بررسی رابطه مصرف انرژی ورشد اقتصادی؛ مطالعه موردی: کشورهای منتخب سند چشم اندازبیست ساله ایران

نویسندگان

1 عضو هیأت علمی دانشگاه آزاد اسلامی

2 کارشناس ارشد اقتصاد و کارمند بانک پارسیان

3 کارشناس ارشد اقتصاد و کارشناس مجمع تشخیص مصلحت نظام

4 کارشناس ارشد اقتصاد

چکیده

(صحت مطالب مقاله بر عهده نویسنده است و بیانگر دیدگاه مجمع تشخیص مصلحت نظام نیست) 
تبیین رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی می تواند نقش بسزایی در تنظیم و تدوین سیاستهای بخش انرژی ایفا کند. با توجه به ارتباط نزدیک بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در ایران ، تعیین کم و کیف رابطه بین این دو متغیر به تبین سیاستهای بخش انرژی کمک موثری می نماید. در این پژوهش از داده های تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی برای کشورهای منتخب سند چشم اندازبیست ساله ایران طی سالهای 2009-1990 استفاده گردیده است. در این راستا مدل پانل دیتا بکار گرفته شد. نتایج بدست آمده از این پژوهش نشان می دهد که رابطه مثبت و معنی داری بین مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشورهای منتخب سند چشم اندازبیست ساله ایران وجود دارد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Evaluation of The relationship Between Energy Consumption and Economic Growth (Case study for Iran Twenty-year outlook selected countries)

نویسندگان [English]

  • Marjan Damankeshideh 1
  • Ahmad Abbasi 2
  • Hossein (Adib) Arabi 3
  • Hassan Ahmadi 4
چکیده [English]

Explain the relationship between energy consumption and economic growth can play a significant role in setting and adjustment of policies on energy sector. Given the close relationship between Energy consumption and economic growth in Iran, determination of quality of the relationship between these two variables helps effectively to explain of policies of the energy sector. In this study, the data on GDP and energy consumption for Iran Twenty-year outlook selected countries during the years 1990-2009 were used. Panel data were used in this model. The results of this study show that there are significant and positive relationship between economic growth and energy consumption in Iran Twenty-year outlook selected countries.

کلیدواژه‌ها [English]

  • energy consumption
  • Economic Growth
  • panel data
  • Iran Twenty-year outlook selected countries
  1. مقدمه

رابطه میان مصرف انرژی و رشد و توسعه اقتصادی پس از بحران اول نفتی در سال 1973 و تأثیر مهمی که افزایش قیمت نفت بر اقتصاد جهانی داشت، به صورت جدی مورد مطالعه قرار گرفت. در ابتدا این مطالعات به بررسی رابطه تبعی محدود بود اما با پیشرفت تکنیک‌های اقتصادسنجی، این مطالعات ابعاد بیشتری یافت. مدل‌های مختلف اقتصاد سنجی، همراه با اضافه کردن متغیرهای دیگری که می‌تواند بر ارتباط میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی مؤثر باشد در مورد کشورهای مختلف به کار گرفته شده است. اما نتایج مطالعات مختلف در این زمینه یکسان نیست و اهمیت انرژی در کشورهای مختلف و با استفاده از مدل‌ها و متغیرهای مختلف به شکل متفاتی تخمین زده شده است.در این مطالعه ما به بررسی رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی کشورهای منتخب سند چشم انداز بیست ساله ایران(ایران، مصر، عراق، لیبی،پاکستان، عربستان و سوریه )پرداخته­ایم. هدف اساسی این پژوهش بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشورهای رقیب ایران برای دستیابی به اهداف سند چشم انداز بیست ساله ایران است.

2.ادبیات موضوع وپیشینه تحقیق

اهمیت انرژی در فرآیند تولید محصولات مختلف از یک سو وکمیابی آن از سوی دیگر ،توجه هر چه بیشتر فعالان اقتصادی را برای استفاده کار آمدتر از این عامل می طلبد.به علاوه با توجه به تفاوت ساختار کشور های در حال توسعه وتوسعه یافته به دلیل متفاوت بودن برخورداری از منابع انرژی وهم چنین ،عملکرد متفاوت این دو گروه از کشور ها در استفاده از منابع انرژی به لحاظ فنی وتکنولوژیکی ،بررسی رابطه مصرف انرژی و رشد اقتصادی در این دوگروه از کشور ها ، موضوعی مهم ودارا ی ارزش واهمیت تحقیق است.در این زمینه مطالعات متعددی صورت گرفته است که به بعضی از این مطالعات اشاره می شود.ژانگ ژیکیسن[1] ورن ژین(2011)درمطالعه­ای" باعنوان روابط علی میان مصرف انرژی ورشد اقتصادی"  با استفاده از داده‌های استان شاندونگ در دوره زمانی 1980 الی 2008 به بررسی رابطه میان دو متغیرمصرف انرژی ورشد اقتصادی پرداخته‌اند . برای بررسی رابطه میان دومتغیررشد اقتصادی ومصرف انرژی دراین مطالعه ازآزمون علیت گرنجری و هم‌جمعی استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد که مصرف انرژی ورشد اقتصادی رابطه بلند مدتی باهمدیگردارند ویک رابطه علیت دو طرفه میان آنها برقرار است . آجای[2] (2000) به بررسی ارتباط مصرف انرژی، قیمت‌های انرژی و رشد اقتصادی برای چند کشور در حال توسعه آسیایی شامل هند، اندونزی، فیلیپین و تایلند می پردازد. او از مدل تصحیح خطای برداری و آزمون‌های همجمعی جهت بررسی رابطه علیت بین متغیرها استفاده می‌نماید و هر سه متغیر ذکر شده را به صورت درونزا در مدل خود وارد می‌کند .نتایج به دست آمده از مطالعه آجای نشان می‌دهد که یک رابطه یک طرفه علی از انرژی به درآمد در کشورهای هند و اندونزی و یک رابطه علی دو طرفه بین مصرف انرژی و درامد در تایلند و فیلیپین وجود دارد. نتایج این تحقیق خنثی بودن درآمد و انرژی را رد می‌کند. فقط در هند و اندونزی در کوتاه مدت خنثی بودن  مصرف انرژی و درآمد ملی رد نمی‌شود. یانگ[3] (2000) وجود رابطه بین مصرف انرژی و تولید ناخالص داخلی را برای کشور تایوان مورد مطالعه قرار می‌دهد. در این مطالعه از داده‌های سالانه تایوان طی سال‌های 9719-1954 استفاده می‌شود. او از روش استاندارد علیت گرنجری جهت بررسی رابطه علیت بین متغیرها به صورت دو به دو استفاده می‌نماید. مطالعه او نشان می‌دهد که در تایوان رابطه علیت دو طرفه بین مصرف کل انرژی و تولید ناخالص داخلی برقرار است. اما جهت رابطه علیت بین حامل‌های مختلف انرژی با تولید ناخالص داخلی متفاوت است، بدین صورت که مصرف برق و زغال سنگ با تولید ناخالص داخلی ارتباط معناداری ندارند و ارتباط علی یک طرفه از تولید ناخالص داخلی به مصرف نفت و ارتباط علی یک طرفه از مصرف گاز به تولید ناخالص داخلی برقرار است.هژبرکیانی و رنجبری (1380)، به بررسی رابطه بلند مدت بین نهاده‌های انرژی کار و سرمایه در بخش کشاورزی ایران می‌پردازند. آنها از داده‌های سالیانه ایران طی سال‌های 78-57 استفاده می‌کنند. مدل به کار رفته در این مطالعه یک مدل خود همبسته با وقفه‌های توزیعی (ARDL) می‌باشد. نتایج نشان می‌دهد که انرژی، نقش موثری درتولید بخش کشاورزی ایران دارد. طاهری و رحمانی (1378) با استفاده از تکنیک همجمعی و نیز آزمون علیت گرنجر به بررسی روابط کوتاه مدت و بلند مدت متغیرهای تولید ناخالص داخلی (به قیمت ثابت)، مصرف انرژی و موجودی سرمایه برای کشور ایران طی دوره 73-1346 می‌پردازند. نتایج حاصله از این تحقیق نشان می‌دهد که رابطه بلند مدت بین مصرف انرژی، موجودی سرمایه و تولید ناخالص داخلی وجود دارد. اما نتایج حاصل از تخمین مدل تصحیح خطای برداری و آزمون علیت گرنجر بیانگر عدم وجود ارتباط علی کوتاه مدت بین مصرف انرژی و موجودی سرمایه با تولید ناخالص داخلی است.

3.مبانی نظری ومتدولوژی تحقیق

سرمایه و نیروی کار اعم از متخصص و غیر متخصص از مهمترین عوامل موثر بر رشد اقتصادی هستند که در توابع رشد در نظر گرفته می شوند . در نظریه های جدید رشد ، عامل انرژی نیز وارد مدل شده است ، ولی اهمیت آن در مدل های مختلف یکسان نیست.به طور کلی سه دیدگاه عمده متصور است :استرن (2004) به نقل از اقتصاد دانان اکولوژیست مانند نایر و آیرس بیان می‌کند که در مدل‌های بیولوژیکی رشد، انرژی تنها و مهمترین عامل رشد است و ا ز آنجا که هر فرآیندتولیدی به انرژی نیاز دارد، بنابراین انرژی همیشه یک عامل در فرآیند تولید است. از نظراسترن نیروی کار و سرمایه عوامل واسطه ای هستند که برای استفاده به انرژی نیاز دارند. دیدگاه اقتصاد دانان نئوکلاسیک مانند برندت و ونیسون ، مخالف اقتصاد دانان اکولوژیست است.نئوکلاسیک‌ها معتقدند که انرژی از طریق تاثیری که بر نیروی کار و سرمایه می گذارد، به طور غیر مستقیم بر رشد اقتصادی موثر است و مستقیما اثری بر رشد اقتصادی ندارد. اغلب اقتصاد دانان نئوکلاسیک بر یک اصل معتقدند و آن این است که انرژی نقش کوچکی در تولید اقتصادی داشته و یک واسطه است و عوامل اساسی تولید تنها نیروی کار ، سرمایه و زمین هستند.به این ترتیب، اگر تولید را تابعی از نهاده‌های سرمایه ، نیروی کار و انرژی در نظر بگیریم خواهیم داشت:

Q=A.F(K,L,E)

که در رابطه فوق ، Q محصول ناخالص ملی، A بهره وری کل عوامل تولید ، K عامل سرمایه ، L عامل نیروی کار و E عامل انرژی است. پس سه عامل نیروی کار، سرمایه و انرژی باعث تغییر سطح تولید می گردد.نهاده Eمی‌تواند از مجموعه ای از عوامل نظیر نفت ، گاز ، زغال سنگ و غیره تامین شود که به حامل‌های انرژی مشهورند همچنین فرض بر این است که میزان استفاده از این عوامل و سطح تولید رابطه مستقیم وجود دارد.

به بیان ریاضی داریم:

 

پیندیک[4] (1979) معتقد است ، اثر انرژی بر رشد اقتصادی ، به نقش انرژی در ساختار تولید بستگی دارد. از نظر وی ، در صنایعی که انرژی به عنوان نهاده واسطه ای به کار می رود، کاهش مصرف انرژی در نتیجه افزایش قیمت آن بر امکانات و میزان تولید اثر گذاشته و تولید ملی را کاهش می‌دهد. وی برای نشان دادن آن از تابع هزینه کل استفاده کرده و تحلیل خود را بر اساس کشش هزینه تولید نسبت به قیمت انرژی انجام می‌دهد.

3-1.روش تحقیق

1-1-3.آزمون تشخیص مدل اثرات ثابت از مدل داده‌های ترکیبی F لیمر[5]

اغلب برای انتخاب بین مدل پولینگ و اثرات ثابت از آزمون F لیمر استفاده می‌شود. ساختار این آزمون فرضیه عبارتند از:  

آماره آزمون با استفاده از مجموع مربعات پسماند مقید (RRSS) حاصل از تخمین مدل ترکیبی OLS و مجموع مربعات پسماند غیر مقید (URSS) حاصل از برآورد رگرسیون درون گروهی به صورت ذیل معرفی شده است:

 

در آزمون F فرضیه  یکسان بودن عرض از مبدأها (روش Pooling یا ترکیبی) در برابر فرضیه مخالف ، ناهمسانی عرض از مبدأ‌ها، (روش داده‌های پانلی قرار می گیرد. بنابراین در صورت رد فرضیه  روش داده‌های پانلی پذیرفته می‌شود.

 

2-1-3.آزمون‌هاسمن[6]

آماره این آزمون که برای تشخیص ثابت یا تصادفی بودن تفاوت‌های واحدهای مقطعی به صورت زیر محاسبه می‌شود که دارای توزیع کای-دو با درجه آزادی برابر با تعداد متغیرهای مستقل (K) است.

 

                                                           

فرضیه صفر بودن آزمون‌هاسمن،برابری برآورد کننده هر دو روش حداقل مربعات تعمیم یافته و متغیر مجازی است یعنی داریم:

 

 

چنانچه آماره آزمون محاسبه شده بزرگتر از  جدول باشد فرضیه H0 رد می‌شود پس برابری برآوردهای این روش رد و توصیه می‌شود از روش تصادفی برای دریافت در واحدهای مقطعی استفاده شود.

4.یافته های پژوهش :

در این پژوهش، از رهیافت مطالعه بین کشوری و از اطلاعات و داده‌های هفت کشور منتخب استفاده گردیده است،تمامی آمار و ارقام مربوط به تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی از مجموعه آمارهای سالهای 1990 الی 2009 و برای کشورهای مصر،ایران،عراق،لیبی،پاکستان،عربستان و سوریه از بانک جهانی[7] بدست آمده است. داده‌ها بر اساس قیمت ثابت سال 2000 است. مدل مورد استفاده در این پژوهش به صورت زیر است:

GDP=α+βEU

که در تابع فوق GDP متغیر رشد اقتصادی و  EUمصرف انرژی در کشورهای مورد بررسی است.

 

نتایج آزمونFلیمردر جدول 1آورده شده است:

 

جدول1نتایج آزمون  F لیمردر الگوی پژوهش

لیمر محاسباتیF

Prob

نتیجه

156

./00

فرضیه رد می شود یعنی مدل Pooled نیست.

منبع: یافته‌های پژوهش

با توجه به این آزمون واز آنجا که عدد احتمال مدل (prob) کوچکتر از 05/ است ، روش داده های تلفیقی[8]به روش داده‌های ترکیبی[9] ترجیح داده می شود. در نظر گرفتن مقاطع دو حالت ممکن است برای ما بوجود آورد ، روش اثرات ثابت یا روش اثرات تصادفی.

نتایج آزمون هاسمن در جدول 2آورده شده است:

جدول 2نتایج آزمون "هاسمن " در الگوی پژوهش

نوع آماره  محاسباتی

میزان آماره  محاسباتی

prob

نتیجه

 

6536/10

001/

فرضیه  رد می‌شود

پس مدل اثرات ثابت است.

                                 منبع: یافته‌های پژوهش

بنابر این در الگوی پژوهش و با توجه به آزمون‌هاسمن نشان داده شد که روش اثرات ثابت روش مناسبی برای این داده‌ها می باشد و لذا  داده‌ها به روش اثرات ثابت تخمین زده می شوند .به دنبال انجام آزمون‏های F لیمر و‌هاسمن مشخص شد که اولاً مدل از نوع پانل است و نه داده‏های ‏ترکیبی (Pool) و ثانیاً روش برآورد مدل پانل نیز از نوع اثرات ثابت است و نه اثرات تصادفی.

برآورد الگوی پژوهش به روش اثرات ثابت در جدول 3نشان داده شده است:

جدول3نتایج برآورد الگوی پژوهش به روش اثرات ثابت(Fixed Effect)

عدد احتمال

Prob

آماره t

t-statistic

ضرایب

متغیر‌ها

0/00

17/57

609988

EU

F=552

D.W=0/44

=0/965

=0/967

                                          منبع:یافته‌های پژوهش

با توجه به برآوردهای الگو ، دقت در ضرایب متغیرها نشان می دهد که علامتهای ضرایب مطابق انتظار می باشد و همچنین تمامی متغیرهای مدل در سطح 95/. معنادار می باشند،در نتیجه تاثیرگذاری آن بر تولید ناخالص داخلی محرز می باشد.مقدار 96/. برای  نشان دهنده قدرت بالای توضیح دهندگی متغیر وابسته GDP توسط متغیر مستقل(مصرف انرژی) است، بدین معنا که متغیر مستقل توضیحی،96درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح می دهد.مقدار بالای آماره آزمون F و همچنین عدد احتمال مربوط به کل کشورهای مورد بررسی،نشان از معناداری کل رگرسیون می دهد.در مدل اثرات ثابت اولیه به علت پایین بودن آماره دوربین-واتسون به احتمال فراوان اجزای اخلال مدل دارای خودهمبستگی سریالی است که این مساله توسط این آماره آزمون،تایید شده است.برای رفع این مساله ، متغیرAR1 به مدل افزوده می‌شود که نتایج به شرح جدول 4 می باشد. 

جدول4نتایج برآورد الگوی پژوهش به روش اثرات ثابت(نهایی)

عدد احتمال

Prob

آماره t

t-statistic

ضرایب

متغیر‌ها

0/00

8/6

118304

EU

0/00

85/56

1/05

AR(1)

F=12398

D.W=1/87

=0/99

=0/99

                                منبع:یافته‌های پژوهش

پس از انجام این عمل ،آماره دوربین-واتسون به عدد 1.87 می رسد که این عدد بین حدود بالا و پایین در منطقه عدم وجود خودهمبستگی قرار دارد و لذا خودهمبستگی مدل از بین رفته است.

F-Statistic آزمون که آزمون می‌کند آیا این مدل به صورت کلی می‌تواند وجود داشته باشد یا خیر، به این معنا که می آزماید آیا تمامی ضرایب صفر هستند یا حداقل یکی از آنها غیر صفر است:

 

و چون آماره Prob آزمون F عدد صفر است، و لذا کمتر از 0.05 است، بنابراین فرض H0رد می‌شود و فرض H1پذیرفته می‌شود که این فرض بیان می‌کند که در این مدل حداقل یکی از ضرایب مخالف صفر است. وجود این رابطه توسط این آزمون تأیید می‌شود. مقدار ضریب تعیین ، که نشان از توضیح دهندگی نسبتاً خوب الگوی مورد برآورد دارد برابر است با مقدار 0.998 که برآورد خوب الگو در مدل را نشان می‌دهد. البته از آنجائی که  به‌صورت مکانیکی، با ورود متغیرهای جدید (هرچند بی‌ربط) بالا می‌رود، معمولاً از معیار ضریب تعیین تعدیل شده [10]، جهت بررسی میزان توضیح دهندگی الگو استفاده می‌شود. که این ضریب تعیین هم برابر 0.998 است که تأئیدی بر تصریح مناسب الگو می‌باشد.  از روی معیار دوربین - واتسون نیز می‌توان با استفاده از آزمون همجمعی دوربین- واتسون وجود بردار همجمعی را اثبات کرد. که چون آماره  محاسبه شده  نزدیک عدد 2 است لذا فرضیه همجمعی بین متغیرها رد می‌شود. این در حالی است که بدون اضافه شدن خود رگرسیون مرتبه 1 (AR1) بین متغیرها خود همبستگی وجود دارد. جدول 5نتایج برآورد الگوی پژوهش به روش اثرات ثابت را نشان می دهد:

 

 

جدول5  نتایج برآورد الگوی پژوهش به روش اثرات ثابت

عرض از مبدا

ضریب متغیر هر کشور

ضرایب متغیر

کشور

(5,440,000,000)

(2,720,000,000)

118,304.80

مصر

13,600,000,000

6,800,000,000

118,304.80

ایران

1,006,000,000

503,000,000

118,304.80

عراق

(28,200,000,000)

(14,100,000,000)

118,304.80

لیبی

(6,640,000,000)

(3,320,000,000)

118,304.80

پاکستان

66,000,000,000

33,000,000,000

118,304.80

عربستان

(40,400,000,000)

(20,200,000,000)

118,304.80

سوریه

                                  منبع: یافته‌های پژوهش

عرض از مبدا تابع ایران عدد 6,800,000,000  معادل 6.8 میلیارد دلار است بدان معنا که حتی اگر مصرف انرژی در ایران صفر هم باشد باز هم تولید ناخاص داخلی عدد6,800,000,000  خواهد بود، زیرا این مصرف انرژی، مصارف اندازه گیری شده ای هستند که ممکن است بسیاری از فعالیتهایی که در تولید ناخالص داخلی وارد شده‌اند مستقیما از آنها استفاده نکرده باشند،مثلا ممکن است فردی که صنایع دستی درست می‌کند که از انرژی‌های اندازه گیری شده در این مدل این تولید را انجام داده باشد که در محاسباتGDP وارد نشده است. برای بقیه کشورها، عرض از مبدأ و شیب تابع مصرف انرژی در جدول شماره 5 نشان داده شده است. بر طبق نتایج موجود در این برآورد، تاثیر مصرف انرژی در مجموعه 7 کشور ایران، عراق، عربستان، لیبی، سوریه، پاکستان و مصر بر تولید ناخالص داخلی مثبت و معنی دار است. ضریب مربوط به متغیر مصرف انرژی (EU) دارای عددی برابر با 118304.8 دلار است که دارای آماره t برابر با 8.602844 و عدد احتمال برابر با 0.0000 است لذا ضریب این متغیر معنی‏دار است. این عدد نشان‏دهنده این است که در دوره 2009-1991 افزایش 1 واحدی در مصرف انرژی برای هر یک از  7 کشور مورد بررسی، باعث افزایش 8/118304 واحدی در تولید ناخالص داخلی هر یک از  7 کشور مورد بررسی می‏شود. لذا به وضوح قابل تشخیص است که وجود منبع انرژی عامل بسیار حائز اهمیتی در راه رشد اقتصادی مجموعه 7 کشور مورد بررسی است چراکه در ازای افزایش 1 واحدی در مصرف انرژی، شاهد افزایش قابل توجهی در تولید ناخالص داخلی و لذا رشد اقتصادی خواهیم بود. پس نتیجه این برآورد و تحقیق تثبیت کننده اهمیت انرژی در رشد اقتصادی است. ضمنا کاملا مشخص است که متغیر با وقفه تولید ناخالص داخلی نیز بر GDP کل 7 کشور تاثیرگذار است چرا که آماره این متغیر دارای مقداری برابر با 85.56084 بوده و مقدار احتمال نیز برابر با 0.0000 است لذا این متغیر نیز معنی دار بوده و دارای تاثیر مثبت بر GDP مجموعه 7 کشور است.تحلیل نسبتا مشابهی در مورد تک تک کشورها نیز برقرار است.‏ با نگاه به نتایج برآورد می‏توان گفت که برای همه 7 کشور تاثیر افزایش مصرف انرژی بر تولید ناخالص داخلی مثبت و معنی دار بوده و مقدار تاثیرگذاری نیز با توجه به ضریب 118304.8 تعیین می‏شود اما عرض از مبدا برآورد برای هر کشوری متفاوت بوده و از حاصل جمع عرض از مبدا مشترک 1010×2.15 با عرض از مبدا هر کشور (مثلا این عدد برای ایران برابر با 109×6.80 است) حاصل می‏شود. در نهایت در مورد معنی داری کل برآورد نیز بایستی اشاره کرد که چون آماره F مربوط به کل برآورد برابر با 12398.61 است لذا کل برآورد معنی دار است. همچنین مقدار R2 نیز تقریبا در حدود 99 درصد است که نشان دهنده قدرت توضیح‏دهندگی بالای متغیرهای مستقل در مورد متغیر وابسته می‏باشد.

5.نتیجه­گیری و پیشنهادات:

 با استفاده از مدل پانل دیتا خروجی مدل بصورت

GDP=6.8× 109 +118304EU+1.05AR(1)

ضریب مربوط به متغیر مصرف انرژی (EU) برابر با 118304.8 است و نشان‏دهنده این است که افزایش یک واحدی در مصرف انرژی برای هر یک از کشورهای مورد بررسی، افزایش 8/118304 واحدی در تولید ناخالص داخلی آنها را در پی دارد. لذا رابطه مثبت و معناداری میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی کشورهای منتخب در سند چشم انداز بیست ساله وجود دارد.یکی از اهداف سند چشم انداز دست یابی به جایگاه اول اقتصادی ،علمی و فن آوری در سطح منطقه آسیای جنوب غربی با تاکید بر جنبش نرم افزاری و تولید علم ،رشد پرشتاب و مستمر اقتصادی ،ارتقای نسبی سطح درآمد سرانه در رسیدن به اشتغال کامل است. توجه بیشتر به رابطه میان مصرف انرژی و رشد اقتصادی در کشور ایران،عامل مهمی در تضمین رشد پرشتاب و مستمر اقتصادی با توجه به نوع ارتباط این دو متغیر است.



[1].Zhixin.

[2]. Adjaye.

[3]. Yang.

[4]- Pindic.

[5]- Limer's F-Test.

[6]. Hausman Test

[7] .WorldBank.

1 .Panel data

[9]. Pooled data

[10] .AdjustedR-square.

منابع

 

ابریشمی، حمید و آذر مصطفایی.«بررسی رابطه بین رشد اقتصادی و مصرف فرآورده‌های عمده نفتی در ایران»، مجله دانش وتوسعه، شماره 14، پائیز و زمستان 1380.

  1. برانسون، ویلیام.ترجمه: عباس شاکری. «تئوری و سیاستهای اقتصاد کلان» ، تهران، نشر نی، 1376.
  2. طاهری فرد، احسان و علی رحمانی .«رابطه ی بین رشد اقتصادی و مصرف انرژی در اقتصاد ایران»، مجموعه مقالات دومین همایش ملی انرژی ، تهران ، شرکت فرهنگی  انتشاراتی فراز انرژی پایدار ،1378.
  3. وحیدی، محمدرضا.«بررسی ارتباط بین مصرف انرژی ، قیمت و در آمد واقعی در کشورهای عضو اوپک»، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه شیراز ، 1379.
  4. هژبرکیانی، کامبیز و بهداد رنجبری. « بررسی رابطه دراز مدت بین نهادهای انرژی، کار و سرمایه در بخش کشاورزی»، اقتصاد کشاورزی و توسعه، شماره 35، پائیز1380، صفحه 64 – 39.
    1. A djaye A.j.(2000). "The Relationship between Energy consumption, Energy Prices and economic Growth: Tim series Evidence from Asian Developing countries", Energy Economics 22,615-625.
    2. Stern, D.I. (2000). "A Multivariate coin teg ration Analysis of the Role of Energy in the us Macro economy", Energy economics,22(2),267-283.
    3. Susan Sunila Sharma, The Relationship between and economic growth: empirical evidence from 66 countries, applied energy, vol 87.
    4. World Development Indicators, 2011, The World Bank, 1818 H Street NW, Room MC2-812, Washington, D.C. 20433 USA, ISBN 978-0-8213-8709-2,available at: www.databank.worldbank.org.
10. Yang,   H.y. (2000). "A note on the causal Relationship betweenEnergy and Gap in Taiwan", Energy Economics, 22, 309-31.

  1. ­ Zhixin. Zhang, Ren Xin, 2011, Causal Relationship between Energy Consumption and Economic Growth, Energy Procedia-5-2011, pp. 2065-2071, available at: journal homepage: www.sciencedirect.com.