长三角地区环境库兹涅茨曲线的实证检验

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1、第五届中国经济学年会 投稿论文研究领域：资源与与环境经经济学长三角地区区环境库库兹涅茨茨曲线的的实证检检验耿强蔡蔡琦玮长三角地区区环境库库兹涅茨茨曲线的的实证检检验耿强蔡蔡琦玮【内容摘要要】随着着人均收收入的增增长，环环境质量量将经历历一个先先恶化再再改善的的过程，这这种倒UU型的关关系被称称之为环环境库兹兹涅茨曲曲线。本本文旨在在估计长长三角地地区的环环境库兹兹涅茨曲曲线，检检验长三三角地区区经济成成长与环环境质量量的关系系。笔者者通过构构建数理理模型和和实证检检验发现现，长三三角地区区的环境境库兹涅涅茨曲线线不同于于以往的的倒U型型形状而而呈现出出N型，环环境的质质量有经经过改善善后再次次

2、恶化的的倾向。这这说明对对环境破破坏问题题的解决决不能仅仅仅依赖赖于经济济增长本本身，经经济系统统中的拐拐点不会会自发产产生，需需要采取取积极的的政策措措施，主主动协调调环境和和增长的的关系。【关键词】环境库兹涅茨曲线（EKC） 长三角地区 和谐社会一、引 言言关于经济增增长与环环境质量量之间关关系的研研究，一一直是经经济学理理论界的的一个重重要课题题。200世纪990年代代以来，SSPM 、SOO2、NNOx和COO2等污染染物的排排放造成成了严重重的环境境后果，再再次引发发了对可可持续发发展中经经济与环环境关系系的探讨讨。环境境库兹涅涅茨曲线线（EKKC）成成为目前前研究的的重心，以以人均

3、收收入代表表经济发发展水平平作为横横轴，以以排污量量代表环环境退化化水平作作为纵轴轴，可以以看出随随着人均均收入水水平的提提高而上上升，然然后在收收入达到到一定水水平时，排排污量随随着人均均收入的的进一步步提高而而降低，说说明经济济发展引引起环境境质量的的提高，使使发展对对资源的的压力下下降。EKC出现现的基础础并不唯唯一依赖赖于人均均GDPP的高低低，而在在于收入入增长背背后一系系列的重重大转变变，寻找找这种背背后的原原因至关关重要。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

4、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E

5、KC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，大大量的研研究文献献集中在在EKCC的实证证研究方方面。GGrosssmaan和KKrueegerr（19993）首首次利用用包含时时间趋势势、人口口密度和和地理位位置等解解释变量量的简化化方程分分析，发发现人均均收入与与环境退退化之

6、间间存在一一个倒UU型的关关系，并并且当一一国人均均GDPP达到440000-50000美美元（针针对SOO2的分析析）的转转折点时时，经济济增长趋趋向于减减轻环境境压力。继继Groossmman和和Kruuegeer之后后，有许许多后续续的实证证研究都都表明大大多数的的环境质质量指标标与人均均收入之之间的确确存在一一种倒UU型的关关系。SShaffic（119944）发现现安全饮饮水和卫卫生状况况随着人人均收入入的提高高而持续续改善，对对于悬浮浮颗粒物物和二氧氧化硫则则先恶化化而后改改善，但但固体废废弃物和和二氧化化碳排放放量随经经济的增增长呈现现持续恶恶化现象象。Seeldeen和SSon

7、gg（19994）考考察了四四种重要要的空气气污染物物（即二二氧化硫硫、二氧氧化碳、氮氮氧化物物和悬浮浮颗粒物物）排放放问题，发发现他们们与收入入之间存存在着倒倒U型的的关系。XXepaapaddeass和Ammri（119955）证实实大气中中的二氧氧化硫浓浓度也存存在着同同样的结结论。国内方面，范范金（220022）以我我国811个大中中城市119955-19997年年度氮氧氧化物、二二氧化硫硫、总悬悬浮颗粒粒物浓度度和年人人均降尘尘量的面面板数据据对EKKC进行行分析研研究，发发现除了了氮氧化化物浓度度之外，其其余污染染物与收收入确实实存在倒倒U型的的关系，但但二氧化化硫和总总悬浮颗颗粒

8、物的的转折点点处于几几乎不可可能达到到的高收收入水平平上。陆陆虹（220000）考察察了我国国人均GGDP和和人均二二氧化碳碳排放量量的关系系，通过过插值法法扩展数数据和利利用状态态空间模模型分析析，表明明人均GGDP和和人均二二氧化碳碳排放量量的当前前值和前前期值之之间存在在交互影影响作用用，而不不是呈简简单的倒倒U型关关系。陈陈华文和和刘康兵兵（20004）应应用上海海市环保保局的空空气质量量数据，对对相关指指标进行行验证，认认为上海海市存在在着库兹兹涅茨的的倒U型型曲线。从目前实证证研究的的普遍结结果来看看，倒UU型的EEKC是是发达国国家和新新兴工业业化国家家在工业业化时期期所普遍遍适

9、用的的，如美美国、西西欧、日日本和韩韩国、新新加坡、香香港等。上上述分析析均采用用跨国的的面板数数据或横横截面数数据，而而对一国国或地区区的实证证研究并并不多见见，研究究中国具具体地区区的EKKC的检检验是实实证和理理论研究究中较少少出现的的一部分分。因此此还不能能确定经经济增长长与环境境之间的的这种倒倒U型关关系是否否对中国国和某一一地区都都适用。本本文采用用长三角角地区（上上海、江江苏和浙浙江）119900-20002年年度有关关的环境境指标数数据，进进行了人人均收入入和环境境质量之之间的系系统性分分析，并并通过一一系列统统计检验验，选取取对经验验数据拟拟合最优优的模型型作为回回归结果果。

10、笔者者在对长长三角地地区的工工业化进进程中的的生态环环境变迁迁状况进进行计量量分析时时，发现现了一种种新型的的N型的的EKCC。同时时根据柯柯布道格格拉斯生生产函数数来考察察各种工工业污染染物对经经济增长长的影响响。本文文第二部部分给出出了研究究EKCC的模型型和相关关数据来来源，第第三部分分分析所所采用的的环境质质量指标标和有关关的解释释变量，以以及回归归分析，第第四部依依据经验验研究得得到的结结论和政政策建议议。二、环境质质量与经经济增长长：理论论分析关于环境与与经济增增长的理理论分析析以及作作用机制制的研究究，我们们首先借借用Coopellandd和Taayloor(119944)的方方

11、法来进进行分析析。Coopellandd和Taayloor(119944)通过过定义整整个经济济系统的的动态优优化过程程，建立立模型来来证明库库兹涅茨茨曲线的的结论。本本模型的的设计沿沿用Coopellandd和Taayloor(119944)的方方法。假假定经济济系统内内有两个个部门：生产部部门和污污染治理理部门，只只有一种种产出，无无国际贸贸易。生生产部门门投入有有效劳动动BL和和有效资资本K，总总产出FF(K,BL),其中中一部分分FA用用于治理理污染，那那么=FAA/ FF是治理理污染的的投入比比重。污污染存量量X的增增加量应应为本期期经济系系统内产产生的总总污染量量减去自自然界降降解

12、的污污染物。生生产部门门排放的的污染与与总产出出F有关关。考虑虑整个经经济系统统内的动动态优化化过程： ，其中001，001 （1）式中F为产产出，KK为物质质资本，BBL为有有效劳动动，储蓄蓄率s外外生给定定，为折旧旧率，nn为人口口增长率率，g为为生产过过程中的的技术进进步率。BB为技术术存量，为污染排放量，为单位产出的污染排放量，X为污染存量，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

13、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 (gA0)，gA外生给定；后者认为随着经纪增长，污染治理的投入比重会发生变动，但gA =0（1）Grreenn Sooloww模型由Greeen SSoloow模型型的假设设条件可可知资本本存量和和劳动力力存量的的变化分分别为那么 (2)当t0时时，X0环境境尚未被被污染，当当KKK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，这时处于EKC曲线的上升部分；当KK时，

14、环境的自净能力恢复，处于EKC曲线的下降部分。（2）Sttokeey模型型当污染排放放量的降降低依赖赖于日益益增加的的污染治治理投入入比重，而污污染治理理部门有有没有发发生技术术进步时时，我们们就引入入了Sttokeey模型型的污染染排放量量函数。该该模型关关键之处处在于对对人们偏偏好的假假设上：人们对对环境质质量的收收入需求求弹性大大，于是是人们在在收入增增加的情情况下，会会要求政政府采取取更为严严厉的环环境政策策，即增加，这这样就能能推导出出EKCC曲线。同样采用CCopeelannd和TTayllor(19994)的的函数形形式 （1） （33）通过计算，得得出GEE/Y0，即即单位产产

15、品的污污染量增增长率小小于0，这这意味着着t+11时点的的单位产产品的污污染量要要小于tt时点的的单位产产品的污污染量，隐隐含的意意思就是是倒U型型的EKKC。三、计量模模型设定定及相关关数据说说明按照倒U型型EKCC理论，我我们分别别考察了了上海、江江苏和浙浙江三地地的工业业废水排排放量、工工业废气气排放量量和工业业固体废废弃物产产生量的的数据。从从统计数数据来看看，倒UU型的EEKC特特征并不不明显。除除了上海海和江苏苏两省的的废水排排放量随随着人均均GDPP增加而而减少，其其他的散散点图都都呈N型型，即一一组倒UU型和UU型两段段曲线组组成的EEKC。一般来说，倒倒U型的的EKCC的基本

16、本函数有有三种形形式：二二次函数数型（SSeldden& Soong，119944），三三次函数数型（GGrosssmaan & Krruegger，119955），以以及将二二次函数数、三次次函数与与对数形形式相结结合的模模型（SShaffic & BBanddyoppadllyayy，19992）。笔笔者利用用19990-220022年各种种时间序序列进行行估算的的结果表表明，采采用二次次函数型型回归分分析的拟拟合度和和F检验验均十分分不理想想。因此此根据图图形存在在拐点的的形状，本本文回归归模型采采用三次次方项的的简化型型函数形形式，以以下式作作为基本本的函数数形式： 模型1： （44）

17、 （55） （6）模型2：(7)其中i表示示各省份份，t表表示时间间。函数数（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

18、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、江苏苏和浙江江三地的的数据源源于19991-20003的中中国城市市统计年年鉴、上上海统计计年鉴、江江苏统计计年鉴、浙浙江统计计年鉴和和中国国统计年年鉴。其其中资本本指标通通过当年年全社会会固定资资产投资资来表示示，劳动动力采用用的是就就业人员员占总人人口的比比重，人人均资本本比重（HH）以高高等院校校在校学学生数占占人口比比重来解解释（具具体的变变量统计计指标见见附表）四、实证分分析结果果采取面板数数据的线线性回归归时，考考虑到污污染方程程中

19、的外外生因素素，我们们进行首首先进行行Hauusmaan检验验，发现现其P值值小于11%，说说明通过过显著性性检验。又又因为我我们的数数据涉及及不同时时间三地地各种污污染物的的量，所所以要考考虑数据据的平稳稳性问题题。经由由ADFF和Phhilllipss-Peerroon检验验，发现现工业废废水排放放量数据据及其取取对数后后的值在在10%的显著著性水平平上都是是平稳的的，因此此不必进进行差分分分析。而而工业废废气和工工业固体体废弃物物数据水水平面不不平稳，需需要进行行差分估估计。检检验表明明他们在在10%的水平平上存在在一阶自自相关，因因此我们们采用AAR(11)的GGLS回回归方法法进行分

20、分析。计量模型检检验结果果显示（具具体结果果见附表表），污污染方程程中的所所有变量量都通过过了显著著性检验验。收入入水平的的确是影影响环境境质量的的一个决决定因素素，人口口和第二二产业占占国内生生产总值值比中均均在1%或100%的显显著性水水平上是是显著的的，两个个因素对对污染的的都有正正向影响响，然而而用于反反映开放放程度的的外商直直接投资资在统计计上均不不显著。对对于各种种工业污污染物的的实证分分析来看看，人均均GDPP与工业业废水排排放量之之间并未未表现为为倒U型型的EKKC形状状，而是是由倒UU型和UU型两组组曲线构构成类似似N型曲曲线，工工业废水水排放量量经过一一段时间间下降，又又出

21、现了了反复。这这与长三三角地区区的情况况相当吻吻合，在在加强对对淮河等等河流进进行污染染整治时时，水质质改善，等等到整治治活动结结束后，污污染情况况又开始始加重。对对工业废废气和工工业固体体废弃物物的拟合合，同工工业废水水的系数数类似，也也是呈NN型。这条先是倒倒U型而而后U型型组成的的波浪式式的EKKC不同同于发达达国家工工业化过过程中的的EKCC，这条条曲线的的发现是是一个非非常有意意义的发发现。其其理论意意义在于于随着人人均收入入水平的的提高，污污染量和和人均污污染量并并非必然然经历一一段时间间的上升升后逐渐渐下降，还还会出现现反复，即即环境与与经济协协调发展展的结果果不会自自然而然然的

22、实现现，而要要靠积极极地人为为努力。在模型2 的分析析中，人人均外商商直接投投资和资资本的自自然对数数值均通通过了11%水平平显著性性检验，劳劳动力和和人力资资本的对对数值通通过100%显著著性水平平的检验验。工业业废气和和工业固固体废弃弃物与人人均收入入对数值值呈正相相关关系系，但都都没有通通过统计计检验。这这说明长长三角地地区尚未未达到EEKC的的下降段段，污染染还有加加重的趋趋势。值值得注意意的是，工工业废水水在随机机效应和和固定效效应地分分析结果果中，它它的系数数估计值值始终维维持在-0.66左右。该该弹性系系数表明明，在长长三角地地区的工工业废水水排放量量相对于于当年经经济规模模的比

23、例例每增加加1%，相相应的人人均GDDP就减减少0.6%。作作为一个个污染严严重的地地区，应应该大力力整治河河流污染染问题。五、结论和和政策建建议本文以目前前中国经经济最为为发达的的区域长江江三角洲洲地区为为例，对对环境质质量与经经济增长长之间的的关系进进行了较较为系统统的分析析。文章章通过数数理模型型和实证证检验发发现，长长三角地地区的环环境污染染与经济济增长之之间呈现现一种新新型的NN型EKKC特征征，环境境质量随随着经济济总量的的快速提提高而波波浪式的的不断恶恶化，不不同于以以往的经经典理论论中倒UU型的形形状。1、中国长长三角地地区经济济高速增增长时期期的环境境变迁不不同于发发达国家家

24、和新兴兴工业化化国家工工业化时时期的特特征。环环境质量量有一段段时间的的改善后后，又趋趋于恶化化。这与与长三角角地区在在经济发发的高速速增长过过程中对对环境保保护不够够重视是是密切相相关的。根根据发达达国家的的经验，一一个国家家在经济济高速发发展的时时期，环环保投入入要占到到国内生生产总值值的1%-1.5%才才能有效效控制住住环境污污染，超超过3%才能使使环境质质量明显显改善。但但我国的的污染治治理投资资比重一一直偏低低，同国国际水平平相比，相相差很大大。长三三角地区区的环境境治理投投入也不不高，上上海市政政府在关关于加强强本市环环境保护护和建设设若干问问题的决决定中中指出，确确保环境境投入占

25、占国内生生产总值值3%以以上，而而浙江省省20001-220100年的污污染治理理资金采采取国家家规划的的下限值值1.448%，这这明显是是偏低的的财政预预算。另另外长三三角地区区的经济济发达，市市场规模模大，但但是矿产产资源比比较贫乏乏，有限限的土地地和自然然资源养养育较多多数量的的人口并并支撑庞庞大的经经济体系系，使得得生态系系统超负负荷运转转。2、倒U型型的EKKC这一一分析工工具不能能盲目套套用，需需要具体体问题具具体分析析。认为为环境质质量会随随着经济济的发展展而自发发改善肯肯定不是是最优的的选择，环环境质量量改善的的中段可可能要花花很长时时间才能能越过，未未来经济济较高增增长和更更

26、清洁的的环境的的限制难难以抵消消现实环环境的破破坏成本本。如果果环境退退化超过过一定的的生态阀阀值，环环境退化化就变得得不可逆逆了。EEKC不不能成为为“先污染染，后治治理”的借口口，需要要在促进进经济增增长的同同时，也也要关注注环境问问题，从从而达到到两者和和谐发展展的状态态。3、实证分分析结果果来看，工工业污染染物的增增长与经经济增长长率之间间表现为为较为显显著的正正相关关关系。正正体现出出中国一一直以来来粗放式式的增长长模式，为为了实现现环境与与经济快快速发展展的和谐谐兼顾，一一定要采采取措施施控制污污染，保保护自然然环境，减减少工业业污染，实实现集约约化的增增长模式式。参考文献：1 G

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37、19 陈东，王良良健：“环境库库兹涅茨茨曲线研研究综述述”，经经济学动动态220055年第33期。20 沈满洪，许许云华：“一种新新型的环环境库兹兹涅茨曲曲线浙江省省工业化化进程中中经济增增长与环环境变迁迁的关系系研究”，浙浙江社会会科学220000年第44期。附表1：各各指标的的统计量量变量含义平均值标准差最小值最大值数据来源Waterr（万吨吨）工业废水排排放量1497114.22589333.7336485772710229中国统计年年鉴Gas（标标亿立方方米）工业废气排排放量5931.21332540.57552595142866Wastee（万吨吨）工业固体废废弃物产产生量1769.

38、2055823.5598558473796Y（元/人人）人均GDPP129677.644100722.22109406466Pop(万万人)年末总人口口4261.16992393.37991283.357354.92Two(%)第二产业占占GDPP的比重重53.30035994.699945.564.8上海、江苏苏浙江历历年统计计年鉴Trp(万万人次)公交车乘客客人次2104223.111605446.225604666101668中国城市统统计年鉴鉴rjfi(美元)人均外商直直接投资资112.882244108.3383993.83377.996Rjk（元元）人均固定资资产投资资4347.1

39、15008.87189.991164355.544L(%)就业比率42.388921.344687.9362.999Rjg(元元)人均政府财财政支出出1119.51771616.7477112.6687116494.3755R(平方米米)人均铺装道道路4.672.791.111.6H（千分之之一）高等学校在在小学生生数占总总人口比比重6.975.681.3224.922附表2 ：模型11中工业业废水、工工业废气气以及固固体废弃弃物的随随机效应应GLSS回归Lnwatter(2-1)Lnwatter(2-2)Lngass(3-1)Lngass(3-2)Lnwasste(4-1)Lnwasste(

40、4-2)Constt130.667955*(40.4431003)130.770488* （39.762251）97.4667688*（29.9966666）97.5003399*( 29.644466)32.8331833*(24.2243008)31.8223844*(24.2284448)Lny-39.8899666*(13.4450668)-39.9906449*(13.234404)-29.3364886*(9.99186683)-29.337133*(9.81138)-8.7335911*(8.08824771)-8.43397887*(8.10037447)Ln2y4.32993

41、6*(1.48845776)4.32998933* (1.44612291)3.28110277* (1.00816632)3.28003977*(1.07710332).891223922*(.894452773).8660069*(.897744663)Ln3y-.15554344*(.054436884 )-.155544225*（.053353441）-.121170778*(.039906888)-.121163882*(.038874229)-.028877229*(.032285993)-.028818661*(.032298779)Pop.000116333*(.0000018

42、82).000116322*（.000001778）.000113544*（.0000020040.000113577*( .000002207).000119744*(.000002777).000119755*(.000003005)Fdi6.90ee-066(.000056114)-.000002002(.000024553)-.000012884(.000031881)Two.039229177*(.008869774).039229111*（.008856445）.0212222*(.009926888).021558444*(.009924996).018992477*(.0066

43、20662).017997466*(.006627992)R20.841160.841160.796610.786600.806610.80661N234234234234234234117.999105.880注：本文文的计量量检验全全部采用用staata软软件完成成。表中中括号内内数值为为该系数数的t统统计量*表示在在10%水平上上显著，*表示示在5%水平上上显著，*表表示在11%水平平上显著著附表3：模模型2的的随机效效应分析析结果LnY(5-1)Lny(5-2)Lny(5-3)Lny(5-4)constt11.72224*(2.13317338)10.83303*(1.68887005

44、)11.6665755（1.85576661）10.7221544*（1.22912292）lnwatter-.63333788*(.186622778)-.563351009*(.155551774)-.627745001*(.152228331)-.55223455*（.109901998）lngass.3301172*(.204493339).303554644*(.199964559).339003088*(.132219551).319002388*（.12281778）lnwasste.011993388(.208843991).0210096(.206628441)lnfdii.

45、233553711*(.045518335 ).2347728*(.044477337).234880755*(.038872115).236999388*（.038830113）lnk.214447177*(.067795662).203003811*(.065538778).213226566*(.063356113).200779199*(.060062889)lnl-.145545668*(.052200229)-.161117669*(.046644556)-.144421886*(.046652662)-.159912444*（.044123328）lng-.077714443(.

46、110088779)-.077754554（.108887227）lnh.243881788*(.121188992).171667266*(.063351881).244112711*(.1199795590.171555588*（.062251882）AdjR220.973340.972290.973340.97229Wald-chiiz1096.121114.181132.531149.73附表4：模模型2的的固定效效应分析析结果LnY(6-1)LnY(6-2)Lny(6-3)Lny(6-4)constt9.29333577*（3.42238447）8.52224055*（2.86657

47、665）12.2008211*（1.90078006）11.0112599*（2.80055445）lnwatter-.587733661*（.188824997）-.543362661*（.155562221）-.490079778*（.148824337）-.559961775*（.18449077）lngass.192118766（.225551885）.170667711（.216667558）.288336199（.196671777）lnwasste.406117099（.460001555）.448661688（.442272553）lnfdii.219551755*（.0466

48、06339）.219664544*（.044540084）.226447011*（.043343882）.231996288*（.043368775）lnk.188444111*（.072254775）.179226577*（.068829556）.2132244*（.066640337）.200552055*（.070097446）lnl-.101142338*（.060093118）-.109928224*（.057725001）-.138844005*（.055500225）-.100083339*（.060069662）lng-.048825338（.113321006）-.06998

49、9331（.110010552）lnh.296226211*（.189946991）.247997111*（.149970442）.421667199*（.112280554）.364992022*（.172211994）AdjR220.944420.938800.947710.96665Wald-chiiz90.622106.554143.99104.224l 作者简介：耿强，经济济学博士士，男，汉汉族，江江苏东海海人，南南京大学学商学院院经济学学系教师师。研究方向：宏观经经济理论论及应用用。曾在在中国国社会科科学、金金融研究究等重重点核心心期刊发发表学术术论文数数篇，以以主要成成员身份份参加国国家级课课题多项项。蔡琦伟，南南京大学学商学院院硕士研研究生，女女，汉族族，安徽徽蒙城人人。23