 درصد و 1 درصد( با توجه به يافتههاي جدول )5( ضرايب تعيين نشاندهندهي درجه بااليي از قدرت توضيح- دهندگي الذو است. در اين معادله ضريب جمله همبستذي معنادار است كه تأكيد بر استفاده از الذوهاي فضايي در تخمين دارد و نشاندهندهي آن است كه مصرف انرژي كشورهاي موردبررسي تحت تأثير مصرف انرژي كشورهاي مجاور است و مثبت بودن متغير تأخير فضايي به اين معناست كه مجاورت كشورها با يكديذر اثر مثبتي بر روي مصرف انرژي داشته است. همانطور كه در جدول )5( مشاهده ميشود متغير انتشار دياكسيد كربن مثبت و معنيدار است اين نحوه اثرگذاري در مطالعه 1 ستين و اسويت )2115( اقتصادي اثر مثبت و معنيداري بر مصرف سرانه انرژي دارد كه تأييدشده است. رشد 2 با يافتههاي اوه و لي )2113( در كشور كره آلتيناي و كاراگول )2113( در كشور تركيه آنگ )2113( در كشور مالزي هاليچيوغلو )2113( 9 در كشور تركيه اودهيامبو )2113( در كشور تانزانيا 1 cetin and Ecevit 2 oh and Lee 3 odhiambo

بلومي )2113( در كشور تون آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 219 و عمري )2119( در كشورهاي MENA سرمايه اثر مثبت و معنيداري بر مصرف انرژي دارد بهطوريكه با افزاي سازگار است. درصد 11 سرمايه مصرف سرانه انرژي 9/5 درصد افزاي مييابد. اين به معني اين است كه سرمايه نق مهمي در مصرف انرژي ايفا ميكند و تأثير مثبت اين متغير بر مصرف انرژي در 1 مطالعه لرد و همكاران )2111( نيز تأييد شده است. نيروي كار هم اثر مثبت و ناچيزي بر مصرف سرانه انرژي دارد كه اين نوع اثرگذاري در راستاي نتايج ساري و همكاران )2113( براي ايالت متحده و لرد و همكاران )2111( براي باربادوس است. متغير توسعه مالي تأثير مثبت و ناچيزي بر مصرف سرانه انرژي دارد به دليل اينكه توسعه مالي كسب و كار را افزاي ميدهد و بدنبال آن تقاضا براي انرژي افزاي مييابد و اين نوع اثرگذاري 2 در مطالعات سادورسكي و )2111 9 2111( شهباز و لين )2112( اسالم و همكاران )2119( شهباز و همكاران )2119( و وانگ و همكاران )2119( نيز تأييد شده است. متغير جمعيت داراي تأثير منفي و معنيدار بر مصرف سرانه انرژي دارد. اين نتيجه ميتواند به دليل باال بودن رشد جمعيت نسبت به رشد مصرف انرژي در كشورهاي منتخب درحالتوسعه باشد. از سوي ديذر با توجه به بهبود تكنولوژي افزاي آگاهي افزاي انرژيهاي نو )غير فسيلي( و... ميتوان كاه مصرف سرانه انرژي در اين كشورها را نسبت به جمعيت توجيه كرد. ذكر اين نكته ضروري است ايده واردكردن متغير جمعيت از مطالعه عمري )2119( گرفتهشده است كه در اين مطالعه نيز اثر اين متغير در برخي از كشورها منفي بوده است. 1 Lorde 2 Sadorsky 3 Shahbaz and Lean

212 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 جدول 3: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی )SAR( پانل معادالت همزمان نام متغير مستقل عرض از مبدأ معادله )3(: متغير وابسته: LnE ضريب آماره t 2/32 2/31 9/91 1/93 3/13 1/32-1/33 1/33 - - - - *** 2/53 *** 1/11 *** 1/33 1/13 *** 1/95 1/113 * -1/19 ** 1/11 1/33 1/33 1/33 1/33 ln(co 2 ) ln(gdp) ln(l) ln(k) Ln(FD) Ln(POP) W * Ln(E) (Buse) R 2 (Buse) R 2 Adj Raw Moments R 2 Raw Moments R 2 Adj مأخذ: یافتههای پژوهش )* و ** *** به ترتیب معنیداری در سطح 14 درصد 3 درصد و 1 درصد( بر اساس نتايج مندرج در جدول )3( متغير وابستذي فضايي تأثير مثبت و معنيدار بر انتشار گاز دياكسيد كربن داشته است. معنيدار بودن اثر متغير وابستذي فضايي نشان ميدهد كه همواره سهمي از انتشار سرانه گاز دياكسيد كربن در گروه كشورهاي موردبررسي مربوط به اثر مجاورت و همسايذي كشورها بوده است.

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 219 جدول 6: نتایج برآورد مدل وقفه فضایی )SAR( پانل معادالت همزمان نام متغير مستقل عرض از مبدأ معادله )3(: متغير وابسته:( Ln(CO 2 ضريب آماره t 1/29 2/33 2/25 1/35 1/99 3/11 - - - - 1/10 *** 1/90 ** 1/12 * 1/19 1/13 *** 1/33 1/31 1/33 1/31 1/31 ln(e) ln(gdp) ln(to) ln(ur) W * Ln(CO 2 ) (Buse) R 2 (Buse) R 2 Adj Raw Moments R 2 Raw Moments R 2 Adj مأخذ: يافتههاي ژژوه )* و ** *** به ترتيب معنيداري در سطح 11 درصد 5 درصد و 1 درصد( همانطور كه در جدول )3( مشاهده ميشود توليد ناخالص داخلي سرانه تأثير مثبت و معني- داري بر انتشار دياكسيد كربن سرانه داشته است بهطوريكه با افزاي 11 درصدي توليد ناخالص داخلي سرانه 1/2 درصد انتشار دياكسيد كربن افزاي مييابد. اين داللت مي- كند كه افزاي در رشد اقتصادي تمايل به افزاي تخريب محيطزيست دارد. اين نتايج با يافتههاي هاليچيوغلو )2113( براي تركيه فودها و زاقدود )2111( براي 12 كشور MENA جايانداكوماران و همكاران )2112( )2112( براي مالزي عمري كشورهاي گروه 21 )2119( براي دو كشور چين و هند صبوري و همكاران براي كشورهاي MENA و لي )2119( )G20( براي سازگار است. مصرف سرانه انرژي تأثير مثبت و معنيداري بر انتشار دياكسيد كربن دارد. ضريب 1/90 نشان ميدهد كه انتشار گاز دياكسيد كربن 9/0 درصد افزاي مييابد زماني كه مصرف انرژي يك درصد افزاي مييابد. اين به اين معني است كه افزاي در مصرف انرژي منجر به افزاي تخريب محيطزيست ميشود. اين نتايج در راستاي يافتههاي مطالعات سويتاس و همكاران )2110( براي ايالت متحده

214 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 هاليچيوغلو )2113( براي تركيه ژانگ و چنگ )2113( براي چين كومار )2111( 1 عروري و همكاران )2112( براي 12 كشور MENA و عمري )2119( براي كشورهاي MENA است. متغير شهرنشيني داراي تأثير مثبت ناچيزي در انتشار گاز دياكسيد كربن است. ضريب 1/13 نشان ميدهد كه انتشار دياكسيد كربن 1/3 درصد افزاي مييابد زماني كه يك افزاش 11 درصدي در شهرنشيني وجود دارد كه ازلحاظ نوع اثرگذاري با مطالعات حسين )2111( براي كشورهاي تازه صنعتي و عمري )2119( براي كشورهاي MENA سازگار است. درحاليكه در مطالعه ژوماني وونگ و كانكو )2111( اثر شهرنشيني بر ميزان مصرف انرژي منفي است. متغير درجه باز بودن تجارت تأثير مثبت و معنيداري در انتشار دياكسيد كربن دارد كه با يافتههاي حسين )2111( براي كشورهاي تازه صنعتي عمري )2119( براي كشورهاي MENA و برقي اسكويي )1933( براي كشورهاي با درآمد سرانه باال و درآمد سرانه ژايين مطابقت دارد. از طرفي مطالعات عمري )2119( و جليل و محمود )2113( رابطه منفي ميان اين دو متغير را نشان داد. بنابراين با توجه به نتايج بهدستآمده ميتوان نتيجه گرفت كه: 1- يك رابطه علت و معلولي دو طرفه ميان مصرف انرژي به رشد اقتصادي وجود دارد كه مطابق با يافتههاي مطالعه عمري )2119( ميباشد 2- يك رابطه علي دوطرفه ميان مصرف انرژي و انتشار دياكسيد كربن وجود دارد كه با يافتههاي مطالعه هري و سليم )2112( براي چين سازگار است. درحاليكه در مطالعه عمري )2119( يك رابطه يكطرفه از مصرف انرژي به انتشار دياكسيد كربن وجود دارد. 9- يك رابطه علت و معلولي دوطرفه ميان رشد اقتصادي و 2 توليد گاز دياكسيد كربن وجود دارد كه اين رابطه در مطالعات كندو و ديندا )2112( و 9 قوش )2111( تأييدشده است. شكل )2( خالصه نتايج دادههاي جدول 5 3 و 3 است كه ارتباط ميان مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست را تأييد ميكند. 1 Arouri 2 Coondoo and Dinda 3 Ghosh

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 211 CO 2 انتشار رشد اقتصادي مصرف انرژي شکل 2: اثر متقابل CO 2 مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی برای کشورهای درحالتوسعه مأخذ: یافتههای پژوهش 5. نتیجهگیری و پیشنهادهای سیاستی انتشار گازهاي گلخانهاي و ژيامدهاي منفي آن بر رفاه جامعه توجه بسياري از ژژوهشذران و سياستگذاران در كشورهاي مختلف را به خود جلب كرده است. عوامل متعدي ميزان انتشار اين گاز را تحت تأثير قرار ميدهد. مطالعه حاضر اثرات متقابل ميان آلودگي محيطزيست رشد اقتصادي و مصرف انرژي را با استفاده از الذوي ژانل معادالت همزمان فضايي موردبررسي قرار داده است. نتايج اين الذو نشان ميدهد كه مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست كشورهاي موردبررسي تحت تأثير مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست كشورهاي مجاور قرار داشته است. همچنين نتايج ژژوه بيانذر آن است كه يك رابطه علت و معلولي دوطرفه ميان مصرف انرژي و رشد اقتصادي ميان مصرف انرژي و آلودگي محيطزيست و همچنين ميان رشد اقتصادي و آلودگي محيطزيست مشاهده ميشود. بر طبق نتايج بهدستآمده در بيان ژيشنهادهاي سياستي ميتوان به اين نكته اشاره كرد كه با توجه به اثرگذاري مصرف انرژي بر رشد اقتصادي در كشورهاي منتخب موردبررسي

216 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 توجه به مصرف انرژي عامل مهمي در تضمين رشد ژرشتاب و مستمر اقتصادي است. ژ بهمنظور كاه انتشار دياكسيد كربن ضرورتي ندارد مصرف انرژي كاه يابد زيرا اين امر منجر به افت توليد ناخالص داخلي ميشود بلكه بهتر است سوختهاي ژاک و سبز را جايذزين سوختهاي فسيلي و غيرقابلتجديد كرد تا از اين طريق دو هدف تداوم رشد اقتصادي و كاه دياكسيد كربن تحقق يابد. بنابراين تحقيق و سرمايهگذاري در انرژي ژاک بايد بخ جداييناژذير فرايند كنترل انتشار كربن باشد. براي مثال اين كشورها مي- توانند از انرژي خورشيدي بهعنوان جايذزين انرژي فسيلي استفاده كنند. با توجه به روند افزايشي انتشار سرانه دياكسيد كربن در كشورهاي موردبررسي الزم است سياستهاي زيستمحيطي جديدي اتخاذ شود تا بهاينترتيب تخريب محيطزيست كاه يابد. بر اساس مدل ارائهشده در اين ژژوه افزاي توليد ناخالص داخلي و مصرف انرژي سبب افزاي آلودگي بهواسطه افزاي انتشار دياكسيد كربن ميشود. ازاينرو اگر براي كاه آلودگي از طريق كاه توليد ناخالص داخلي اقدام شود منجر به كاه سطح سرمايهگذاري و كشورها دامن ميزند. اشتغال ميشود كه كاه سطح اشتغال به مشكل بيكاري در اما ميتوان بهواسطه بهبود كارايي مصرف انرژي در واحدهاي توليدي در داخل كشور ميزان مصرف انرژي را كاه آلودگي كمك كرد. داد و از اين طريق به كاه با توجه به اينكه آلودگيهاي ناشي از گازهاي گلخانهاي با آثار جانبي منفي بر رفاه جامعه همراه است در اين مطالعه تالش گرديد از متغير رشد اقتصادي بهعنوان نمايندهاي از رفاه اقتصادي جامعه استفاده شود و همانطور كه در اين مطالعه مشاهده شد اثر منفي آلودگي محيطزيست ناشي از گاز دياكسيد كربن بر رشد اقتصادي تأييد شد به اين دليل كه هرچند اثرات آلودگي بهطور مستقيم در محاسبه توليد ناخالص داخلي لحاظ نميشود اما بهطور غيرمستقيم در آن منعك شده است كه ژيشنهاد ميشود براي دستيابي به ارتباط دقيقتر ميان اين دو مؤلفه اثرات جانبي در محاسبه توليد ناخالص داخلي لحاظ شود. همچنين از طريق ابزارهاي اقتصادي همچون وض ماليات بر آاليندههاي محيطي ميتوان

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 217 زمينه مناسبي را براي دستيابي به رشد اقتصادي ژايدار در اين كشورها فراهم كرد هرچند اجراي اين سياستها نيازمند زيرساختها و قوانين الزم ميباشد. 6. منابع ص. الف( فارسی آقايي مجيد )1935( ب ررس تي را بط ته ع لي تت ب تين مص ت ر ف ا ن ت رژي و رش ت د اقتص تادي ب ته تفكيك حاملهاي مختلتف انترژي و بخت هتاي مختلتف اقتصتادي: كتاربردي از آزمتون كرانهاي ARDL فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژي شماره 33 ص 131-119. آلعمران رؤيا ژناهي حسين و كبيري. زهرا )1931( بررسي و تعيين رابطته علتي بتين رشد اقتصادي انتشارات برنامهريزي شماره 35 ص 23-1. CO 2 مصرف انترژي و نستبت اشتتغال در ايتران مجلته جغرافيتا و آماده. حميد قاضي. مرتضي عباسي فر زهره )1933( بررسي رابطه مصرف انترژي و رشد اقتصادي و اشتغال در بخ.93-1 33 هاي مختلتف اقتصتاد مجلته تحقيقتات اقتصتادي شتماره ابريشمي حميد و مصطفايي آذر )1931( بررسي رابطه بين رشد اقتصتادي و مصترف فرآوردههاي عمده نفتي در ايران مجله دان و توسعه شماره 13 ص 35-11. اصغري مريم و عاملي ژريسا )1931( تست فرضيه ژناهندگي آلودگي در منطقه اتحاديه اروژا-خليج فارس فصلنامه تحقيقات اقتصادي راه انديشه شماره 3 ص 93-21. اكبري. نعمتاهلل )1933( مفهوم فضا و چذونذي اندازهگيري آن در مطالعتات منطقته- اي فصلنامه ژژوه هاي اقتصادي ايران شماره 29 ص 33-93. برقي اسكويي محمدمهدي )1930( آثار آزادسازي تجاري بر انتشار گازهاي گلخانه- اي )دياكسيد كربن( ص 21-1. در منحني زيستمحيطي كوزنت تحقيقات اقتصادي شماره 32 ژور كاظمي محمدحسين و ابراهيمي. ايلناز )1930( بررسي منحني كوزنت زيست- محيطي در خاورميانه فصلنامه ژژوه هاي اقتصادي ايران شماره 93 ص 02-50.

218 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 ترابي. تقي خواجويي ژور. امين طريقتي. ستمانه ژتاكروان. محمدرضتا )1933( تتأثير مصرف انرژي رشد اقتصادي و تجارت ختارجي بتر انتشتار گازهتاي گلخانتهاي در ايتران فصلنامه مدلسازي اقتصادي شماره 1 ص.33-39 حسني صدرآبادي. محمدحسين عماد االسالم. هديه كاشمري. علي )1933( بررسي رابطه عل ي مصرف انرژي اشتغال و توليد ناخالص داخلي در ايران طي سالهاي 1933-1951 ژژوهشنامه علوم انساني و اجتماعي شماره 23 ص 53-91. حسيني نسب سيد ابراهيم و ژايكتاري ستميه )1931( بررستي تتأثير رشتد اقتصتادي و آزادسازي تجاري بر آلودگي محيطزيست مجله بررسي مسائل و سياستتهتاي اقتصتادي شماره 3 ص.31-32 خليلتي عراقتي. ستيد منصتور كمينجتاني. اكبتر مهترآرا. محستن عظيمتي. ستيد رضتا )1932( اثر انتشار فضايي تغييرات قيمت مسكن در ايران با استفاده از مدل وقفته فضتايي و دادههاي تركيبي فصلنامه ژژوه ها و سياستهاي اقتصادي شماره 30 ص 33-25. دامنكشيده مرجان عباسي احمد عربي حستين و احمتدي حستن )1932( بررستي رابطه مصرف انرژي و رشد اقتصادي مطالعه موردي: كشورهاي منتختب ستند چشتمانتداز بيست ساله فصلنامه سياستهاي راهبردي و كالن شماره 2 ص 90-33. دهقان بنادكوكي )1930( بررستي فرضتيه ژناهذتاه آلتودگي: متورد تجتارت ختارجي كشورهاي OECD تهران. با.OECD-NON ژاياننامه كارشناسي ارشد دانشكده اقتصتاد دانشتذاه رفعت بتول و بيكزاده ستعيده )1931( كتاربرد الذتوي معتادالت همزمتان دادههتاي تابلويي در تحليل نق و توسعه اقتصادي شماره 3 ص يكپارچذي اقتصادي اكو بر رشد و اشتغال مجله ژژوه.22-3 هاي رشتد رفيعي داراني هادي و قرباني محمد )1939( مشتاركت نيتروي كتار در اقتصتاد ملتي: تحليلي در چارچوب رگرسيون فضايي. فصلنامه تحقيقات مدلسازي اقتصادي شتماره 13 ص 131-113.

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 211 سليمي فر مصطفي و دهنوي. جالل )1933( مقايسه منحني زيستمحيطي كوزنت در كشورهاي عضو OECD و كشورهاي درحالتوسعه: دان و توسعه شماره 23 ص 211-131. تحليل مبتني بر دادههاي ژانل نشريه شعباني زهره صالح ايرج و يزدانتي. ستعيد )1933( بررستي رابطته عليتت بتين توليتد ناخالص داخلتي و حجتم گازهتاي گلخانتهاي در ايتران )مطالعته متوردي: گتاز دياكستيد كربن( فصلنامه اقتصاد كشاورزي و توسعه شماره 33 ص 13-1. شجري هوشنگ استادي حسين و كاوسي نبياهلل )1932( نقت تجتارت بتينالملتل بر كيفيت محيطزيست مطالعه متوردي: كشتورهاي منتختب حتوزه خلتيجفتارس فصتلنامه اقتصاد توسعه و برنامهريزي شماره 1 ص.39-30 شهيدي. آمنه ياوري. كاظم )1939( توسعه مالي موجودي سرمايهگتذاري ختارجي و رشد اقتصادي در ايران فصلنامه سياستگذاري ژيشرفت اقتصادي شماره 1 ص 31-33. صادقي كمال قمري نير و فشاري مجيتد )1939( بررستي رابطته علتي بتين مصترف انرژي و توليد ناخالص داخلي در كشتورهاي منطقته.MENA ژژوهشتنامه اقتصتاد كتالن شماره 10 ص 122-131. صتادقي كمتال و موستويان مهتدي )1939( تحليتل رابطته عليتت بتين انتشتار كتربن مصرف انرژي و توليد سرانه در ايران: با استفاده از روش بتوت استترپ حتداكثر آنتروژتي ژژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران شماره 113-31. 11 عسذري علي و اكبري نعمتاهلل )1931( روششناسي اقتصادسنجي فضايي تئوري و كاربرد مجله ژژوهشي علوم انساني دانشذاه اصفهان شماره 2 ص -39. 122 عظيمي سيد رضا )1931( نق عوامل ژايهاي و حباب بتر نوستانات قيمتت مستكن در ايران با استفاده از رويكرد تركيبتي فضتايي ژايتاننامته دكتتري دانشتكده اقتصتاد دانشتذاه تهران. محمدي تيمور ناظمان حميد و نصرتيان نسب محسن )1931( رابطه رشتد اقتصتادي و مصرف انرژي در ايران محيطزيست و انرژي شماره 5 ص )تحليلي از مدلهاي عليتت خطتي و غيرخطتي( فصتلنامه اقتصتاد.159-101

291 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 مهدوي عادلي محمدحسين و قنبري عليرضا )1932( تجزيهوتحليل رابطه هتم جمعتي و عليت ميان انتشار دياكسيد كتربن توليتد ناختالص داخلتي و مصترف انترژي در ايتران فصلنامه اقتصاد انرژي ايران شماره 3 ص 290-210. نجفي علمدار لو حامد مرتضوي سيد ابوالقاسم و شمشتادي يتزدي. كتتايون )1931( كاربرد اقتصادسنجي فضايي در بررسي عوامل مؤثر بر صادرات محصتوالت كشتاورزي در كشورهاي عضو اكو: رهيافت دادههاي تابلويي فصلنامه ژژوه هتاي اقتصتادي شتماره 9 ص 32-33. هراتي جواد اسالملوئيان. كريم قطميري محمدعلي )1932( بررستي ارتبتاط شتدت آلودگي تجارت و رشتد ژايتدار ايتران: مطالعات اقتصاد انرژي شماره 93 ص 1-91. يتك الذتوي سيستتم معتادالت همزمتان فصتلنامه يتاوري كتاظم و احمتدزاده خالتد )1933( بررستي رابطته مصترف انترژي و ستاختار جمعيت )مطالعه موردي: كشورهاي آسياي جنوب غربي( فصلنامه مطالعات اقتصاد انترژي شماره 25 ص 99-32. 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 of Policy 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.

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 299 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.

292 پژوهشنامه اقتصاد انرژي ايران سال پنجم شماره 91 تابستان 9911 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 Co 2 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.

آثار متقابل مصرف انرژي رشد اقتصادي و آلودگی محیطزيست... 299 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.