اثرات متقابل حمل و نقل، رشد اقتصادی و انتشار دی‌اکسیدکربن در ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 6، دوره 15، شماره 54، شهریور 1400، صفحه 105-127   

نوع مقاله: پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/eco.2021.1902006.2375

نویسندگان

مهسا کلانترزاده¹؛ فاطمه زندی^{* 2}؛ محمد خضری³؛ بیژن صفوی³

¹دانشجوی دکتری اقتصاد، واحد تهران جنوب، دانشگاه ازاد اسلامی، تهران، ایران

²استادیار اقتصاد دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب، تهران، ایران

³استادیار گروه اقتصاد، واحد تهران جنوب، دانشگاه ازاد اسلامی، تهران، ایران،

چکیده

The purpose of this paper is to investigate the interrelationships between transportation (rail and air), economic growth and carbon dioxide emissions in Iran during the period 1362-1397 using time series data and the system of simultaneous equation approach. The findings show a positive correlation between transportation (rail and air) and economic growth, as well as between transportation (rail and air) and carbon dioxide emissions. Another finding of this study is that economic growth has a significant effect on increasing carbon dioxide emissions, but increasing carbon dioxide emissions has no effect on economic growth. Based on the results, the creation and development of infrastructure related to the type of transportation in order to improve the country's economic growth is proposed.

کلیدواژه‌ها

JEL Classification: Q51؛ O47؛ R40. Keywords: Transportation؛ Economic Growth؛ Environmental Pollution؛ Iran

اصل مقاله

. مقدمه

حمل و نقل[1] به عنوان یک بخش تسهیل­کننده و زیرساختی مهم نقش کلیدی را بر رشد اقتصادی  پایدار در بلندمدت ایفا می­کند (راگورام و بابو[2]، 1999 و  فانگ[3]، 2003). بهبود زیرساخت­های حمل و نقل با افزایش بکارگیری منابع موجود و افزایش بهره­وری این منابع ظرفیت­های تولید را گسترش می­دهد (پرادهان و باگچی[4]، 2013).

  به طور مشابه، دستیابی به اهدافی از قبیل آموزش، بهداشت  و مراقبت­های بهداشتی در سطح ملی و جهانی بدون فراهم­کردن زیرساخت­های مرتبط با حمل و نقل دشوار خواهد بود. همچنین، حمل و نقل با تغییر در تقاضای کل رشد اقتصادی را تحت تأثیر قرار می­دهد (وانگ[5]، 2002، فانگ، 2003 و شرت و کپ[6]، 2005). گسترش تولید و به تبع آن رشد اقتصادی نیز نیازمند گسترش حمل و نقل و زیرساخت­های آن برای پاسخ­گویی به افزایش تولید ناشی از رشد اقتصادی و افزایش تقاضا است (لین و اسمیت[7]، 2010). به بیان دیگر، بهبود وضعیت حمل و نقل و زیرساخت­های مرتبط به آن، دست­یابی به رشد اقتصادی و سایر اهداف نظیر توسعه ملی، اقتصادی و اجتماعی را به دنبال دارد (کوستپلی، گولکان و آکگونگور[8]، 2012).

از سوی دیگر گسترش حمل نقل علی­رغم اثرات مثبت آن بر رشد اقتصادی، اثرات منفی نیز بر محیط­زیست و انتشار گازهای گلخانه­ای دارد (لیدل و لانگ[9]، 2013). طی سال­های اخیر، مسایل زیست­محیطی در تصمیمات سیاسی، خصوصا تصمیمات مربوط به سیاست‌گذاری­های رشد و توسعه اقتصادی وارد شده است. منابع طبیعی به­ عنوان نهاده­های موردنیاز تولید و کیفیت محیط­زیست به­عنوان معیار رفاه همواره موردتوجه پژوهشگران بوده­ است. ارتباط مسایل زیست­محیطی با متغیرهای اقتصادی و تئوری­ها و تجارب توسعه در سطح گسترده­ای درحال بررسی است (لسلی و چیجیوک[10]، 2013). تأثیر حمل و نقل بر افزایش انتشار دی اکسید کربن، عمدتا از طریق مصرف سوخت­های فسیلی در این بخش، مورد بررسی قرار گرفته است (تروو[11]، 2009).  

 همچنین، طی دهه­های اخیر رشد اقتصادی پایدار برای اکثر اقتصادهای جهان به یک هدف مهم تبدیل شده است. لازمه دست­یابی به این هدف، تثبیت یا کاهش انتشار گازهای گلخانه­ای است و این امر مستلزم گذار از فعالیت­های اقتصادی مبتنی بر منابع انرژی آلاینده، به فعالیت­های اقتصادی پایدار مبتنی بر فناوری­هایی با تأثیر کم­تر بر محیط­زیست می­باشد (استرن و استرن[12]، 2007 و فاکسن[13]، 2011). علاوه بر این، ادبیات تجربی به این واقعیت اشاره دارد که مصرف انرژی، تجارت خارجی، حمل و نقل و رشد اقتصادی از عوامل اصلی تأثیرگذار بر انتشار گازهای گلخانه­ای محسوب می­شوند (لو و خو[14]، 2019).

بنابراین با توجه به آن که براساس ادبیات نظری و تجربی، از یک سو حمل و نقل یک عامل مؤثر بر رشد اقتصادی و همچنین انتشار گازهای گلخانه­های است و از سوی دیگر رشد اقتصادی نیز به عنوان یک عامل مؤثر بر گسترش حمل و نقل در نظر گرفته می­شود، بررسی ارتباط متقابل متغیرهای مذکور حائز اهمیت است. حمل و نقل، رشد اقتصادی و محیط­زیست از جمله عوامل موردمطالعه در توابع و مدل­های اقتصادی بوده­اند که تأثیرات متقابل آن­ها کم­تر موردمطالعه قرار گرفته است. در واقع، هیچ یک از مطالعات تجربی به بررسی ارتباط متقابل بین حمل و نقل، رشد اقتصادی و محیط­زیست با استفاده از سیستم معادلات همزمان برای کشور ایران نپرداخته­اند.

 لذا، هدف این مطالعه بررسی ارتباط متقابل بین حمل و نقل، رشد اقتصادی و انتشار دی اکسید کربن در ایران طی دوره زمانی 1397-1362 با استفاده از رویکرد سیستم معادلات همزمان[15] است. برای دستیابی به هدف، در بخش دوم این مطالعه ادبیات نظری و تجربی تحقیق بررسی می­شود. بخش سوم، به روش تحقیق و مدل مورداستفاده اختصاص دارد. در بخش چهارم، مدل تحقیق برآورد و نتایج حاصل از آن تحلیل می­شود. در انتها نیز نتیجه­گیری و پیشنهاداتی در راستای بهبود وضعیت موجود ارائه می­گردد.

 

2. مروری بر ادبیات

2-1. مبانی نظری

زندگی کردن در عصری پویا ملزم به داشتن امکاناتی است که نه تنها کالاهای فیزیکی بلکه انسان و حتی خدمات نیز در مناطق مختلف و با مقادیر متفاوت درحال انتقال باشند. امکاناتی که این تحرک بی­سابقه را ممکن می­سازند به عنوان حمل و نقل شناخته می­شوند (لاکشمان^[16]، 2007). در واقع یک سیستم حمل و نقل پایدار، تسهیل عملکرد حمل و نقل را به روشی مقرون به­صرفه از مبدأ تا مقصد میسر می­سازد (خان و خان^[17]، 2020).

نظریه رشد درون­زا از این دیدگاه حمایت می­کند که سرمایه­گذاری در زیرساخت­ها باعث توسعه اقتصادی می­شود (رومر^[18]، 1994 و بلانی، گمل و کنلر^[19]، 2001). از آنجایی­که هزینه حمل و نقل بسیار زیاد است، در میان انواع مختلف زیرساخت­ها، زیرساخت­های حمل و نقل به عنوان یکی از مهمترین زیرساخت­ها توسط سیاست­گذاران موردبررسی قرار می­گیرد (مپاروا و مزومدر^[20]، 2017).

بر اساس این تئوری، بهبود در زیرساخت­های حمل و نقل با کاهش هزینه­های حمل و نقل و دسترسی بیشتر به امکانات بر رشد اقتصادی تأثیرگذار است. رشد اقتصادی نیز با صرفه­جویی در هزینه و زمان ناشی از بهبود حمل و نقل حاصل می­گردد و این سازوکار توسط دولت­ها یا بنگاه­های اقتصادی در انواع بازارها تجربه می­شود (مک­کان^[21]، 2005).

به عبارتی، برای توضیح اثر حمل و نقل بر رشد اقتصادی به کانال­های متعاقب اشاره شده است. در ابتدا، پیشرفت در حمل و نقل و بهبود امکانات باعث افزایش بهره­وری کل در واحدهای تولیدی می­شود (بوگیاس، دمیتریادس و ماموناس^[22]، 2000 و لاکشمان ،2007). سپس، سهولت حمل و نقل سبب انتقال تکنولوژی به کشورها می­شود و سرانجام با توجه به پتانسیل­های کلان اقتصادی، سهولت در بخش حمل و نقل موجب افزایش سودآوری از طریق کاهش هزینه­ها و یا افزایش درآمدها می­گردد (تونگا و یو^[23]، 2018).

توسعه زیرساخت‌های حمل‌ و نقل کشور نیز مستلزم توسعه همه‌جانبه تمامی زیربخش‌های حمل ‌و نقل اعم از ریلی، جاده‌ای، هوایی و دریایی است. در بسیاری از کشورهای توسعه‌یافته، بخش حمل ‌و نقل بین 6 تا 12 درصد از تولید ناخالص داخلی را تشکیل می‌دهد. در ایران، بین سال‌های 1370 تا 1393 بخش حمل ‌و نقل به طور متوسط 6/5 درصد از تولید ناخالص داخلی را به خود اختصاص داده است که در مجموع سهم این بخش به‌ طور کلی بین 5 تا 6 درصد در نوسان بوده است، تا پایان سال 95 سهم خدمات انواع حمل و نقل نیز به عنوان یک بخش زیربنایی در توسعه کشور از کل تولید ناخالص داخلی به حدود 9 درصد رسیده است. در واقع با توجه به حساب‌های ملی سهم ارزش­افزوده بخش حمل‌ و نقل از تولید ناخالص داخلی چشمگیر است، تا حدی که آمارها نشان می‌دهد به طور میانگین سالانه ۷ درصد از تولید ناخالص داخلی کشور را بخش حمل ‌و نقل ایجاد کرده است. با این حال، هنوز این بخش  به عنوان یکی از تنگناهای رشد اقتصادی محسوب می‌شود و در اغلب زیرساخت‌های حمل ‌و نقل فاصله بسیاری با کشورهای منطقه است (مرکز آمار ایران، 1397).

در مقابل بر اساس تئوری، زیرساخت­های حمل و نقل نیز به عنوان یک عامل قابل­توجه بر انتشار دی­اکسید کربن (دی اکسید کربن) از بخش حمل و نقل تأثیرگذار است. سرمایه­گذاری در زیرساخت های حمل و نقل با به کارگیری سرمایه قابل­توجه و به دلیل طول عمر بسیار زیاد این زیرساخت­ها و هزینه بالای آنها می­تواند انتشار دی اکسید کربن را افزایش دهد (فیش-رومیتو و گیوارچ^[24]، 2019 و جورگاتزی، استامبولیس و وتسیکا [25]، 2020).

بر این اساس با توجه به اینکه بخش حمل و نقل ارتباط بین تولید، توزیع، مصرف و مبادله را برقرار می­کند و تضمین­کننده پیشرفت در فعالیت­های اقتصادی می­باشد، انرژی پایه و اساس تمام فعالیت­های حمل و نقل محسوب می­گردد و با توسعه سریع اقتصادی، بخش حمل و نقل به یکی از منابع اصلی انتشار دی اکسید کربن مرتبط با مصرف انرژی تبدیل شده است که عمدتا برای توضیح اثر حمل و نقل بر انتشار گازهای گلخانه­ای از کانال مصرف انرژی استفاده می­شود (سونگ، ژانگ و شان^[26]، 2019). به عبارتی، رشد اقتصادی نقش اساسی در ساختار بخش حمل و نقل کشور دارد. رشد اقتصادی با افزایش تقاضای حمل و نقل، منجر به افزایش مصرف انرژی می­شود که در نهایت با افزایش انتشارات گازهای آلاینده دارای تأثیر منفی بر محیط­زیست است (رهرمانا و پابلو رومرو^[27]، 2018).

بخش حمل و نقل یکی از آلوده­ترین بخش­های اقتصادی از نظر انتشار دی اکسید کربن محسوب می­گردد که 8/28 درصد از مصرف انرژی جهانی و 2/65 درصد از کل مصرف نهایی نفت را به خود اختصاص می­دهد (آژانس بین­المللی انرژی[28]، 2018). انتشار دی اکسید کربن جهانی ناشی از بخش حمل و نقل  نیز بیش از 20 درصد از کل انتشار دی اکسید کربن جهانی است (چاپمن^[29]، 2007).

همچنین، در مدل­های رشد درونزا و نئوکلاسیک ارتباط بین انتشار دی اکسید کربن و رشد اقتصادی با قراردادن میزان آلودگی (انتشار دی اکسید کربن) در مدل رشد اقتصادی و در کنار عوامل سنتی قابل­بررسی است. مطالعات اخیر نیز بیشتر بر رابطه بین آلودگی و رشد اقتصادی در بخش­های مختلف، به ویژه در بخش حمل و نقل تأکید داشته­اند (وانگ، ژانگ، لو، لی، هی، توجو و ژو ^[30]، 2017).

ارتباط بین رشد اقتصادی و کیفیت محیط­زیست نیز در یک بستر زمانی بلند­مدت، می­تواند به صورت مستقیم، معکوس و یا ترکیبی از هر دو باشد. این بحث (جریان ارتباط میان رشد اقتصادی و کیفیت زیست­محیطی)، طی دهه­های اخیر موضوع بسیاری از مطالعات و تحقیقات قرار گرفته است، به گونه­ای که دو جریان فکری کلی در این حوزه وجود داشته است که در نهایت به یک رویکرد سومی تبدیل شده­اند (وانگ، یین، ژانگ و ژانگ ^[31]، 2012). محققانی از قبیل جورجسکو - روجن^[32] (1971) و هولدرن و اریک^[33] (1974) بر این باورند که سطوح بالاتری از فعالیت­های اقتصادی (مصرف و تولید) همواره نیازمند مقادیر بیشتری از انرژی و مواد اولیه است و فرآورده­های فرعی مضر بیشتری را بجا می­گذارد. بر این اساس، رویکرد اول به نوعی به انتخاب میان رشد اقتصادی و حفظ استانداردهای زیست­محیطی می­پردازد.

در سوی دیگر این طیف، رویکرد دوم وجود دارد. در این رویکرد اعتقاد بر این است به منظور بهبود استانداردهای زیست­محیطی باید در جریان رشد اقتصادی گام نهاد. چرا که اصولاً سطح بالاتری از درآمد، باعث افزایش تقاضا برای کالایی می­شود که از سطح کمتری از مواد اولیه استفاده می­کند. افزایش درآمد نیز باعث افزایش تقاضای کیفیت محیط­زیست می­شود و این به معنی پذیرش معیارها و ضوابط حفاظتی زیست­محیطی است (هوانگ و شاو^[34]، 2004).

ایران نیز به عنوان یکی از کشورهای بزرگ صادرکننده نفت دارای مصرف سریع درحال رشد انرژی (حدود 6 درصد در سال طی 30 سال گذشته) بوده است که عمده­ترین عامل محرک روند افزایشی مصرف انرژی، رشد اقتصادی (5 درصد طی 40 سال گذشته) می­باشد. شاخص شدت انرژی نیز طی 40 سال گذشته به طور متوسط سالانه حدود 4/3 درصد افزایش یافته است که در مقایسه با کشورهای اروپایی و خاورمیانه به ترتیب 50 درصد و 100 درصد بیشتر است. روند فعلی مصرف انرژی در ایران بیانگر این است که هزینه­های زیست­محیطی و اجتماعی ناشی از انتشار دی اکسید کربن طبق انتظار تا سال 2025 روند صعودی را به دنبال دارد. در واقع، ایران از سال 1954 با رشد 3/6 درصد در سال رشد چشمگیری را در انتشار دی اکسید کربن ناشی از مصرف سوخت­های فسیلی به خود اختصاص داده است که با افزایش عرضه انرژی، تولید انرژی تا سال 2025 سالانه حدود 7/3 درصد افزایش می­یابد که بر انتشار دی اکسید کربن مؤثر است (میرزایی و بکری^[35]، 2017).

 

 

 

2-2. پیشینه پژوهش

ناسرین، مبارک و عتیق­الرحمان[36] (2020) به بررسی رابطه علی بلندمدت بین رشد اقتصادی، حمل و نقل و کیفیت محیط­زیست در کشورهای آسیایی طی دوره­ی 2017-1980 پرداختند. تجزیه و تحلیل داده­های پانلی برای 18 کشور آسیایی نشان داد که یک رابطه بلندمدت علی گرنجر مثبت بین حمل و نقل، رشد تولید ناخالص داخلی و محیط­زیست وجود دارد.

مونیر، لین و اسمیت[37] (2020) به بررسی رابطه انتشار دی اکسید کربن، مصرف انرژی و رشد اقتصادی در 5 کشور آسیایی با استفاده از آزمون علیت گرنجر طی دوره­ی 2016-1980 پرداختند. براساس نتایج حاصل از آزمون علیت گرنجر رابطه علی یک طرفه  و مثبتی از تولید ناخالص داخلی به سمت انتشار دی اکسید کربن وجود دارد.

واستی و زیدی[38] (2020) به بررسی رابطه تجربی بین انتشار دی اکسید کربن، مصرف انرژی، آزادسازی تجاری و رشد اقتصادی در کویت با استفاده از الگوی (ARDL) و آزمون علیت گرنجر طی دوره­ی 2017-1971پرداختند. براساس نتایج، انتشار دی اکسید کربن و مصرف انرژی به طور قابل­توجهی باعث افزایش رشد اقتصادی شده­اند. نتایج حاصل از آزمون علیت گرنجر نیز نشان دهنده­ی رابطه علی یک طرفه و مثبت از تولید ناخالص داخلی به انتشار دی اکسید کربن می­باشد.

محمد و خان[39] (2019) به بررسی تأثیر FDI دوجانبه، مصرف انرژی، انتشار دی اکسید کربن و سرمایه بر رشد اقتصادی کشورهای آسیا با استفاده از روش­های GMM و حداقل مربعات معمولی (OLS) طی دوره­ی 2012-2001 پرداختند. براساس نتایج بدست آمده، مصرف انرژی، جریان مستقیم خارجی (خروجی)، انتشار دی اکسید کربن و سرمایه باعث افزایش رشد اقتصادی کشورهای آسیایی شده­اند.

تونگا و یو (2018) به بررسی رابطه حمل و نقل و رشد اقتصادی در چین طی دوره­ی 2015 - 2000 پرداختند. یافته­های آنان حاکی از وجود یک رابطه علی گرنجر دو طرفه مثبت بین حمل و نقل و رشد اقتصادی در مناطق مرکزی و غربی کمتر توسعه­یافته و یک رابطه علی گرنجر یک طرفه مثبت از حمل و نقل به رشد اقتصادی در منطقه شرقی توسعه یافته­تر می­باشد.

 مهدوی، الماسی و سهیلی (1398) به بررسی تفاوت انتشار دی­اکسید کربن در بخش حمل و نقل استان­های ایران: رهیافت رگرسیون چندک برای دوره­ی 1394-1385 پرداختند. نتایج نشان داد که شدت انرژی و تولید اثر مثبت و معنادار بر انتشار دی­اکسید کربن دارند.

    بهرامی، بهبودی، سلمانی بیشک و شکری (1398) به بررسی نقش توسعه مالی و آزادسازی تجاری بر انتشار گاز دی­اکسید کربن در ایران با استفاده از روش رگرسیون فازی طی دوره­ی 1392-1357 پرداختند. نتایج حاکی از آن است که تولید ناخالص داخلی، درجه بازبودن تجاری و توسعه مالی تأثیر مثبت بر انتشار گاز دی‌اکسید کربن دارند.

علیشیری، محمدخانلی و محمد باقری (1396) به مطالعه عؤامل مؤثر بر انتشار دی‏اکسید کربن در کشور (با رویکرد تحلیل تجزیه لاسپیرز اصلاح­شده) طی دوره­ی 1391-1380 پرداختند. نتایج حاکی از آن است که در تمامی بخش‏های موردبررسی اثر ساختار بیشترین نقش را در انتشار دی اکسید کربن داشته است. همچنین، در بخش حمل و نقل رشد بیشتر میزان مصرف انرژی سبب مثبت­شدن اثر شدت انتشار دی اکسید کربن شده است.

 

3. روش تحقیق و مدل مورداستفاده:

از آنجایی­که هدف اصلی مقاله بررسی ارتباط متقابل بین حمل و نقل، رشد اقتصادی و انتشار دی اکسید کربن در ایران است، از رویکرد سیستم معادلات همزمان استفاده می­شود. مدل موردنظر نیز به پیروی از مطالعه­ی لیستونو[40] (2018) و مطالعاتی همچون چی[41] (2016)، لی[42] (2013)، صبوری، سلیمان و محد[43] (2012) ارائه شده است.

(1)
(2)
(3)

 

متغیرهای مورداستفاده در معادلات فوق به صورت زیر می­باشند:  

LnGDP: لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه به قیمت ثابت سال 2011،Lnدی اکسید کربن : لگاریتم انتشار دی­اکسیدکربن سرانه (متریک تن)، :LnFT لگاریتم حمل و نقل میزان بار بر­حسب میلیون ­تن (مجموع حمل و نقل ریلی و هوایی)،:LnEC  لگاریتم مصرف انرژی سرانه بر حسب کیلوگرم معادل نفت­خام،LnFD : لگاریتم توسعه مالی (میزان اعتبار داخلی برای بخش خصوصی بر حسب درصدی از (GDP،LnK : لگاریتم موجودی سرمایه ناخالص (بر حسب درصدی از (GDP،LnTO : لگاریتم بازبودن تجاری (مجموع صادرات و واردات بر حسب درصدی از (GDP، LnFDI: لگاریتم جریان داخلی سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر حسب درصدی از (GDP،LnUB : لگاریتم شهرنشینی (درصدی از کل جمعیت)،  =اجزاء اخلال و =α, θ, δ ضرایب توابع فوق می­باشند. متغیرهای مورداستفاده در این مطالعه واقعی (به قیمت ثابت سال 2011) در نظر گرفته شده­اند و کلیه داده­های موردنیاز از پایگاه اطلاعاتی بانک جهانی و بانک مرکزی گردآوری شده­اند. همچنین، به منظور برآورد نتایج حاصل از بسته­های نرم افزاری  Stata14وEviews 9 استفاده شده است. بنابراین، مدل مفهومی تحقیق به صورت زیر می­باشد:

 

 

 

 

 

 

مصرف انرژی

موجودی سرمایه

   انتشار CO2

حمل و نقل

توسعه مالی

بازبودن تجاری

 

 

 

ر

 

 

 

 

 

 

رشد اقتصادی

                                        

مصرف انرژی

موجودی سرمایه

انتشار CO2

رشد اقتصادی

سرمایه­گذاری مستقیم خارجی

شهرنشینی

 

 

 

ر

 

 

 

 

حمل و نقل

انتشار CO2

 

 

 

مصرف انرژی

موجودی سرمایه

رشد اقتصادی

حمل و نقل

بازبودن تجاری

 

 

 

ر

 

 

 

 

                                                                      

 

 

 

 

نمودار 1. مدل مفهومی تحقیق

منبع: یافته‌های پژوهش

 

یکی از فروص کلاسیک و بسیار مهم، مستقل­بودن متغیر­های توضیحی از جزء اخلال است. در سیستم­های معادلات همزمان، این فرض نقض می­شود و  ممکن است برخی از متغیر­های توضیحی، تابعی از جزء اخلال باشند. در واقع، با فرض داشتن یک سیستم دو معادله­ای، علاوه بر متغیر وابسته معادله­ی اول، متغیر وابسته معادله­ی دوم نیز تابعی از جزء خطای معادله­ی اول می‌باشد. این همبستگی جزء اخلال با متغیرهای توضیحی در اقتصادسنجی به مساله همزمانی^[44] معروف است. در اینگونه معادلات، به دلیل همبستگی بین جملات خطا و متغیرهای درونزا استفاده از برآوردکننده­های OLS به برآوردهایی با تورش و ناسازگار منجر خواهد شد (صدیقی و لاور، 1386). حتی اگر در چنین شرایطی حجم نمونه به سمت بی‌نهایت میل کند باز هم برآوردکننده­های حداقل مربعات معمولی با پارامترهای حقیقی جامعه برابر نمی­شوند (گجراتی[45]، 1995). از این­رو برای جلوگیری از ایجاد نتایج تورش­دار و غیرواقعی انجام چهار آزمون مانایی، اریب همزمانی، قطری­بودن و مسأله تشخیص ضروری است. نتایج حاصل از این آزمون­ها نوع برآوردگر مناسب جهت برآورد الگوی موردنظر را مشخص می­کند.

 

4. برآورد مدل وآزمون­های مربوطه

4-1. آزمون مانایی متغیرها

برای آزمون ایستایی متغیرهای موردنظردر الگو، از آزمون­­­­­­­­­­­­­­­ دیکی- فولر تعمیم­یافته (ADF) [46]و به دلیل احتمال وجود شکست ساختاری در سری­های زمانی نیز از آزمون زیوت - اندریوز[47] (1992) استفاده شده است. نتایج بدست آمده حاکی از آن است که تمامی متغیرها در سطح و بدون تفاضلگیری مانا هستند.

 

4-2. آزمون اریب­همزمانی

از آنجا که برخی از متغیرها درون­زا هستند و احتمال وجود همبستگی با جمله پسماند وجود دارد، آزمون همزمانی برای همبستگی متغیرهای درون­زا و جمله­های پسماند ضروری است. در صورت تأیید وجود همزمانی باید از روش­های دیگری به جای روش حداقل مربعات معمولی استفاده کرد.

یکی از آزمون­های که برای بررسی اریب­همزمانی مورداستفاده قرار می­گیرد، آزمون هاسمن^[48] (1976) است که توسط دیوید سون و مک کینون^[49] (1983) پیشنهاد گردیده است.  

با توجه به این که ضریب جمله پسماند در هر سه معادله موجود در سیستم معنادار شده است، هر سه معادله دارای اریب­ همزمانی هستند. وجود اریب ­همزمانی فرض کلاسیک cov(ui,xi)=0  را نقض می­کند. بنابراین، جهت برآورد این معادلات نمی­توان از روش حداقل مربعات معمولی استفاده نمود.

جدول 1. نتایج آزمون اریب ­همزمانی

نام متغیر	ضرایب	انحراف­معیار	سطح معناداری
جمله پسماند (معادله اول)	000/1	76/3E-13	(000/0)
جمله پسماند (معادله دوم)	000/1	57/1E-12	(000/0)
جمله پسماند (معادله سوم)	000/1	27/1E-12	(000/0)

منبع: یافته­های پژوهش

 

4-3. آزمون قطری­بودن

آزمون بروش-پاگان به بررسی وجود یا عدم­وجود همبستگی همزمان بین معادلات موجود در سیستم معادلات می­پردازد. این آزمون صفر­بودن ماتریس کواریانس قطری همزمان را موردبررسی قرار می­دهد. اگر حداقل یک کواریانس غیرصفر در سیستم موجود باشد، در این صورت وابستگی همزمانی وجود دارد و برآوردهای  OLS کارآ نخواهند بود (جاج، گریفیتس، هیل، لوتکپهل و لی [50]، 1985).

جدول 2. نتایج آزمون بروش-پاگان

استقلال جملات پسماند=

وابستگی جملات پسماند=

Breusch-Pagan test of independence: chi2(3)=8/616, pr=0/0349 :نتایج آزمون LM

منبع:یافته­های پژوهش       

             

براساس آزمون قطری­بودن، ماتریس واریانس-کواریانس جمله­های پسماند در مورد سیستم معادلات موردبررسی قطری نیست. از آنجا که این نتیجه یکی دیگر از فروض کلاسیک را نقض می­کند، آزمون قطری­بودن نیز همانندآزمون اریب­همزمانی روش حداقل مربعات معمولی را روشی مناسب جهت برآورد معادلات نمی­داند.

4-4. مسأله تشخیص

جهت انجام آزمون نشخیص، دو شرط درجه­ای[51] (شرط لازم) و رتبه­ای[52] (شرط کافی) موردبررسی قرار می­گیرد. در الگویی با G معادله همزمان که دارای G متغیر درون­زا و K متغیر برون­زا است، اگر از معادله­ای با g متغیر درون­زا و k متغیر برون­زا تعداد متغیرهای از پیش تعیین­شده به کار گرفته نشده ( K-k) بیشتر یا برابر با تعداد متغیرهای درون­زای معادله منهای یک ( g-1) باشد، آنگاه معادله قابل­شناسایی است اگر شرط درجه­ای به صورت  g-1≤ K-k باشد. همچنین، شرط رتبه­ای زمانی صادق است که اگر و فقط اگر ماتریسی که شامل ضرایب متغیرهای حذف­شده از یک معادله، اما بکار گرفته­شده در معادلات دیگر است دارای مرتبه­ای برابر تعداد معادلات منهای یک باشد، به عبارتی معادله 1G-=(rank(  برقرار باشد (صدیقی و لاور، 1386).

بر اساس نتایج مربوط به بررسی شرط درجه­ای در جدول (4) معادلات موجود در مدل دقیقا مشخص و بیش از حد مشخص می­باشند. شرط رتبه­ای نیز مبنی بر مشخص­بودن معادلات برقرار است.

 

جدول 3. نتایج شرط درجه­ای مبتنی بر قابلیت تشخیص سیستم معادلات همزمان

قابلیت شناسایی	تعداد متغیرهای از پیش تعیین شده خارج مانده از الگو (K-k)	تعداد متغیرهای درون­زای معادله منهای یک (m-1)	معادله (برحسب متغیر وابسته)
دقیقا مشخص	2	۲	معادله اول  (رشد اقتصادی)
دقیقا مشخص	2	2	معادله دوم (حمل و نقل)
بیش از حد مشخص	3	۲	معادله سوم (انتشار دی اکسید کربن)

منبع: یافته های پژوهش

 

4-5. تحلیل یافته­ها

با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون­های ذکر شده، اکنون می­توان معادلات فوق را به صورت سیستمی برآورد کرد. با توجه به اینکه روش حداقل مربعات سه­مرحله­ای (3SLS) در بین روش­های سیستمی کارایی بالایی دارد، به منظور برآورد مدل از آن استفاده شده است. نتایج حاصل از برآورد معادلات در جداول زیر ارائه شده است.

 

جدول 4. معادله رشد اقتصادی (رابطه 1)

احتمال	انحراف­معیار ضرایب	ضریب	متغیرهای توضیحی
000/0	3856/0	20/4	عرض از مبدأ
001/0	1121/0	368/0	LnEC
000/0	2180/0	785/0	LnFT
397/0	3658/0	311/0	Lnدی اکسید کربن
016/0	1852/0	452/0	LnFD
003/0	0816/0	245/0	LnK
003/0	1184/0	359/0	LnTO
R2= 92/0

منبع: یافته­های پژوهش

 

جدول 5. معادله حمل و نقل (رابطه 2)

احتمال	انحراف­معیار ضرایب	ضریب	متغیرهای توضیحی
000/0	484/5	16/26	عرض از مبدأ
017/0	4055/0	957/0	LnGDP
037/0	3638/0	764/0	LnEC
015/0	2858/0	706/0	LnK
020/0	3236/0	738/0	Lnدی اکسید کربن
602/0	0170/0	009/0	LnFDI
000/0	0888/0	445/0	LnUB
R2= 97/0

منبع: یافته­های پژوهش

جدول 6. معادله انتشار دی اکسید کربن (رابطه 3)

احتمال	انحراف­معیار ضرایب	ضریب	متغیرهای توضیحی
000/0	0546/0	660/0	عرض از مبدأ
005/0	0076/0	022/0	LnGDP
000/0	1621/0	864/0	LnEC
047/0	2847/0	689/0	LnFT
473/0	0166/0	012/0	LnK
026/0	0053/0	012/0	LnTO
R2= 99/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

براساس نتایج برآورد مدل برای معادله اول، مصرف انرژی تأثیر مثبت و معناداری بر تولید ناخالص داخلی سرانه کشور ایران داشته است. به­طوری که با افزایش 1درصد مصرف انرژی، تولید ناخالص داخلی سرانه به میزان 368/0 درصد افزایش می­یابد. انرژی نهاده اصلی بسیاری از صنایع است و بدون آن امکان تولید نیز وجود ندارد، پس هر افزایشی در تولید مستلزم افزایش مصرف نهاده انرژی خواهد بود. حمل و نقل نیز تأثیر مثبت و معنا­داری بر تولید ناخالص داخلی سرانه داشته است. به­طوری که با افزایش 1 درصد حمل و نقل، تولید ناخالص داخلی سرانه به میزان 785/0 درصد افزایش می­یابد. حمل و نقل از طریق بهبود بهره­وری نیروی کار، انتقال نیروی کار و فناوری، امکان جابجایی محصولات و افزایش امکان دسترسی به بازارهای مصرفی و نهاده­های تولیدی به رشد اقتصادی کمک می­کند. بازبودن تجاری نیز تأثیر مثبت و معنا­داری بر تولید ناخالص داخلی سرانه داشته است. به طوریکه با افزایش 1 درصد بازبودن تجاری، تولید ناخالص داخلی سرانه به میزان 359/0 درصد افزایش می­یابد. بر این اساس، روابط تجاری که هر کشور در سطح بین­الملل داراست می‌تواند بر رشد اقتصادی آن کشور تأثیرگذار باشد. این روابط منجر به کارگیری عوامل تولید در بین بخش‌هایی از اقتصاد هر کشور می‌شود که از مزیّت بیشتری برخوردارند و این امر منجر به بهبود بازدهی کل عوامل تولید و تولید ناخالص داخلی هر کشور می‌گردد.

همچنین، اثر متغیرهای سرمایه و توسعه مالی بر تولید ناخالص داخلی سرانه مثبت و معنا­دار بوده است. به طوریکه با افزایش 1 درصد سرمایه و توسعه مالی، تولید ناخالص داخلی سرانه به ترتیب به میزان 245/0 و 452/0 درصد افزایش می­یابد. سرمایه، موتور محرکه رشد و توسعه اقتصادی در تمام نظریات و الگوهای رشد اقتصادی محسوب می­گردد. از این رو، افزایش سرمایه­گذاری و همچنین سطح توسعه مالی از طریق تأمین منابع مالی طرح‌های اقتصادی که از جمله مهم‌ترین دغدغه‌های تصمیم‌گیرندگان اقتصادی در هر جامعه است سبب افزیش تولید و به دنبال آن رشد اقتصادی می­شود. در نهایت تأثیر انتشار سرانه دی اکسید کربن بر تولید ناخالص داخلی سرانه در ایران معنادار نبوده است.

براساس نتایج برآورد مدل برای معادله دوم، تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت  و معنا­داری بر میزان حمل و نقل کشور ایران داشته است. به طوری که با افزایش 1 درصد تولید ناخالص داخلی سرانه ، حمل و نقل به میزان 957/0 درصد افزایش می­یابد. افزایش رشد اقتصادی به معنی افزایش سطح تولید و گسترش فعالیت­های اقتصادی است. با توجه به این موضوع افزایش رشد در ظرفیت­های تولیدی نیازمند حمل و نقل بیشتر خواهد بود و بر حجم حمل و نقل نیز تأثیر مثبت و معناداری خواهد داشت.

همچنین، اثر متغیرهای مصرف انرژی و سرمایه بر حجم حمل و نقل مثبت و معنا­دار بوده است. به طوریکه با افزایش 1 درصد مصرف انرژی و سرمایه، حمل و نقل به ترتیب به میزان 764/0 و 706/0 درصد افزایش می­یابد. اثر افزایش انتشار سرانه دی اکسید کربن بر حمل و نقل  نیز مثبت و معنادار بوده است. به طوری که با افزایش 1 درصد انتشار سرانه دی اکسید کربن، حمل و نقل  به میزان 738/0 درصد افزایش می­یابد. افزایش دی­اکسید کربن بیان­گر افزایش مصرف انرژی، تولید و سطح تجارت است که در نهایت منجر به حمل و نقل بیشتر خواهد شد. جمعیت شهری (شهرنشینی) تأثیر مثبت و معناداری بر حمل و نقل داشته است. به طوری که با افزایش 1 درصد شهرنشینی، حمل و نقل به میزان 445/0 درصد افزایش می­یابد. گسترش شهرنشینی تا حد زیادی با حمل و نقل در ارتباط است. در واقع، افزایش جمعیت شهرنشینی نیازمند گسترش ناوگان حمل و نقل خواهد شد که بر حمل و نقل تأثیر مثبت و معناداری خواهد داشت. همچنین اثر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر حمل و نقل معنا­دار نبوده است که به دلیل حجم پایین سرمایه­گذاری خارجی در ایران است.

براساس نتایج برآورد مدل برای معادله سوم، متغیرهای تولید ناخالص داخلی سرانه و حمل و نقل تأثیر مثبت و معناداری بر انتشار سرانه  دی اکسید کربن کشور ایران داشته­اند. به طوریکه با افزایش 1 درصد تولید ناخالص داخلی سرانه و حمل و نقل انتشار سرانه  دی اکسید کربنبه میزان 022/0 و 689/0 درصد افزایش می­یابد. با افزایش حجم تولید و همچنین افزایش حمل و نقل کالا، نیاز به مصرف انرژی نیز بیشتر خواهد شد که در نهایت افزایش تولید گازهای گلخانه­ای را به همراه دارد.

همچنین، مصرف انرژی تأثیر مثبت و معناداری بر انتشار سرانه  دی اکسید کربنداشته است. به طور­ی­که با افزایش 1 درصد مصرف انرژی، انتشار سرانه  دی اکسید کربن به میزان 864/0 درصد افزایش می­یابد. براساس شواهد نظری و تجربی استفاده بیشتر از سوخت­های فسیلی منجر به افزایش سطح تولید گازهای گلخانه­ای و همچنین گرمایش زمین خواهد شد. براساس سایر نتایج این معادله، بازبودن تجاری نیز تأثیر مثبت و معنا­داری بر انتشار  سرانه دی اکسید کربن داشته است. به طوری که با افزایش 1 درصد باز­بودن تجاری، انتشار سرانه  دی اکسید کربن به میزان 012/0 درصد افزایش می­یابد.گسترش تجارت آزاد و در نتیجه افزایش فشارهای رقابتی بین بنگاه­های داخلی و رقبای خارجی، زمینه را برای افزایش مصرف سوخت­های فسیلی و در نتیجه افزایش  انتشار سرانه دی اکسید کربن مهیا می­کند. اثر سرمایه­ بر انتشار سرانه دی اکسید کربن نیز معنا­دار نبوده است.

5. نتیجه­گیری و پیشنهادها

حمل و نقل پایدار به عنوان عامل مهمی برای دستیابی به توسعه پایدار در اقتصاد یک کشور محسوب می­گردد. به ویژه سیاست­های زیست­محیطی نمی­توانند اهمیت روزافزون در بخش حمل و نقل را با گسترش فعالیت­های اقتصادی نادیده گیرند. بنابراین، تأثیری که حمل و نقل  بر ساختار فضایی و کالبدی کشور می­گذارد باعث تمرکز یا عدم­تمرکز فعالیت­های اقتصادی در مناطق مختلف کشور می­گردد که با توجــه بــه موقعیــت مناســب کشــور، ایــران مــی‌توانــد نقــش برجســته­ای در تســهیل تجــارت میــان آســیا، اروپا و کشــورهای منطقــه و توســعه حمل و نقل ایفا نماید. در این زمینه، بررسی رابطه بین حمل و نقل، رشد اقتصادی و انتشار دی اکسید کربن برای تدوین سیاست­های حمل و نقل مناسب، ضروری به نظر می­رسد.

بنابراین، در این مطالعه به بررسی رابطه بین حمل و نقل، رشد اقتصادی و انتشار دی اکسید کربن در ایران طی دوره زمانی 1397-1362 پرداخته شد که براساس نتایج، حمل و نقل (ریلی و هوایی) رابطه دوسویه و مثبت با رشد اقتصادی دارد که با نتایج  یافته­های پائو، یو و یانگ[53] (2011)، آپرگیس و پاین[54] (2009) و آنگ[55] (2008) مطابقت دارد. همچنین، تأثیر حمل و نقل (ریلی و هوایی)  و رشد اقتصادی بر انتشار دی اکسید کربن در دوره موردمطالعه مثبت و معنادار و در مقابل، تأثیر انتشار دی اکسید کربن بر رشد اقتصادی معنادار نمی­باشد. در نهایت، راهکارهای سیاستی زیر می­توانند براساس نتایج مقاله موردتوجه قرار گیرند:

-  ایجاد و توسعه زیرساخت­های مرتبط با نوع حمل و نقل در ایران، علی­الخصوص حمل و نقل (ریلی و هوایی) در جهت رونق بخش حمل و نقل پیشنهاد می­گردد. این امر باعث افزایش تحرک، افزایش سرعت، سهولت دسترسی و ادغام بازارها با مسافت­های طولانی­تر می­شود که در نهایت هزینه­های کلی حمل و نقل را کاهش و بر رشد اقتصادی کشور تأثیر مثبت خواهد داشت.

-  به دلیل مصرف بالای سوخت­های فسیلی، کشور ایران و سایر اقتصادهای مشابه می­توانند تأمین انرژی موردنیاز خود را با هدف بهینه­سازی سیستم­های تقاضای انرژی­های تجدیدپذیر و همچنین کنترل استفاده از سوخت­های فسیلی در بخش­های مختلف از جمله: بخش حمل و نقل به منظور کاهش انتشار دی اکسید کربن مدیریت کنند.

 

[1] در این مقاله حمل و نقل شامل (مجموع حمل و نقل ریلی و هوایی) است.

[2] Raghuram & Babu

[3] Phang

[4] Pradhan & Bagchi

[5] Wang                                                                                                                                                  

[6] Short & Kopp

[7] Lean & smyth

[8] Kustepelie, Gulcan & Akgungor

[9] Liddle & Lung

[10] Lesley & Chijioke

[11] Tervo

[12] Stern & Stern

[13] Foxon

[14] Lv & Xu

[15] Simultaneous Equations

[16] Lakshmanan

[17] Khan & Khan

[18] Romer

[19] Bleaney, Gemmell & Kneller

[20] Maparu & Mazumder

[21] McCann

[22] Bougheas, Demetriades & Mamuneas

[23] Tong & Yu

[24] Fisch-Romito & Guivarch

[25] Georgatzi, Stamboulis & Vetsikas

[26] Song, Zhang & Shan

[27] Rehermanna & Pablo-Romeroa.

[28] IEA  

[29] Chapman

[30] Wang, Zhang, Lu, Li, He, ToJo & Zhu

[31] Wang, Yin, Zhang & Zhang

[32] Georgescu - Roegen

[33] Holdren & Ehrlich

[34] Hung & Shaw

[35] Mirzaei & Bekri

[36] Nasreen, Mbarek & Atiq-ur-Rehman

[37] Munir, Lean & Smyth

[38] Wasti & Zaidi

[39] Muhammad & Khan

[40] Listiono

[41] Chi

[42] Lee

[43] Saboori, Sulaiman & Mohd

[44] Simultaneous Problem

[45] Gujarati

[46] Augmented Dickey Fuller

[47] Zivot & Andrews

[48] Hausman Test

[49] Davidson & Mackinno

[50] Judge , Griffiths, Hill, Lütkepohl & Lee

[51] Order condition

[52] Rank condition

[53] Pao, Yu & Yang   

[54] Apergis & Payne

[55] Ang

مراجع

• بهرامی، الهام، بهبودی، داوود، سلمانی بیشک، محمدرضا، شکری، مصطفی (1398). نقش توسعه مالی و آزادسازی تجاری بر انتشار گاز دی­اکسید کربن در ایران. فصلنامه سیاست­های راهبردی و کلان، 141-124:(10)7
• صدیقی، اچ. آر و لاور، کی.ا (1386). اقتصادسنجی رهیافت کاربردی. مترجم: دکتر شمس­ـالله شیرین­بخش. انتشارات آوای نور.
• علیشیری، هدیه، محمدخانلی، شهرزاد، محمد باقری، اعظم (1396). مطالعه عوامل مؤثر بر انتشار دی‏اکسیدکربن در کشور (با رویکرد تحلیل تجزیه لاسپیرز اصلاح­شده). فصلنامه علوم و تکنولوژی محیط­زیست، 62-51:(2)19.
• مرکز آمار ایران (1397). داده­ها و اطلاعات آماری: اطلاعات مربوط به بخش حمل و نقل.
• مهدوی، شیوا، الماسی، مجتبی، سهیلی، کیومرث (1398). بررسی تفاوت انتشار دی­اکسید کربن در بخش حمل و نقل استان­های ایران: رهیافت رگرسیون چندک. فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، 154-131:(62)15.
• Ang, J. B. (2008). Economic development, pollutant emissions and energy consumption in Malaysia. Journal of Policy Modeling, 30(2): 271-278.
• Apergis, N. & Payne, J. E. (2009). Co2 emissions, energy usage, and output in Central America. Energy Policy, 37(8): 3282-3286.
• Bleaney, M. & Gemmell, N. & Kneller, R. (2001). Testing the endogenous growth model: public expenditure, taxation and growth over the long run.Canadian Journal of Economics /Revue canadienne d'économique, 34(1):36-57.
• Bougheas, S. & Demetriades, P. O. & Mamuneas, T. P. (2000). Infrastructure, specialization, and economic growth. Canadian Journal of Economics/Revue canadienne d'économique, 33(2): 506-522.
• Chapman, L. (2007). Transport and climate change: a review. Journal of transport geography, 15(5): 354-367.
• Chi, J. (2016). Exchange rate and transport cost sensitivities of bilateral freight flows between the US and China. Transportation Research Part A: Policy and Practice, 89, 1-13.
• Fisch-Romito, V. & Guivarch, C. (2019). Investment Needs for Transport Infrastructures along Low Carbon Pathways. Background paper prepared for this report, World Bank, Washington, DC.
• Foxon, T.J. (2011). A coevolutionary framework for analyzing a transition to a sustainable low carbon economy. Ecol. Econ. 70, 225-256.
• Georgatzi, V. V. & Stamboulis, Y., & Vetsikas, A. (2020). Examining the determinants of Co2 emissions caused by the transport sector: Empirical evidence from 12 European countries. Economic Analysis and Policy, 65, 11-20.
• Georgescu-Roegen, N. (1971). The Entropy Lawandthe Economic Process Cambridge 1971. Georgescu-RoegenThe Entropy Law and the Economic Process1971.
• Gujarati, D. N. (1995). Basic Econometrics. 3rd edn McGraw-Hill. Inc., New York.
• Holdren, J. P. & Ehrlich, P. R. (1974). Human Population and the Global Environment: Population growth, rising per capita material consumption, and disruptive technologies have made civilization a global ecological force. American scientist, 62(3): 282-292.
• Hung, M. F. & Shaw, D. (2004). 13. Economic Growth and the Environmental Kuznets Curve in Taiwan: A Simultaneity Model Analysis. Human Capital, Trade, and Public Policy in Rapidly Growing Economies: From Theory to Empirics, 269.
• 2018. Statistics. IEA, Paris.
• Judge, G. G. & Griffiths, W. E. & Hill, R. C. & Lütkepohl, H. & Lee, T. C. (1985). The Theory and Practice of Econometrics. Wiley.
• Khan, M. Z. & Khan, F. N. (2020). Estimating the demand for rail freight transport in Pakistan: A time series analysis. Journal of Rail Transport Planning & Management, 100176.
• Kustepeli, Y. & Gulcan, Y. & Akgungor, S. (2012). Transportation infrastructure investment, growth and International trade in Turkey. Appl. Econ, 44 (20): 2619-2629.
• Lakshmanan, T. R. (2007). The wider economic benefits of transportation: an overview (No. 2007/8). OECD Publishing.
• Lean, H.H. & Smyth, R. (2010). Co2 emissions, electricity consumption and output in ASEAN. Appl. Energy, 87 (6): 1858-1864.
• Lee, J. W. (2013). The contribution of foreign direct investment to clean energy use, carbon emissions and economic growth. Energy Policy, 55, 483-489.
• Lesley, W. & Chijioke, O. (2013). The Green Economy and the BRICS Countries: Bringing Them Together. Economic Diplomacy Programme. Occasional paper, (170), 54.
• Liddle, B. & Lung, S. (2013). The long-run causal relationship between transport energy consumption and GDP: evidence from heterogeneous panel methods robust to cross-sectional dependence. Econ. Lett. 121 (3): 524-527.
• Listiono, L. (2018). The relationship between transport, economic growth and environmental degradation for ninety countries. Sustinere: Journal of Environment and Sustainability, 2(1): 11-23.
• Lv, Z. & Xu, T. (2019). Trade openness, urbanization and Co2 emissions: Dynamic panel data analysis of middle-income countries. The Journal of International Trade & Economic Development, 28(3): 317-330.
• Maparu, T. S. & Mazumder, T. N. (2017). Transport infrastructure, economic development and urbanization in India (1990–2011): Is there any causal relationship?. Transportation research part A: policy and practice, 100, 319-336.
• McCann, P. (2005). Transport costs and new economic geography. Journal of Economic Geography, 5(3): 305-318.
• Mirzaei, M., & Bekri, M. (2017). Energy consumption and Co2 emissions in Iran, 2025. Environmental research, 154, 345-351.
• Muhammad, B. & Khan, S. (2019). Effect of bilateral FDI, energy consumption, Co2 emission and capital on economic growth of Asia countries. Energy Reports, 5, 1305-1315.
• Munir, Q. & Lean, H. H. & Smyth, R. (2020). Co2 emissions, energy consumption and economic growth in the ASEAN-5 countries: A cross-sectional dependence approach. Energy Economics, 85, 104571.
• Nasreen, S. & Mbarek, M. B. & Atiq-ur-Rehman, M. (2020). Long-run causal relationship between economic growth, transport energy consumption and environmental quality in Asian countries: Evidence from heterogeneous panel methods. Energy, 192, 116628.
• Pao, H. T.& Yu, H. C. & Yang, Y. H. (2011). Modeling the Co2 emissions, energy use, and economic growth in Russia. Energy, 36(8): 5094-5100.
• Phang, S. (2003). Strategic development of airport and rail infrastructure: the case of Singapore. Transport Policy, 10, 27-33.
• Pradhan, R.P. & Bagchi, T.P. (2013). Effect of transportation infrastructure on economic growth in India: the VECM approach. Res. Transp. Econ. 38 (1): 139-148.
• Raghuram, G. & Babu, M. R. (1999). Alternate means of financing railways. Vikalpa, 24(1): 13-26.
• Rehermann, F. & Pablo-Romero, M. (2018). Economic growth and transport energy consumption in the Latin American and Caribbean countries. Energy Policy, 122, 518-527.
• Romer, P. M. (1994). The origins of endogenous growth. Journal of Economic perspectives, 8(1): 3-22.
• Saboori, B. & Sulaiman, J. & Mohd, S. (2012). Economic growth and Co2 emissions in Malaysia: a cointegration analysis of the environmental Kuznets curve. Energy policy, 51, 184-191.
• Short, J. & Kopp, A. (2005). Transport Infrastructure: investment and planning policy and research aspects. Transport Policy, 12, 360-367.
• Song, Y. & Zhang, M. & Shan, C. (2019). Research on the decoupling trend and mitigation potential of Co2 emissions from China's transport sector. Energy, 183, 837-843.
• Stern, N. & Stern, N. H. (2007). The economics of climate change: the Stern review. cambridge University press.
• Tervo, H. (2009). Centres and peripheries in Finland: Granger causality tests using panel data. Spat. Econ. Anal. 4 (4): 377-390.
• Tong, T. & Yu, T. E. (2018). Transportation and economic growth in China: A heterogeneous panel cointegration and causality analysis. Journal of Transport Geography, 73, 120-130.
• Wang, E. C. (2002). Public infrastructure and economic growth: a new approach applied to East Asian Economies. Journal of Policy Modelling, 24, 411-435.
• Wang, Y.& Zhang, C.& Lu, A. & Li, L. & He, Y.& ToJo, J. & Zhu, X. (2017). A disaggregated analysis of the environmental Kuznets curve for industrial emissions in China. Applied Energy, 190, 172-180.
• Wang, Z.H.& Yin, F.C.&  Zhang, Y.X.& Zhang, X. (2012). An empirical research on the influencing factors of regional Co2 emissions: evidence from Beijing city, China. Appl. Energy 100, 227–284.
• Wasti, S. K. A. & Zaidi, S. W. (2020). An empirical investigation between Co2 emission, energy consumption, trade liberalization and economic growth: A case of Kuwait. Journal of Building Engineering, 28, 101104.