تخمین پارامترهای منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس در کشورهای اروپایی (مطالعه موردی : گاز دی اکسید کربن)

تخمین پارامترهای منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس در کشورهای اروپایی

()مطالعه موردی : گاز دی اکسید کربن

دانائی فر ایمان

[email protected]

چکیده

زیست است که در خالل بیست اقتصاد محیط ترین مفاهیم در حوزه از شناخته شده منحنی زیست محیطی کوزنتس یکی

سال گذشته در ابعاد مختلف توسعه یافته است . یکی از پیشرفت های جدید در مطالعه رابطه میان رشد اقتصادی و کیفیت

زیست محیطی، توجه به ماهیت فضایی پدیده های زیست محیطی است که به نام خود همبستگی فضایی پدیده های زیست

ته می شود. ایده منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس کامال شبیه منحنی زیست محیطی کوزنتس است. با این محیطی شناخ

تفاوت که به پدیده خودهمبستگی فضایی آالینده های زیست محیطی به عنوان یکی از متغیرهای توضیحی مدل توجه می کند.

قی فضایی ، منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس را برای آالینده این تحقیق تالش می کند تا با استفاده از مدل داده های تلفی

برآورد سازد . بر اساس نتایج به 1332تا 2991کشور اروپایی و در بازه زمانی 03در حوزه جغرافیایی ، دی اکسید کربن

تایید می شود . دی اکسید کربن ،معکوس میان درآمد سرانه Uوجود رابطه ای به شکل دست آمده ،

خودهمبستگی فضایی، منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس، مدل های داده های تلفیقی فضایی :واژگان کلیدی

همقدم

درون مرزی اقدامات و سیاستها عالوه بر کشورها که گونه ای به . است جهان اصلی چالشهای از زیست محیطی آلودگی های

است آلودگی مصادیق جمله از هوا آلودگی .میکنند دنبال نیز المللی نی بی حوزه در را محیطی زیست مسائل ساماندهی خود،

استفاده گاز به منظور و نفت سنگ، زغال مانند فسیلی سوختهای از فشرده تر و بیشتر بهره برداری به شدن جوامع، صنعتی .

این از .می شود اتمسفر در کربن دی اکسید آزاد شدن موجب سوختها این احتراق .شده است منجر نقل و حمل و تولید در

از محیطی زیست مسائل اخیر دهه های طی در .دارند به سزایی نقش زمینه این مواد در این ی کننده تولید کشورهای روی،

به وقوع 2993 دهه محیطی طی زیست مسائل به عمومی توجه موج آغاز .است گرفته قرار بررسی مورد های مختلفی جنبه

تولید نظام در .بود صنعتی اقتصادهای افزون روز رشد صنعتی به واسطه آلودگی های بر توجهات این عمده تمرکز و پیوست

آلودگی «یعنی، پسماند صورت به آن بقیه و می شود تبدیل خدمات و کاال به استفاده، مورد از انرژی بخشی فقط ، اقتصادی

عبارت به .کند ایجاد تعادل پسماند و خروجی ورودی، بین است حدودی قادر تا فقط طبیعت، .می گردد باز محیط به»

زیادی کاهش میزان به طبیعت در انسان سازمند دخالت افزایش با توان این .است محدود بازیافت طبیعت توان دیگر،

به عوامل سایر و آلوده پسماندها، گازهای ضایعات، تولید صورت به بشر ساخته های دست بشری دانش گسترش می یابد . با

آب ، آلودگی هوا، آلودگی شامل آلودگی کلی به طور .میگذارد انسان باقی زندگی بر مخربی اثرات مستقیم غیر و مستقیم طور

آلوده مهمترین .است اخیر قرن پدیده های از یکی هوا آلودگی میان این در. می باشد زباله از ناشی و آلودگی صوتی آلودگی

اکسید دی گاز .می باشند ازن و هوا در معلق گوگرد، ذرات اکسیدهای دی اکسیدکربن، اکسیدکربن،منو شامل هوا کننده های

عنوان به جهت همین به و است شده زمین گرمایش و هوایی و آب تغییرات به منجر است که گازهایی مهمترین از یکی کربن

در گاز این . می باشد دی اکسیدکربن انتشار از اشین ای گلخانه گازهای آثار از درصد 93 .است معروف فرامرزی آلودگی

.هوا دارد آلودگی درایجاد باالیی سهم گازها دیگر انواع میان

عواملی ترکیب از ناشی آسیب ها، این .است نمایان شده بیشتر محیط زیست آسیب های و خطرات اخیر، دهه ی سه طول در

اقتصادی بین توسعه ی ارتباط دیگر، سوی از .است صنعتی لیتهایفعا و انرژی مصرف رشداقتصادی، جمعیت، رشد همچون

به زیست محیط و اقتصادی فعالیتهای پایدار، توسعه ی دربستر چنانچه .است پیچیده و مهم مسائل از محیط زیست، و

لوژیکیاکو توازن تعادل و موجب که یکدیگرند مکمل عامل دو اقتصادی توسعه ی و زیست محیط لحاظ شود، توأم صورت

اکثر ) . 2029،همکاران و عمادزاده ( بود نخواهد وتوازن تعادل این زننده ی برهم عامل اقتصادی فعالیتهای و می شوند

تخریب بین معنادار ارتباطی که اند بوده این مسئله دنبال به محیط زیست، اقتصاد زمینه در شده انجام اقتصادی پژوهشهای

.بندبیا اقتصادی رشد و زیست محیط

کوزنتس محیطی زیست یـمنحن با عنوان کاربردی یـالگوی تا شده باعث زمینه این در گرفته صورت تحقیقات نتیجه

(EKC )2 بوجود آید . الگویEKC محیط زیست )انتشار آلودگی( و درآمد تخریب بین معکوس شکل رابطه یك که

کشور یك سرانه درآمد افزایش با همگام ابتدا زیست تخریب محیط که کند می نبیا دهد، می نشان سرانه ) رشد اقتصادی ( را

سپس و شده متوقف زیست محیط تخریب اقتصادی، رشد از معین سطحی به رسیدن پس از آن پی در اما یابد، می افزایش

طول مسیر در منفی چه و مثبت چه ، زیست محیط کیفیت و اقتصادی رشد ی رابطه فرضیه بر طبق این .یابد می کاهش

________________________ 1- Environmental Kuznets Curve

محیط یك برای مردم تقاضای که رسد درآمد می از حدی به کشور که هنگامی حقیقت در .نیست ثابت کشور یك ی توسعه

. یابد می تغییر منفی به مثبت از رابطه این عالمت شود، می بیشتر زیرساخت های کاراتر برای آنان تالش و تر پاکیزه زیست

یافتگی توسعه پایین در سطوح که معنی این به .است تغییر پویای فرایند یك تشریح دنبال به کوزنتس محیطی منحنی زیست

ضایعات مقادیر به همچنین و طبیعی منابع بر مداوم فعالیت اقتصادی اثرات به محیطی زیست تخریب شدت هم و کیفیت هم

و طبیعی منابع استخراج گرفتن شدت با ، افتد می اتفاق صنعتی جهش که هنگامی اما . شود می محدود پذیر تجزیه

به ساختاری تغییرات توسعه، سطوح باالتر در . یابد می سرعت ضایعات تولید چنین هم و طبیعی منابع سازی تهی کشاورزی،

کاهش یك به زیست محیط کیفیت برای افزایشی تقاضای و برتر های اطالعات، تکنولوژی به وابسته خدمات و صنایع سمت

ی میان رشد اقتصادی و ی رابطه یکی از پیشرفت های جدید در مطالعه .می انجامد زیست محیط تخریب دریکنواخت

کیفیت زیست محیطی , توجه به ماهیت فضایی پدیده های زیست محیطی است که به نام خود همبستگی فضایی پدیده های

کامالً شبیه منحنی زیست محیطی کوزنتس است منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتسۀ زیست محیطی شناخته می شود . اید

خودهمبستگی فضایی آالینده های زیست محیطی به عنوان یکی از متغیر های توضیحی مدل توجه ۀ , با این تفاوت که به پدید

. ( 2093رهبر ,و می کند ) میرشجاعیان حسینی

پدیده های زیست محیطی استوار است. ساده ایده منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس بر مفهوم خودهمبستگی فضایی

. نزدیك به هم است رابطه میان واحدهای فضایی فضایی , وجود خودهمبستگی برای مفهوم ترین تعریف

2010),Getis) ، ( Hubert and Golledge, 1981) ی کنند : اگر مفهوم خودهمبستگی فضایی را این گونه تعریف م

واحد و nواحد جغرافیایی باشد , خودهمبستگی فضایی به رابطه میان متغیرهای هر یك از nدر برگیرنده Sمجموعه

اطالق می شود . Sزیرمجموعه دو عضوی مجموعه n(n-1)معیاری از نزدیکی جغرافیایی برای تمامی

منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس را برای ، با استفاده از مدل داده های تلفیقی فضاییاین پژوهش تالش می کند تا

برآورد سازد . 1332تا 2991کشور اروپایی در بازه زمانی 03, در حوزه جغرافیایی آالینده جهانی دی اکسید کربن

محیط زیست و سطح درآمد سرانه کشف شکل میان کیفیت Uاخیراً بسیاری از مطالعات، شواهدی را مبنی بر وجود رابطه

با( 2020 ، سعادت و صادقی) نام گرفته است.« منحنی زیست محیطی کوزنتس»اند که این پدیده در ادبیات اقتصادی کرده

پرداخته ایران در محیطی زیست آثار و اقتصادی رشد جمعیت، رشد بررسی به 2039 – 23سالهای های داده از گیری بهره

ای طرفه دو طور، رابطة همین و محیطی زیست تخریب به جمعیت رشد از ای طرفه علّی یك رابطة وجود گر بیان یج،نتا .اند

با استفاده از روش داده های تلفیقی , اثر ( 2029) پژویان و مراد حاصل ، .است اقتصادی رشد و محیطی زیست تخریب بین

کشور ) از جمله ایران ( مورد 96نی زیست محیطی کوزنتس , برای رشد اقتصادی بر آلودگی هوا را در قالب فرضیه منح

آزمون قرار داده اند. این مطالعه با بررسی اثر رشد اقتصادی , جمعیت شهری , قوانین زیست محیطی , تعداد خودرو و درجه

زنتس در کشورهای مذکور باز بودن اقتصاد بر میزان انتشار گاز دی اکسید کربن انجام شده , وجود منحنی زیست محیطی کو

به بررسی فرضیه منحنی زیست محیطی کوزنتس برای کشورهای ( 2026، پورکاظمی و ابراهیمی) .را مورد تایید قرار می دهد

.دست یافتند EKC با استفاده از روش پانل دیتا پرداختند و به نتیجه تایید فرضیه 1330 -2923خاورمیانه در سال های

کشور , به بررسی رابطه میان رشد اقتصادی و 212در قالب مدل داده های مقطعی شامل (2022 ، الدینزیبایی و شیخ زین )

تنوع زیست محیطی ) گونه های شناخته شده پستانداران , پرندگان و گیاهان ( پرداخته اند . نتایج تحقیق آنان وجود منحنی

سرین ن فطرس و)برای کشورهای در حال توسعه رد می کند . زیست محیطی کوزنتس را برای کشورهای توسعه یافته تایید و

به بررسی رابطه علی و معلولی میان دو معیار رشد اقتصادی 1یاماموتو–با استفاده از آزمون علیت تودا( 2022، دوست

پرداخته اند . نتایج این ) درآمد سرانه و سرانه مصرف انرژی ( و دو معیار آلودگی )آلودگی هوا و آلودگی آب ( در ایران

تحقیق نشان دهنده وجود روابط علی یکطرفه از نشر دی اکسید کربن به درآمد سرانه و سرانه مصرف انرژی و از سرانه

با بررسی رابطه علی میان تولید ناخالص داخلی و حجم گاز ( 2022 ، صالح و همکاران) مصرف انرژی به آلودگی آب است .

یران دریافتند که یگانه رابطه علی, وجود ارتباط یك طرفه از حجم گاز دی اکسید کربن به تولید ناخالص دی اکسید کربن در ا

داخلی است . از سوی دیگر , از آنجا که نرخ رشد حجم گاز دی اکسید کربن بیشتر از نرخ رشد تولید ناخالص داخلی است ,

و صعودی آن است و در نتیجه در شرایط حاضر , افزایش جایگاه ایران در منحنی زیست محیطی کوزنتس در بخش نخست

در قالب مدل داده های ( 2022، غزالی و زیبایی) درآمد سرانه کشور فقط به افزایش آالینده های زیست محیطی می انجامد .

و میزان انتشار آالینده تلفیقی , به بررسی رابطه تولید ناخالص داخلی پنج استان اصفهان , تهران , خراسان , فارس و مازندران

. گازی منواکسید کربن در آنها پرداختند ، نتایج تحقیق آنها نیز مبین رابطه مثبت میان این دو متغیر است

ایران را در مقاله خود رابطه انتشار گاز گلخانه ای دی اکسید کربن و تولید ناخالص داخلی سرانه ( 2022 ، آماده و همکاران)

بررسی کردند و نتایج به دست آمده نشان می دهد که اقتصاد ایران بر روی قسمت صعودی 2023تا 2030طی سالهای

به بررسی منحنی زیست محیطی کوزنتس پسماندهای جامد شهر ( 2029، عرب مازار و صداقت پرست ) . منحنی قرار دارد

. این مطالعه نیز وجود رابطه ای مثبت میان درآمد سرانه و پسماندها را نشان می پردازند 2023تا 2063تهران در خالل دوره

به بررسی منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس در کشورهای آسیایی ( 2093، میر شجاعیان حسینی و رهبر. ) می دهد

برای را کوزنتس محیطی فضایی زیست منحنی فضایی، تلفیقی های داده مدل از استفاده با پرداختند ، مقاله آنها تالش کرد تا

. سازد برآورد 1336 تا 2999 زمانی بازه در و آسیایی کشورهای جغرافیایی حوزه در معلق ذرات و اکسیدکربن دی آالینده دو

ای رابطه و کربن اکسید دی گاز سرانه تولید و سرانه درآمد میان معکوس Uشکل به ای وجود رابطه دهنده نشان نتایج آنها

در مقاله ای تحت عنوان ( Shafik ,1994 ) .است مترمکعب هر معلق در ذرات تولید میزان و سرانه درآمد میان ثبتم

کیفیت این مطالعه در . پردازد می سرانه درآمد و زیست محیط کیفیت ی رابطه بررسی به تجزیه و تحلیل اقتصاد سنجی

مربعات حداقل روش مطالعه این در مدل روش برآورد . شود می ظلحا رگرسیون در وابسته متغیّر عنوان به زیست محیط

و مثبت ی رابطه مطالعه این استفاده شده است . نتایج 2993 – 2993کشور برای دوره 239های داده از و بوده معمولی

اکسید دی انتشار ی کشش محاسبه چنین هم . دهد می نشان سرانه درآمد و کربن اکسید دی انتشار سرانه را بین یکنواختی

کربن اکسید دی انتشار در افزایش درصد 9/2افزایش در درآمد ، درصد یك ازای به که نشان می دهد درآمد به توجه با کربن

با بررسی متغیرهای مؤثر بر تولید سرانه ضایعات سمی درقالب مدل خطای ( al ,2004 ) Rupasingha ,et . دارد وجود

شکل میان درآمد سرانه و تولید ضایعات سمی دست یافتند . نتایج تحقیق آنها نشان داد که N به رابطه ای0فضایی بیزین

معتقد است ( ( Maddison ,2006سرریز ضایعات از یك حوزه جغرافیایی همجوار پدیده ای با معنا و تاثیر گذار است .

یطی کوزنتس می تواند مارا به نتایج تورش که در صورت وجود پدیده خودهمبستگی فضایی ، حذف آن از منحنی زیست مح

COو 2SO ،NOx ، VOCدار هدایت کند . مطالعه وی بر بررسی متغیر های مؤثر بر انتشار آالینده های سرانه محلی

متمرکز می شود . او در مطالعه خود در می یابد که سرریز فضایی یکی از متغیر های توضیحی معنادار مدل فضایی زیست

کوزنتس است . اما در عین حال به این نکته نیز اشاره می کند که مطالعه او مشخص نمی کند که این پدیده به دلیل محیطی

تقلید دولت ها از سیاست های زیست محیطی یکدیگر بوجود می آید و یا از انتشار فناوری ، محصوالت و یا الگوهای

________________________ 2 -Toda- Yamamot 3 -Bayesian spatial error model

توسعه به –معتقدند که آثار فضایی در رابطه محیط زیست Poon , et al , 2006) )زندگی در بعد فضا نشات می گیرد .

طور خاص در قالب آالینده های محلی یافت می شوند که به صورت منطقه ای تمرکز می یابند . او در قالب یك مدل اقتصاد

می 1333تا 2992 و دوده در بازه زمانی 2SOبه بررسی عوامل مؤثر بر سطح انتشار گاز 3سنجی داده های مقطعی فضایی

د . ینده فوق را به خوبی نشان می دهپردازد . نتایج تحقیق آنان آثار فضایی و منطقه ای دو آال

,2007) Maddison) با استفاده از مدل تاخیر فضایی به بررسی منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس آالینده گوگرد می

معکوس ، مادیسون در می یابد که کشورها قادرند تا سیاست های زیست محیطی پردازد . با یافتن رابطه ای با شکل

همسایگان خود را به شکل مثبت تحت تاثیر قرار دهند و از این رو می توان مدعی شد که کشور ها از کیفیت زیست محیطی

، آزاد سازی تجاری، 2COبه بررسی رابطه علی بین انتشار( da Halicioglu , 2009)Ferفردا یکدیگر تبعیت می کنند .

پرداخت؛ در 1333 -2993مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی در ترکیه با استفاده از روش علیت گرنجر در بازه زمانی

و تایید GDP و 2CO انتشار ، مصرف انرژی و بین 2CO نهایت به نتایج وجود دو رابطه علی دو طرفه بین انتشار

با استفاده از رگرسیون وزنی جغرافیایی و اطالعات استان های Ciriaci and Palma ),( 2010 .دست یافت EKC فرضیه

شکل را Lکشور ایتالیا ، منحنی زیست محیطی کوزنتس را در قالبی فضایی مورد بررسی قرار داده اند . تحقیق فوق رابطه ای

در استان های جنوبی و برخی از استان های مرکزی ایتالیا شناسایی COو 4CH ،2CO ،NMVOCینده برای چهار آال

می کند .

روش تحقیق

. اسـت فضـایی اقتصادسـنجی مـدل هـای از اسـتفاده زیست محیطی کوزنتس منحنی فضایی در تخمین روش معمول

Anselin ,1988) )طراحی شده 9میان مشاهده ها و ناهمسانی فضایی 3ر غلبه بر وابستگی فضاییاین روش را که به منظو

معرفی کرد. وابستگی فضایی بدین مفهوم است کـه « اقتصادسنجی فضایی، روشها و مدل ها»شده است، نخستین بار در کتاب

مـی گذارنـد. ناهمسـانی در داده های دارای جزء مکانی، مشاهدات در منطقه ای بر روی سایر مشاهدات منـاطق دیگـر تـاثیر

فضایی نیز بدان معنا است که هنگام حرکت در بین مشاهدات، توزیع داده هـای نمونـه ای دارای میـانگین و واریـانس ثـابتی

هستند و نادیـده گـرفتن آنهـا در 6مارکوف -نخواهد بود . دو فرض فوق دراقتصادسنجی متعارف، مختل کننده فروض گوس

.(Florax and Visit, 2003)و ناسازگاری نتایج خواهد شد مدل های مرسوم، باعث تورش

میالدی تاکنون، اقتصادسنجی فضایی رشد بسزایی یافته است. امروزه دامنه گسترده ای از مدل های 23از انتهای دهه

وابسته ، مدل های با متغیر 23، مدل های فضایی خطی محلی9، مدل بهای خودرگرسیونی فضایی بیزین2خودرگرسیونی فضایی

مفید، مدل های خودرگرسیونی برداری، مدل های تصحیح خطا، و یا مدل های داده های تلفیقی فضایی را می توان یافت که

های بدون تورش و ، تخمین (ML) 22و استفاده از روش حداکثر راست نمایی فضایی تالش می کنند با ورد ماتریس وزن

________________________ 4 -Spatial cross-section econometric model 5- Spatial dependence 6- Spatial hetrogeneity 7- Gauss- Markov 8- Spatial autoregressive models 9- Bayesian spatial autoregressive models 10- Locally linear spatial models 11- Maximum Likelihood

با توجه به مفهوم خودهمبستگی فضایی و سرریز پدیده های . Sage and Pace, 2009) (Le د . دهن را ارایه سازگاری

زیست محیطی از یك واحد جغرافیایی به واحدهای دیگر، عموماً مدل های خودرگرسیونی فضایی برای تخمین منحنی

سیونی فضایی را نشان ( ساختار کلی مدلهای خودرگر2فضایی زیست محیطی کوزنتس مورد استفاده قرار می گیرند. معادله )

. می دهد

( 2) معادله

Y 2در رابطه فوق بردار×n ،نشان دهنده متغیر وابستهX نشان دهنده ماتریس متغیرهای توضیحیk×n مبین و و

وزنی فضایی است. n×nماتریس های

نشان دهنده مبین تعداد متغیرهای توضیحی است. پارامتر k نشان دهنده تعداد مشاهدات مقطعی و nدر رابطه فوق،

مبین تأثیر و مشخصه نشان دهنده ضریب تأخیر فضایی پسماندها ضریب تاخیر فضایی متغیر وابسته

هستند. yمتغیرهای توضیحی دیگر بر متغیر وابسته

ما را به چهار دسته از مدل های خودرگرسیونی فضایی می رساند که هر یك بر اساس شرایط، مورد استفاده چهار فرض زیر

قرار می گیرند:

( معروف هستند.FAR) 21که به مدل های خودرگرسیونی فضایی مرتبه اول

شهرت دارند. (SAR)20که به مدل های مختلط رگرسیوین خود رگرسیونی فضایی

( نام گرفته اند.SEM) 23که مدلهای خطای فضایی

( شهرت دارند.SAC) 23که به مدل های کلی فضایی 2رابطه کلی -3

شکل می یابند، غالباً در تخمین SEM , SARاز آنجا که مدل های خودرگرسیونی فضایی از رقابت، و یا ترکیب دو مدل

کوزنتس این سئوال مطرح می شود که آیا سرریز فضایی پدیده های زیست محیطی در قالب منحنی فضایی زیست محیطی

(، از این رو SEMو یا به صورت وقفه فضایی جزء پسماند ) (SAR)وقفه فضایی متغیر وابسته در مدل ظهور می یابد

و سپس عملکرد آنها با ضرایب عموماً به جای تخمین انواع مدل های خودرگرسیونی، دو مدل فوق تخمین زده میش وند

( مورد بررسی قرار گرفته، بهترین تخمین انتخاب می شود.LM) 29الگرانژ

Florax ,et alاما )ابداع کردند. ( et al ,Anselin, ( 1996ضرایب الگرانژ برای مدل های اقتصادسنجی فضایی را ابتدا

را نشان دهد. SEM , SARتوانستند روشی را توسعه دهند که بخوبی می تواند عملکرد دو مدل ( 2003,

شوند و معناداری آماری ( محاسبه میLM Error) LM( و خطای LM Lag) LMدر این روش، ابتدا آماره های تاخیر

آنها آزمون می شود.

, SEMترتیب به معنای پذیرش نتایج تخمین مدل های به LM درصد آماره های تأخیر، یا خطای 3احتماالت زیر

SAR است .

________________________ 12- First-order spatial autoregressive models 13- Mixed autoregressive-regressive models 14- Spatial errors models 15-General spatial models 16- Lagrange Multiplier

و آماره قوی تاخیر LM 26( کمتر باشند، نوبت به محاسبه آماره قوی خطای تأخیر 903/9اگر هر دو آماره از مقدار بحرانی)

LM 22 .می رسد

ه هر دو آماره بزرگتر از مقادیر بحرانی رد شدن یکی ازاین دو به معنای دستیابی ما به مدل مطلوب خواهد بود. اگر دوبار

باشند، باید پذیرفت که تاخیر فضایی هم می تواند به صورت تاخیر فضایی متغیر وابسته در مدل تصریح شود و یا آن که به

صورت خودهمبستگی فضایی پسماندها نمایان شود. اما باز هم می توان با توجه به مقدار ضریب الگرانژ )ضریب بزرگتر(

ل بهتر را انتخاب کرد.مد

آخرین نکته ای که ذکر آن الزم است استفاده از دو دسته مدل های داده های مقطعی، و یا داده های تلفیقی خود رگرسیونی

نشان می دهد، ساختار مدل داده های مقطعی خودرگرسیونی فضایی است که غالب تحقیقات از ( 2)فضایی است. آنچه معادله

اند.آن استفاده کرده

در حالتی که تعداد واحدهای جغرافیایی کم باشد و تخمین مدل با مشکل درجه آزادی مواجه شود، استفاده از مدل های داده

توسعه یافته اند، نتایج بسیار بهتری را به بار می آورد. Ellhorst ) (2010,های تلفیقی رگرسیونی فضایی که توسط

یافت می شود. در این مقاله به دلیل SpaceStat, GEODA, R, Matlabرهایی مانند کدهای هر دو دسته مدل در نرم افزا

بخش در استفاده شده است. Matlabتعداد کشورهای اروپایی از مدل داده های تلفیقی خودرگرسیونی فضایی و نرم افزار

محیطی زیست فضایی نحنیم فضایی، قالبی در محیطی زیست کیفیت و اقتصادی رشد میان رابطة شناخت برای حاضر،

هرچه شناخت بر عالوه بخش این هدف .شود می زده تخمیناروپایی برای آالینده جهانی دی اکسید کربن کشورهای کوزنتس

فضایی خودهمبستگی که مدلی است که در سئوال این بررسی محیطی، زیست مطالعات در فضایی سازی مدل نحوۀ با بیشتر

اکسید دی های آالینده انتشار میزان و اروپایی کشورهای سرانه درآمد میان رابطة است، شده دیده محیطی زیست های پدیده

مدل اجرای برای الزم شرط که نکته این و دسترس در اطالعات به توجه با است؟ شکل چه بهو ذرات معلق کربن

دورۀ برای اروپاییکشور 30 رهایمتغی اطالعات است، مشاهدات تمامی برای کامل اطالعات وجود ، فضایی اقتصادسنجی

.شد استخراج جهانی بانك تارنمای از 1332 تا 2991

را نشـان مـی دهنـد . و کربن اکسید دی آالینده برای را SEMو SAR تلفیقی های داده های مدل اولیة ساختار ( 1معادله )

لگـاریتم LOG (GDPPC) ، سید کـربن) تـن (لگاریتم طبیعی تولید سرانه آالینده دی اک CO ) 2LOG (در این معادله ،

( ، 1333سرانه واقعی تولید ناخالص داخلی کشورها )برابری قدرت خریـد، بـر اسـاس ارزش ثابـت دالر بـین المللـی سـال 2(LOG(GDPPC)) ، مربع لگاریتم سرانه واقعی تولید ناخالص داخلی کشـورهاIND_ SHARE سـهم ارزش افـزوده

سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی در کل تولید ناخالص AGRI_ SHAREناخالص داخلی ، بخش صنعت در کل تولید

) هـزارتن تولیـد انـرژی ENERGY_PRO سوخت های فسیلی مصرف انرژی ) از مجموع ( ، FOSSILداخلی ،

یلـوگرم سرانه مصرف سـوخت بنـزین بخـش جـاده )ک GASOLINE تراکم جمعیتی ، POP_DENS معادل نفت ( ،

نشان دهنـده ضـریب تـاخیر فضـایی پارامتر می باشد ، Yمبین تاثیر متغیرهای توضیحی بر متغیر وابسته معادل نفت ( ،

وزنی فضایی است n×nمبین ماتریس 2(W ،W(uنشان دهنده ضریب تاخیر فضایی پسماندها ، W)y1 (متغیر وابسته

.

(1معادله )

________________________ 17- LM Lag Robusat 18- LM Error Robusat

Panel SAR : LOG ( itCO2 ) = 1 LOG ( GDPPC it ) 2 (LOG(GDPPC it )) 2

3 IND_

SHARE it 4 AGRI _ SHARE it 5 FOSSIL it 6 ENERGY_ PRO it 7 POP _ DENS it 8

GASOLINE it + W LOG( CO2 it ) i + it

Panel SEM : LOG ( CO2 it ) = 1 LOG ( GDPPC it ) 2 (LOG(GDPPC it )) 23 IND _ SHARE it

4 AGRI _ SHARE it

5 FOSSIL it 6 ENERGY _ PRO it 7 POP _ DENS it 8

GASOLINE it i + u it ; u it = itituW

نـمبیـ کـه اسـت Wمـاتریس همـان اـی و ، یـفضای وزنی ریسـمات ( 1) هـمعادل در موجود رهایـمتغی نـتری مهم از یـیک

عامل وانـعن به انـمک ی،ـکل ورـط هـب . است رـنظ وردـم دلـم در ) کشورها اینجا در ( طعیدات مقـمشاه یـجغرافیای چینش

در وقعیتـنخسـت مـ . شـود مـی ظـاهر ها مدل در لـشک دو به مرسوم یـاقتصادسنج از فضایی اقتصادسنجی زکنندۀـمتمای

کننـدۀ مـنعکس کـه همسـایگی و جـاورتم دوم و شـود می داده نشان جغرافیایی عرض و طول طریق از که مختصات صفحة

ه برای بیـان تعیـین مکـان در ـی کـروش. است رـدیگ ایـواحده به نسبت ، ای هـمنطق واحد كـی ایـفض در یـنسب موقعیت

اورت یا همسـایگی بـرای ـوری که ، ابتدا ماتریس مجـاستفاده می شود ، روش مجاورت فضایی می باشد . به ط پژوهشاین

تشکل گردیده ، بدین ترتیب که برای کشورهای همسـایه یـا مجـاور 1332تا 2991ررسی در طی سال های کشور مورد ب 03

مقدار یك و برای کشورهای غیر مجاور مقدار صفر در نظر گرفته شده است . لذا ماتریس مجـاورت ، یـك مـاتریس متقـارن

اصلی صفر و یك می باشد . پس از ساختن مـاتریس ، نوبـت با عناصر روی قطر اصلی صفر و عناصر خارج از قطر 0303

به گونه ای تغییر می یابد که مجموع هر سطر آن برابر عدد یك شـود . Wبه نرمال سازی آن می رسد. بدین معنا که ماتریس

دیگـر تاییـد پیش شرط تخمین مدل های داده های تلفیقی و سری زمانی ، رد فرضیه صفر آزمون ریشه واحد و یا به عبـارت

برای تخمین مدل در ابتدا جهت حصول اطمینان از رگرسیون غیر کاذب و مانایی ) پایایی ( متغییرهای وابسته و مستقل است .

بـدین منظـور از آزمـون ایـم .پذیری متغیرها را مورد آزمون قرار دهیمدر پی آن نتایج نامطمئن، الزم است که چگونگی ساکن

به دنبال مانا نبودن متغیرها در سطح ، آزمون مانایی متغیرها را بر روی تفاضـل مرتبـه اول ، . است استفاده شده 29پسران شین

یا سطح اطمینان برای هر کدام از probآنها انجام داده و مشاهده نموده ایم که با یك بار تفاضل گیری متغیرها مانا می شوند،

ان گفت که فرض صفر ، مبنی بر وجود ریشه واحد برای متغیر مورد نظـر ، کوچکتر می باشد ، بنابراین می تو %3متغیرها از

، (1ای متغیر سـطح در معادلـه )از این روی به ج . رد می شود ، بنابراین تمامی متغیرها با یکبار تفاضل گیری ، مانا می شوند .

از تفاضل مرتبه اول متغیرها استفاده شده است .

________________________ Im,Pesaran and Shin (2003)-27

که در آن رابطه زیر تخمین زده می شود. های مقطعی شکل گرفته است.بر اساس میانگین آزمون دیکی فولر تعمیم یافته بین نمونه ISPآزمون

ititZ

jtiy

i

jijti

yiit

y

,

11,

ز نتایج آزمون ریشه واحد ایم پسران شین را برای متغیر های سطح و تفاضل مرتبه اول نشان ( خالصه ای ا 2جدول شماره )

می دهد .

( : آزمون مانایی متغیرهای تحقیق 2جدول شماره )

نام متغیر آزمون مانایی متغیر سطح

Im,Pesaran and Shin

w-stat

آزمون مانایی تفاضل مرتبه اول

Im,Pesaran and Shin

w-stat

LOG ( CO2) 3,1- )مانا ( -0,90 ) نامانا (

LOG (GDPPC) 2,9- )مانا ( -3,3 ) نامانا (

(LOG(GDPPC))2 2,22- )مانا ( -0 ) نامانا (

IND_ SHARE 1,33- )مانا ( -3,33 ) نامانا (

AGRI_ SHARE 1,2- )مانا ( -3,3 ) نامانا (

FOSSIL 1,1- )مانا ( -0,9 ) نامانا (

ENERGY_PRO 3,39- )مانا ( -3,0 ) نامانا (

POP_DENS 1,0- )مانا ( -0,92 ) نامانا (

GASOLINE 2,69- )مانا ( -0,99 ) نامانا (

-1,92= %3آماره جدول در سطح -های تحقیق منبع: یافته

یل اینکه متغیرهای مدل با یکبار تفاضل گیری ساکن می شوند، به همین علت از تفاضل مرتبه اول متغیرها ، برای تخمین به دل

معادالت استفاده می شود.

12، یا آثار تصادفی13را با استفاده از روش آثار ثابت Panel SEMو Panel SARحال می توان هر یك از مدل های

و Panel SARو انتخاب میان دو مدل Hausmanشهای آثار ثابت و تصادفی بر اساس آزمون تخمین زد. انتخاب میان رو

Panel SEM ن گفته شد اما بر اساس آبر اساس مقایسه مقدار و معناداری ضریب الگرانژ صورت می گیرد که بیش تر شرح

راحی شده است که تعداد مشاهدات اشاره می کند، اوالً روش آثار تصادفی برای مدل هایی ط( (Elhorst,2003 آنچه

________________________ 20-Fixed effects 21- Random effects

ه روش شناسی آن ـات تجربی به واسطـوص در مطالعـار این روش بخصـزرگ باشد و دوم آن که اعتبـ( آنها بNی )ـمقطع

و Panel SARمورد مجادله و اختالف است. از این رو در تحقیق حاضر فقط از روش آثار ثابت برای تخمین دو مدل

Panel SEM استاستفاده شده.

در کشورهای اروپایی 2CO نتایج تخمین منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس برای متغیر وابسته آالینده( : 1جدول شماره )

%3آماره جدول در سطح --های تحقیق منبع: یافته

( مثبت و معنادار را به خود اختصاص RHO، ضریبی ) Panel SARدر مدل 2CO ز فضایی آالیندهبا توجه به جدول سرری

به ترتیب به معنای پذیرش نتایج تخمین مدل های LMآماره خطای ، یا LMآماره تاخیر درصد 3می دهد . احتماالت زیر

SAR وSEM ، تاخیر است . اگر هر دو آمارهLM خطای ، یاLM ( کمتر باشند، نوبت به 9,903دار بحرانی)از مق

∆ 2LOG(CO( وابسته متغیر

متغیر مستقلModel SAR SEM Model

ضریب tآماره ضریب tآماره

DLOG (GDPPC) 6,9 3,0 0,1 3,19 2 D(LOG(GDPPC) 3,2- 33,3- 0,1- 3,333-

DIND_ SHARE 3,2 3,9 1,3 3,21

DAGRI_ SHARE 0,3 3,3 3,2 3,32

DFOSSIL 6,3 3,36 9,1 3,391

DENERGY_PRO 9,0 3,33 9,0 3,33

DPOP_DENS 1,29 3,69 1,3 3,96

DGASOLINE 0,3 3,39 1,9 3,339

RHO 3,3 3,9 --- ---

LAMBDA ---- --- 1,2 3,21

3,33 3,32

LM Lag (Prob.). (3,32) 3,03 (3,31) 3,22

LM Error (Prob.) (3,33) 3,22 (3,33) 3,90

LM Lag Robust (Prob.) (3,33) 2,93 (3,93) 3,93

LM Error Robust (Prob.) (3,33 ) 23,26 (3,333 ) 21,22

می رسد. که اگر رد شدن یکی ازاین دو به معنای دستیابی ما LM 10و آماره قوی خطای LM 11محاسبه آماره قوی تأخیر

به این نتیجه خواهیم رسید که می توان هر LMبا توجه به جدول و مقایسه ضرایب چهارگانه . به مدل مطلوب خواهد بود

ه عنوان ساختار سرریز فضایی ) به عنوان تاخیر متغیر وابسته ، و یا تاخیر فضایی اجزای ـرا ب SEMو SAR دو مدل

. است Panel SEMکمی بهتر از مدل Panel SARپسماند ( پذیرفت ، هر چند که عملکرد مدل

گیرینتیجهبحث های زیست محیطی به عنوان سنگ بنای مطالعات کرد تا با بررسی مفهوم خودهمبستگی فضایی پدیده تالشتحقیق حاضر

فضایی در تحقیقات اقتصاد محیط زیست ، روش شناسی مدل سازی آنها در قالب منحنی های فضایی زیست محیطی کوزنتس

و در نهایت مطالعه مهمترین تحقیقات و یافته های محققان ، راه را به سوی آزمون مدلی تجربی برای کشورهای اروپایی آماده

تایید می شود . دی اکسید کربن ،معکوس میان درآمد سرانه Uوجود رابطه ای به شکل بر اساس نتایج به دست آمده ، کند .

منابع

بررسی رابطه حجم گازهای گلخانه ای و تولید ناخالص داخلی سرانه در ایران )مطالعه "،(2022) ،اعظمی، آ . ا آماده، ح. حق دوست، -2

,106 - 139، 03، پژوهشنامه اقتصادی، شماره " د کربن(موردی دی اکسی

، هش های اقتصادی، شماره چهارم، فصلنامه پژو"بررسی اثر رشد اقتصادی بر آلودگی هوا" ،(2029) ،پژویان، ج.، مراد حاصل، ن -1

23 - 232,

فصلنامه پژوهش های اقتصادی، "ی در خاورمیانهبررسی منحنی کوزنتس زیست محیط" (، 2026پورکاظمی ، م ح . ابراهیمی ، ا ، ) -0

. 61 - 36، 03،شماره

تنوع زیست محیطی و رشد اقتصادی: تحلیل مقطعی کشوری )با تأکید بر کشورهای در " ،(2022) ،زیبایی، م.، شیخ زین الدین، آ -3

,60 - 92، 39، مجله محیط شناسی، شماره "حال توسعه(

تحقیقات ، مجله "رشد جمعیت،رشد اقتصادی و آثار زیست محیطی در ایران ) یك تحلیل علی ("(،2020، )صادقی ،ح . سعادت ، ر -3

. 223 - 290 ، 93اقتصادی ، شماره

بررسی رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و حجم "،(2022) ،صالح. ا.، شعبانی، ز.، سادات باریکانی، س. ح.، یزدانی، س -9

,32 - 29، 99، اقتصاد کشاورزی و توسعه، شماره " ی در ایران )مطالعه موردی گاز دی اکسید کربن(گازهای گلخانه ا

، "بررسی منحنی زیست محیطی کوزنتس با مالحظه پسماندهای جامد شهر تهران "،(2029) ،عرب مازار، ع.ا.، صداقت پرست، ا -6

. 13 -2، 23پژوهش های اقتصادی، شماره

محیط زیستی طرح ها -بررسی و پیش بینی همزمان تاثیرات اقتصادی "(، 2029باستانی فر ، ا . ابراهیمی ، س، ) عمادزاده ، م . -2

. 63 - 32(، 2) 3، ، بررسی های اقتصادی ) اقتصاد مقداری( ") مطالعه موردی شهرک علمی تحقیقاتی اصفهان(

یل رابطه بین آلودگی محیط و رشد اقتصادی با استفاده از داده های تلفیقی، مطالعه بررسی و تحل" ،(2022) ،غزالی، س.، زیبایی، م -9

. 203 - 219، 10، اقتصاد و توسعه کشاورزی )علوم و صنایع کشاورزی(، شماره "موردی آالینده مونوکسید کربن

تا 2039انرژی و رشد اقتصادی در ایران بررسی رابطه آلودگی هوا، آلودگی آب، مصرف" ،(2022) ،ح.، نسرین دوست، م فطرس، م -23

. 203 – 220، 12، مطالعات اقتصاد انرژی، شماره "20

________________________ 22- LM Lag Robusat 23- LM Error Robusat

بررسی منحنی فضایی زیست محیطی کوزنتس در کشورهای آسیایی "،( 2093)، میر شجاعیان حسینی ، ح . رهبر ، ف -22

. 23 - 2، 32، مجله محیط شناسی ، شماره "( ) مطالعه موردی : گاز دی اکسید کربن و ذرات معلق12- Anselin,L, (1988), Spatial Econometrics: Methods and Models (Studies in Operational Regional Science),

Springer.

13- Anselin,L., et al ,(1996) , Simple Diagnostic Tests for Spatial Dependence , Regional Science and

Urban Economics, Vol. 26, pp. 77-104.

14- Ciriaci,D., D.,Palma ,( 2010) , Geography, environmental efficiency and Italian economic growth :

aspatially-adapted Environmental Kuznets Curve. MPRA Paper from University Library of Munich,Germany.

15-Elhorst,J.P, ( 2010 ), Spatial Panel Data Models, In: Fischer MM, Getis A (Eds.) , Handbook of

Applied Spatial Analysis, pp. 377-407.

Ferda Halicioglu , (2009), An Econometric Study of CO2 Emissions, Energy Consumption, Income and Foreign

Trade in Turkey, The Journal of Energy Policy, No. 37, pp. 1156-1164.

16- Florax,R., A.J.,Van der Vlist , (2003), Spatial Econometric Data Analysis : Moving Beyond Traditional

Models, International Regional Science Review, Vol. 26, No. 3, pp. 223-243 .

17- Florax,R.J.G.M., H.,Folmer, S.J.,Rey, (2003) , Specification searches in spatial econometrics

: the relevance of Hendry's methodology, Regional Science and Urban Economics, Vol. 33, pp. 557–579.

18-Getis,A. ,(2010) , Spatial autocorrelation, In: Fischer MM, Getis A (eds.) Handbook of Applied Spatial

analysis , Software tools ,methods and applications , Springer, Berlin , pp 255-278 .

19- Hubert,L.J., R.G.,Golledge, (1981) , A heuristic method for the comparison of related structures , Journal of

Mathematical Psychology, 23, 214-226 .

20- Im,K.S., M.H.,Pesaran, Y.,Shin ,(2003), Testing for unit roots in heterogeneous panels , Journal of

Econometrics, Vol. 115, pp. 53–74 .

21- Le Sage,J., R.K.,Pace,(2009) , Introduction to Spatial Econometrics, Taylor & Francis , Inc.,

22- Maddison,D.J, (2006) , Environmental Kuznets curves : a spatial econometric approach, Journal

of Environmental Economics and Management, Vol. 51, pp. 218–230.

23-Maddison,D.J,( 2007) , Modelling sulphur emissions in Europe: a spatial econometric approach

. Oxford Economic Papers , Vol. 59, pp. 726–743.

24- Poon,J.P.H., I.,Casas, C.,He , (2006) , The impact of energy , transport , and trade on air

pollution in China , Eurasian Geography and Economics, Vol. 47, pp. 1–17.

25- Rupasingha.A., et al, (2004) , The environmental Kuznets curve for US counties: a spatial

econometricanalysis with extensions, Papers in Regional Science, Vol. 83, pp. 407–424.

26- Shafik, N, (1994) , Economic development and environmental quality: an

econometric analysis . Oxford Economic Papers 46, 757– 773.