第五届中国经济学年会 投稿论文
研究领域：资源与环境经济学
长三角地区环境库兹涅茨曲线的实证检验
耿强 蔡琦玮
长三角地区环境库兹涅茨曲线的实证检验
耿强 蔡琦玮
【内容摘要】随着人均收入的增长，环境质量将经历一个先恶化再改善的过
程，这种倒 U 型的关系被称之为环境库兹涅茨曲线。本文旨在估计长三角地区
的环境库兹涅茨曲线，检验长三角地区经济成长与环境质量的关系。笔者通过构
建数理模型和实证检验发现，长三角地区的环境库兹涅茨曲线不同于以往的倒
U 型形状而呈现出 N 型，环境的质量有经过改善后再次恶化的倾向。这说明对
环境破坏问题的解决不能仅仅依赖于经济增长本身，经济系统中的拐点不会自发
产生，需要采取积极的政策措施，主动协调环境和增长的关系。
【关键词】环境库兹涅茨曲线（EKC） 长三角地区 和谐社会
一、引 言
关于经济增长与环境质量之间关系的研究，一直是经济学理论界的一个重要
课题。20 世纪 90 年代以来，SPM 、SO2、、NOx 和 CO2 等污染物的排放造成了
严重的环境后果，再次引发了对可持续发展中经济与环境关系的探讨。环境库兹
涅茨曲线（EKC）成为目前研究的重心，以人均收入代表经济发展水平作为横轴，
以排污量代表环境退化水平作为纵轴，可以看出随着人均收入水平的提高而上升，
然后在收入达到一定水平时，排污量随着人均收入的进一步提高而降低，说明经
济发展引起环境质量的提高，使发展对资源的压力下降。
EKC 出现的基础并不唯一依赖于人均 GDP 的高低，而在于收入增长背后一
系列的重大转变，寻找这种背后的原因至关重要。当前研究的重点主要是对环境
里兹涅茨曲线形成的原因和机理进行研究。经济学家一般从规模效应、结构效应
和技术效应展开分析。一部分学者认为在经济增长结构中，经济结构的升级调整
会导致 EKC 的产生。当经济发展经历低级阶段、快速发展阶段和高级阶段，产
业结构会由农业升级到污染程度高的工业，最后转向信息密集型的产业，导致环
境改善（Stern，2004）这属于结构效应；有的学者认为经济发展到一定的阶段
就突破了门槛，如低于一定的经济水平时，只能采用污染程度高的技术，一旦经
济跨越发展的门槛，就可以采用清洁的技术，这属于技术效应（Stokey，1998；
Jones & Manuelli，1995）。还有学者将 EKC 归因于需求因素，即随着人均收入
水平的提高，人们增加了对洁净环境的需求（Lopez，1994）。Andreoni 和 Levinson
（2001）则认为规模效应的存在是 EKC 成立的关键所在，在单部门静态模型中，
只要污染治理活动是规模效益递增的，就可以在技术上推导出 EKC。Suri 和
Chapman（1998）则把进口和出口的工业制成品分别占本国生产的工业制成品的
比重纳入了 EKC 的分析框架——较低的排放对应着工业制成品进口的增长，较
高的排放对应出口的增长。结果显示贸易与环境质量的演进之间相关性很强，可
以有效地预测环境质量的演进。
另一方面，大量的研究文献集中在 EKC 的实证研究方面。Grossman 和
Krueger（1993）首次利用包含时间趋势、人口密度和地理位置等解释变量的简
化方程分析，发现人均收入与环境退化之间存在一个倒 U 型的关系，并且当一
国人均 GDP 达到 4000-5000 美元（针对 SO2 的分析）的转折点时，经济增长趋
向于减轻环境压力。继 Grossman 和 Krueger 之后，有许多后续的实证研究都表
明大多数的环境质量指标与人均收入之间的确存在一种倒 U 型的关系。Shafic
（1994）发现安全饮水和卫生状况随着人均收入的提高而持续改善，对于悬浮颗
粒物和二氧化硫则先恶化而后改善，但固体废弃物和二氧化碳排放量随经济的增
长呈现持续恶化现象。Selden 和 Song（1994）考察了四种重要的空气污染物（即
二氧化硫、二氧化碳、氮氧化物和悬浮颗粒物）排放问题，发现他们与收入之间
存在着倒 U 型的关系。Xepapadeas 和 Amri（1995）证实大气中的二氧化硫浓度
也存在着同样的结论。
国内方面，范金（2002）以我国 81 个大中城市 1995-1997 年度氮氧化物、
二氧化硫、总悬浮颗粒物浓度和年人均降尘量的面板数据对 EKC 进行分析研究，
发现除了氮氧化物浓度之外，其余污染物与收入确实存在倒 U 型的关系，但二
氧化硫和总悬浮颗粒物的转折点处于几乎不可能达到的高收入水平上。陆虹
（2000）考察了我国人均 GDP 和人均二氧化碳排放量的关系，通过插值法扩展
数据和利用状态空间模型分析，表明人均 GDP 和人均二氧化碳排放量的当前值
和前期值之间存在交互影响作用，而不是呈简单的倒 U 型关系。陈华文和刘康
兵（2004）应用上海市环保局的空气质量数据，对相关指标进行验证，认为上海
市存在着库兹涅茨的倒 U 型曲线。
从目前实证研究的普遍结果来看，倒 U 型的 EKC 是发达国家和新兴工业化
国家在工业化时期所普遍适用的，如美国、西欧、日本和韩国、新加坡、香港等。
上述分析均采用跨国的面板数据或横截面数据，而对一国或地区的实证研究并不
多见，研究中国具体地区的 EKC 的检验是实证和理论研究中较少出现的一部分。
因此还不能确定经济增长与环境之间的这种倒 U 型关系是否对中国和某一地区
都适用。本文采用长三角地区（上海、江苏和浙江）1990-2002 年度有关的环境
指标数据，进行了人均收入和环境质量之间的系统性分析，并通过一系列统计检
验，选取对经验数据拟合最优的模型作为回归结果。笔者在对长三角地区的工业
化进程中的生态环境变迁状况进行计量分析时，发现了一种新型的 N 型的 EKC。
同时根据柯布道格拉斯生产函数来考察各种工业污染物对经济增长的影响。本文
第二部分给出了研究 EKC 的模型和相关数据来源，第三部分分析所采用的环境
质量指标和有关的解释变量，以及回归分析，第四部依据经验研究得到的结论和
政策建议。
二、环境质量与经济增长：理论分析
关于环境与经济增长的理论分析以及作用机制的研究，我们首先借用
Copeland 和 Taylor(1994)的方法来进行分析。Copeland 和 Taylor(1994)通过定义
整个经济系统的动态优化过程，建立模型来证明库兹涅茨曲线的结论。本模型的
设计沿用 Copeland 和 Taylor(1994)的方法。假定经济系统内有两个部门：生产部
门和污染治理部门，只有一种产出，无国际贸易。生产部门投入有效劳动 BL 和
有效资本 K，总产出 F(K,BL),其中一部分 FA 用于治理污染，那么θ=FA/ F 是治
理污染的投入比重。污染存量 X 的增加量应为本期经济系统内产生的总污染量
减去自然界降解的污染物。生产部门排放的污染与总产出 F 有关。考虑整个经济
系统内的动态优化过程：
，其中 0＜α＜1，0＜θ＜1)1()()1)(,(
1 BLKBLKFY
（1）
式中 F 为产出，K 为物质资本，BL 为有效劳动，储蓄率 s 外生给定，δ为折
旧率，n 为人口增长率，g 为生产过程中的技术进步率。B 为技术存量， 为污
染排放量， 为单位产出的污染排放量，X 为污染存量，η为自然界的污染降
解速度。上述动态化的过程分别反映最终产品产量，资本存量的持续变化，劳动
力增长率为 n，生产过程中的技术进步率为 g，以及污染存量的持续变化。最核
心的是污染排放量的函数，它反映污染存量的变化，不同的模型对 有不同的
设定。新古典经济的分析框架有两个基本的模型：Green Solow 模型和 Stokey 模
型，Green Solow 模型和 Stokey 模型的不同之处在于前者保持污染治理的投入比
重θ不变，而同时存在着产品生产和污染治理过程中的技术进步，分别为 g 和 gA
(gA＞0)，gA 外生给定；后者认为随着经纪增长，污染治理的投入比重θ会发生
变动，但 gA =0
（1）Green Solow 模型
由 Green Solow 模型的假设条件可知资本存量和劳动力存量的变化分别为
那么 (2)
当 t＝0 时，X＝0 环境尚未被污染，当 K＜K＊时， /X 急剧增加，这时污
染的排放率要大于自然界的降解能力η，这时处于 EKC 曲线的上升部分；当 K＞
K＊时，环境的自净能力恢复，处于 EKC 曲线的下降部分。
（2）Stokey 模型
当污染排放量的降低依赖于日益增加的污染治理投入比重θ，而污染治理部
门有没有发生技术进步时，我们就引入了 Stokey 模型的污染排放量函数。该模
型关键之处在于对人们偏好的假设上：人们对环境质量的收入需求弹性大，于是
人们在收入增加的情况下，会要求政府采取更为严厉的环境政策，即θ增加，这
样就能推导出 EKC 曲线。
同样采用 Copeland 和 Taylor(1994)的函数形式
KgnsYK )(
.
nLL
.
gBB
.
)(eFE
XEX
.
E
)(e
)(e
KgnsYK )()1(
.
XkfgngCX A )()exp(0
.
XkfgngCXX A /)()exp(0
.
X
（β＞1） （3）
通过计算，得出 GE/Y＜0，即单位产品的污染量增长率小于 0，这意味着 t+1
时点的单位产品的污染量要小于 t 时点的单位产品的污染量，隐含的意思就是倒
U 型的 EKC。
三、计量模型设定及相关数据说明
按照倒 U 型 EKC 理论，我们分别考察了上海、江苏和浙江三地的工业废水
排放量、工业废气排放量和工业固体废弃物产生量的数据。从统计数据来看，
倒 U 型的 EKC 特征并不明显。除了上海和江苏两省的废水排放量随着人均 GDP
增加而减少，其他的散点图都呈 N 型，即一组倒 U 型和 U 型两段曲线组成的
EKC。
一般来说，倒 U 型的 EKC 的基本函数有三种形式：二次函数型（Selden&
Song，1994），三次函数型（Grossman & Krueger，1995），以及将二次函数、三
次函数与对数形式相结合的模型（Shafic & Bandyopadlyay，1992）。笔者利用
1990-2002 年各种时间序列进行估算的结果表明，采用二次函数型回归分析的拟
合度和 F 检验均十分不理想。因此根据图形存在拐点的形状，本文回归模型采用
三次方项的简化型函数形式，以下式作为基本的函数形式：
模型 1：
（4）
（5）
（6）
模型 2：
(7)
其中 i 表示各省份，t 表示时间。函数（4）—（6）是模型 1 的污染函数。
WATER,GAS, WASTE 分别是工业废水排放量和工业废气排放量以及工业固体
废弃物产生量。 分别代表不同的地区效应，Y 是人均 GDP。 为影响环
境质量的其他变量构成的向量，如在本文中包括人口（P），第二产业占国内生产
)1()( FeFE
itititititit XYYYWATER
3
3
2
210 )(ln)(lnlnln
itititititit XYYYGAS
3
3
2
210 )(ln)(lnlnln
itititititit XYYYWASTE
3
3
2
210 )(ln)(lnlnln
ititititit
itititititit
RHGL
KFIWASTEGASWATERY
9876
543210
lnlnln
lnlnlnlnlnln
,, itX
总值的比重（TWO）和人均外商直接投资（FDI）其中人口对应规模效应，而第
二产业占国内生产总值的比重对应的是结构效应，人均外商直接投资代表该地区
的开放度。模型 2 即式（7）是柯布道格拉斯生产函数，解释变量包括各种污染
物，外商直接投资（FI）资本（K）劳动力（L）政府支出（G）以及人力资本
（H）人均铺装道路（R），这些因素对最终产出会有不同的影响，它们代表个地
区的要素的投入，是模型中的控制变量，表明要素投入对经济增长的贡献。
上海、江苏和浙江三地的数据源于 1991-2003 的《中国城市统计年鉴》、《上
海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》和《中国统计年鉴》。其中资
本指标通过当年全社会固定资产投资来表示，劳动力采用的是就业人员占总人口
的比重，人均资本比重（H）以高等院校在校学生数占人口比重来解释（具体的
变量统计指标见附表）
四、实证分析结果
采取面板数据的线性回归时，考虑到污染方程中的外生因素，我们进行首先
进行 Hausman 检验，发现其 P 值小于 1%，说明通过显著性检验。又因为我们的
数据涉及不同时间三地各种污染物的量，所以要考虑数据的平稳性问题。经由
ADF 和 Phillips-Perron 检验，发现工业废水排放量数据及其取对数后的值在 10%
的显著性水平上都是平稳的，因此不必进行差分分析。而工业废气和工业固体废
弃物数据水平面不平稳，需要进行差分估计。检验表明他们在 10%的水平上存在
一阶自相关，因此我们采用 AR(1)的 GLS 回归方法进行分析。
计量模型检验结果显示（具体结果见附表），污染方程中的所有变量都通过
了显著性检验。收入水平的确是影响环境质量的一个决定因素，人口和第二产业
占国内生产总值比中均在 1%或 10%的显著性水平上是显著的，两个因素对污染
的都有正向影响，然而用于反映开放程度的外商直接投资在统计上均不显著。对
于各种工业污染物的实证分析来看，人均 GDP 与工业废水排放量之间并未表现
为倒 U 型的 EKC 形状，而是由倒 U 型和 U 型两组曲线构成类似 N 型曲线，工
业废水排放量经过一段时间下降，又出现了反复。这与长三角地区的情况相当吻
合，在加强对淮河等河流进行污染整治时，水质改善，等到整治活动结束后，污
染情况又开始加重。对工业废气和工业固体废弃物的拟合，同工业废水的系数类
似，也是呈 N 型。
这条先是倒 U 型而后 U 型组成的波浪式的 EKC 不同于发达国家工业化过
程中的 EKC，这条曲线的发现是一个非常有意义的发现。其理论意义在于随着
人均收入水平的提高，污染量和人均污染量并非必然经历一段时间的上升后逐渐
下降，还会出现反复，即环境与经济协调发展的结果不会自然而然的实现，而要
靠积极地人为努力。
在模型 2 的分析中，人均外商直接投资和资本的自然对数值均通过了 1%水
平显著性检验，劳动力和人力资本的对数值通过 10%显著性水平的检验。工业废
气和工业固体废弃物与人均收入对数值呈正相关关系，但都没有通过统计检验。
这说明长三角地区尚未达到 EKC 的下降段，污染还有加重的趋势。值得注意的
是，工业废水在随机效应和固定效应地分析结果中，它的系数估计值始终维持在
左右。该弹性系数表明，在长三角地区的工业废水排放量相对于当年经济规
模的比例每增加 1%，相应的人均 GDP 就减少 %。作为一个污染严重的地区，
应该大力整治河流污染问题。
五、结论和政策建议
本文以目前中国经济最为发达的区域——长江三角洲地区为例，对环境质量
与经济增长之间的关系进行了较为系统的分析。文章通过数理模型和实证检验发
现，长三角地区的环境污染与经济增长之间呈现一种新型的 N 型 EKC 特征，环
境质量随着经济总量的快速提高而波浪式的不断恶化，不同于以往的经典理论中
倒 U 型的形状。
1、中国长三角地区经济高速增长时期的环境变迁不同于发达国家和新兴工
业化国家工业化时期的特征。环境质量有一段时间的改善后，又趋于恶化。这与
长三角地区在经济发的高速增长过程中对环境保护不够重视是密切相关的。根据
发达国家的经验，一个国家在经济高速发展的时期，环保投入要占到国内生产总
值的 1%%才能有效控制住环境污染，超过 3%才能使环境质量明显改善。但
我国的污染治理投资比重一直偏低，同国际水平相比，相差很大。长三角地区的
环境治理投入也不高，上海市政府在《关于加强本市环境保护和建设若干问题的
决定》中指出，确保环境投入占国内生产总值 3%以上，而浙江省 2001-2010 年
的污染治理资金采取国家规划的下限值 %，这明显是偏低的财政预算。另外
长三角地区的经济发达，市场规模大，但是矿产资源比较贫乏，有限的土地和自
然资源养育较多数量的人口并支撑庞大的经济体系，使得生态系统超负荷运转。
2、倒 U 型的 EKC 这一分析工具不能盲目套用，需要具体问题具体分析。
认为环境质量会随着经济的发展而自发改善肯定不是最优的选择，环境质量改善
的中段可能要花很长时间才能越过，未来经济较高增长和更清洁的环境的限制难
以抵消现实环境的破坏成本。如果环境退化超过一定的生态阀值，环境退化就变
得不可逆了。EKC 不能成为“先污染，后治理”的借口，需要在促进经济增长的
同时，也要关注环境问题，从而达到两者和谐发展的状态。
3、实证分析结果来看，工业污染物的增长与经济增长率之间表现为较为显
著的正相关关系。正体现出中国一直以来粗放式的增长模式，为了实现环境与经
济快速发展的和谐兼顾，一定要采取措施控制污染，保护自然环境，减少工业污
染，实现集约化的增长模式。
参考文献：
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19． 陈东，王良健：“环境库兹涅茨曲线研究综述”，《经济学动态》2005
年第 3 期。
20． 沈满洪，许云华：“一种新型的环境库兹涅茨曲线——浙江省工业化
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期。
附表 1：各指标的统计量
变量 含义 平均值 标准差 最小值 最大值 数据来源
Water（万吨） 工 业 废 水 排
放量
64857 271029
Gas（标亿立
方米）
工 业 废 气 排
放量
2595 14286
Waste（万吨） 工 业 固 体 废
弃物产生量
847 3796
Y（元/人） 人均 GDP 2109 40646
Pop(万人) 年末总人口
中国统计年鉴
Two(%) 第二产业占
GDP 的比重
上海、江苏浙江历
年统计年鉴
Trp(万人次) 公 交 车 乘 客
人次
56046 610168
rjfi(美元) 人 均 外 商 直
接投资
Rjk（元） 人 均 固 定 资
产投资
L(%) 就业比率
Rjg(元) 人 均 政 府 财
政支出
R(平方米) 人 均 铺 装 道
路
H （ 千 分 之
一）
高 等 学 校 在
小 学 生 数 占
总人口比重
中国城市统计年鉴
附表 2 ：模型 1 中工业废水、工业废气以及固体废弃物的随机效应 GLS 回归
Lnwater
(2-1)
Lnwater
(2-2)
Lngas
(3-1)
Lngas
(3-2)
Lnwaste
(4-1)
Lnwaste
(4-2)
Const ***
()
***
（）
***
（）
***
( )
*
()
*
()
Lny ***
()
***
()
***
()
***
()
*
()
*
()
Ln2y ***
()
***
()
***
()
***
()
.8912392*
(.8945273)
.866069*
(.8974463)
Ln3y ***
(.0543684 )
***
（.0535341）
***
(.0390688)
***
(.0387429)
*
(.0328593)
*
(.0329879)
Pop .0001633***
(.0000182)
.0001632***
（.0000178）
.0001354***
（.00002040
.0001357***
( .0000207)
.0001974***
(.0000277)
.0001975***
(.0000305)
Fdi -06
(.0005614)
(.0002453)
(.0003181)
Two .0392917***
(.0086974)
.0392911***
（.0085645）
.021222*
(.0092688)
.0215844*
(.0092496)
.0189247***
(.0062062)
.0179746***
(.0062792)
R2
N 234 234 234 234 234 234
注：①本文的计量检验全部采用 stata 软件完成。表中括号内数值为该系数的 t 统计量
①*表示在 10%水平上显著，**表示在 5%水平上显著，***表示在 1%水平上显著
附表 3：模型 2 的随机效应分析结果
LnY
(5-1)
Lny
(5-2)
Lny
(5-3)
Lny
(5-4)
const ***
()
***
()
（）
***
（）
lnwater ***
(.1862278)
***
(.1555174)
***
(.1522831)
***
（.1090198）
lngas .330172*
(.2049339)
.3035464*
(.1996459)
.3390308***
(.1321951)
.3190238***
（.128178）
lnwaste .0119338
(.2084391)
.021096
(.2062841)
lnfdi .2335371***
(.0451835 )
.234728***
(.0447737)
.2348075***
(.0387215)
.2369938***
（.0383013）
lnk .2144717***
(.0679562)
.2030381***
(.0653878)
.2132656***
(.0635613)
.2007919***
(.0606289)
lnl ***
(.0520029)
***
(.0464456)
***
(.0465262)
***
（.0412328）
lng
(.1108879)
（.1088727）
lnh .2438178**
(.1218892)
.1716726***
(.0635181)
.2441271***
(.11979590
.1715558***
（.0625182）
AdjR2
Wald-chiz
附表 4：模型 2 的固定效应分析结果
LnY
(6-1)
LnY
(6-2)
Lny
(6-3)
Lny
(6-4)
const ***
（）
***
（）
***
（）
***
（）
lnwater ***
（.1882497）
***
（.1556221）
***
（.1482437）
***
（.184907）
lngas .1921876
（.2255185）
.1706771
（.2166758）
.2883619
（.1967177）
lnwaste .4061709
（.4600155）
.4486168
（.4427253）
lnfdi .2195175***
（.0460639）
.2196454***
（.0454084）
.2264701***
（.0434382）
.2319628***
（.0436875）
lnk .1884411***
（.0725475）
.1792657**
（.0682956）
.213244***
（.0664037）
.2005205***
（.0709746）
lnl *
（.0609318）
**
（.0572501）
***
（.0550025）
*
（.0606962）
lng
（.1132106）
（.1101052）
lnh .2962621*
（.1894691）
.2479711*
（.1497042）
.4216719***
（.1128054）
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（.1721194）
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作者简介：
耿强，经济学博士，男，汉族，江苏东海人，南京大学商学院经济学系教师。
研究方向：宏观经济理论及应用。曾在《中国社会科学》、《金融研究》等重点核心期刊
发表学术论文数篇，以主要成员身份参加国家级课题多项。
蔡琦伟，南京大学商学院硕士研究生，女，汉族，安徽蒙城人。
