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1引言   我國是一個草原大國，草原具有重要的經濟功能和生態功能。改革開放后，隨著我國經濟的持續增長，草原生態環境問題也日益凸顯，根據農業部草原監理中心2005年監測，全國90%以上可利用天然草原發生不同程度的退化，其中輕度退化面積占57%，中度退化面積占31%，重度退化面積占12%。雖然近年來國家對草原生態問題有所重視，啟動了一系列草原保護建設工程，完善了各種草原管理法規制度以及推廣和應用了多項草原保護建設技術，但草原生態環境仍呈現局部改善、總體惡化的趨勢。從世界各國和地區，特別是發達國家和地區經濟發展與草原生態環境關系的歷史演變規律來看，兩者之間會表現出環境庫茲涅茨曲線(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC)的倒U型關系，即草原退化程度會隨經濟發展經歷“先惡化，后改善”的變化趨勢［2］。對于經濟欠發達或發展中國家來說，持續的經濟增長是會對草原生態造成更大的傷害，還是會有助于改善其環境質量?顯然，探討經濟發展水平與草原資源環境關系問題，對我國采取適宜的政策具有重要的參考意義。   1991年，GrossmanandKrueger在NBER工作報告中，利用42個國家的截面數據研究了空氣質量與經濟增長的關系，他們發現空氣中SO2和煙塵的含量在人均收入水平低的國家比較高。相比之下，在富裕國家其濃度則有所下降。1993年，Panayoto通過參考著名的庫茲涅茨曲線，將這種反映環境質量與經濟增長的倒U型關系命名為環境庫茲涅茨曲線(EKC)。它表示:在經濟發展初期，環境質量會隨著人均收入水平提高而惡化，當經濟發展到一定階段時，環境質量會逐漸改善。之后，國內外學者運用了多種方法和環境指標對EKC關系進行實證分析，并對此做出相應的理論解釋。不過，大多數研究主要探討了環境污染問題(大氣污染、水污染以及固體廢物污染)，涉及生態破壞(森林、能源、草地等)的研究比較少，其中一個重要原因就是生態數據的可得性問題，許多生態指標無法量化，只能定性描述［3］。   生態足跡法分析法是由加拿大學者William和其博士生Wackernagel提出的一種評估可持續性的方法，是一組基于虛擬土地面積量化的指標［4］。該方法由于數據相對容易獲取，計算過程的可操作性，使得EKC理論用于研究生態問題具備了一定的客觀條件。Boutaud，NatachaandChristian首次采用生態足跡指標對生態環境壓力進行衡量，通過利用多個國家和地區的截面數據，從全球視角考察了經濟增長與生態環境的關系，發現二者之間并不存在任何聯系，并進一步指出發達國家的環境質量提高是以犧牲發展中國家的環境利益為代價［5］。后來的學者在此基礎上，運用了多種計量方法和數學分析手段對這一問題進行了一系列研究，但研究結果并不一致。Marco，GiangiacomoandSilvana在以人口數量作為權數的加權最小二乘法(WeightedLeastSquares，WLS)進行估計時，發現含有變量人均GDP三次項的生態足跡EKC非對數模型擬合情況最好［6］。JillL，DustinandJamesR利用1961～2000年146個國家的相關數據，建立動態面板數據模型(DynamicPanelModel)來檢驗EKC理論，研究表明，總生態足跡值與人均GDP的倒U型關系并不顯著，但草地生態足跡的變化趨勢卻符合EKC理論［7］。Mohamed基于馬爾科夫鏈蒙特卡洛(MarkovChainMonteCarlo，MCMC)算法原理，分析了人均生態足跡與人均GDP，城市化水平和基尼系數等多個因素的關系，其中，人均GDP對人均生態足跡的影響并未顯示出EKC關系，而是呈現U型關系［8］。   近年來，部分國內學者嘗試引入生態足跡概念來研究我國經濟增長與生態環境的關系。就區域而言，向書堅，盧小蘭運用協整理論和誤差修正模型研究了湖北省GDP總值與各類生態足跡之間的長期均衡和短期波動關系，從模型分析結果得出，GDP總值只與部分生態足跡存在協整關系［9］。何蓓蓓，梅艷選取江蘇省1985～2007年的時間序列數據對該省生態足跡與經濟增長的關系進行了實證研究。結果表明，二者呈倒N型的三次曲線，而在實際觀測值的區間內則表現出倒U型EKC關系的上升階段［10］。在國家層面，郭軍華在建立向量自回歸模型的基礎上，運用廣義脈沖響應函數法來描述我國經濟增長與生態足跡之間的動態關聯性，二者之間顯現出較強的相互響應作用［11］。錢文婧，賀燦飛在測算出中國1952～2007年生態足跡值的基礎上，通過構建對數形式的人均GDP二次曲線模型，檢驗EKC理論在我國的適用性，經過協整檢驗，得出了我國生態足跡與經濟發展存在著長期穩定的倒U型關系［12］。另外，也有學者以草地退化率作為草原退化程度指標，利用11個省與5大牧區的截面數據以及典型牧區內蒙古的時間序列數據，探討了經濟發展與草地資源退化之間的EKC關系，發現以上省區的草地退化程度正處于倒U型曲線的上升階段［13］。   綜上所述，國外研究一般采用跨國的橫截面數據或面板數據，而對一國或地區的實證分析則不多見，雖然國內部分學者針對此問題做出了有關探討，但對草原生態問題與經濟發展的EKC關系的研究還是很少的。因此，該文利用中國1978～2009年的相關數據計算出草地生態足跡值，并以此作為草原生態壓力的表征指標，重點研究草原生態問題與我國經濟發展之間的關系。文章接下來的安排如下:首先是對數據來源、變量選取以及模型設定進行相關說明，其次是實證分析過程及其結果的理論解釋，最后是本文研究所得結論陳述。   2數據說明與模型設定   生態足跡分析法是在生態生產性土地的基礎上進行的，根據土地生產力的不同，地球表面的生物生產性土地可分為化石能源地、耕地、草地、林地、建設用地和水域六大類。其中，本文所要用到的草地指標是指支持畜牧業產品生產的土地利用，其生態資源所轉換的肉類畜產品主要是供應人類消費，包含的消費項目為豬肉、牛肉和羊肉［12］。在建模之前，應先對草地生態足跡進行計算，由于本文研究所用到的數據是從全國性的統計資料中獲取，故采用綜合法來計算生態足跡。該方法由Wackernagel提出，適用于全球、區域和國家層次的生態足跡研究［4］。它主要是通過自上而下利用國家級的數據歸納得到地區消費總量的數據，再結合人口總數得到人均消費量.在(1)式中，i為消費商品的類型，i=1，2，…，n;fi為等量因子;Ai為第i種消費商品折算的人均生態足跡分量;Ci為第i種消費商品的人均消費量;Pi為第i種消費商品的年平均土地生產力;ef為人均生態足跡;N為總人口數;EF為該類型生態系統的生態足跡總值。草地生態足跡計算要用到的數據，包括畜產品(豬肉、牛肉和羊肉)消費量，草地生產力及人口總數等來自世界糧農組織(FAO)、《中國統計年鑒(2010)》以及《新中國六十年統計資料匯編》。由于等量因子隨年份的變化幅度較小，故本文假設等量因子不變，數據沿用Wackernage關于等量因子計算的研究成果［13］。為了分析經濟增長對草原生態環境的影響，該文將EKC理論引入到生態足跡與經濟增長之間進行兩者關系的研究，參照標準EKC模型原理，利用我國1978～2009年的時間序列數據，以對數形式減小異方差的干擾，建立包含人均GDP一次項、二次項和三次項的生態足跡庫茲涅茨曲線回歸模型:lnGEFt=C+β1lnPGDPt+β2ln2PGDPt+β3ln3PGDPt+μt(2)在(2)式中，PGDPt表示t時期的人均收入水平，用來反映經濟增長情況;GEFt表示t時期的草地生態足跡值，衡量的是草地資源消耗程度或者草原生態壓力大小;C為常數項;β1，β2，β3分別是牧業經濟對草原生態環境影響的彈性系數，它表示當PGDPt每變動1%時GEFt變動的百分比。在該文中，人均GDP的數據來源于《中國統計年鑒(2010)》，并以1978年的價格水平為基期對名義GDP進行了平減處理，草地生態足跡值則是通過公式(1)計算得出。#p#分頁標題#e#   3實證分析   3.1平穩性檢驗   為了避免“偽回歸”現象，在回歸分析之前，應先對時間序列變量進行單位根檢驗，以確定其是否滿足平穩性條件。采用比較普遍的方法為ADF單位根檢驗法，在EViews6.0軟件下，對lnGEFt、lnPG-DPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4個時間序列進行平穩性檢驗。檢驗結果表明，對于lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4個時間序列，在5%顯著性水平下，不拒絕單位根假設，說明這原序列是不平穩的。但這四個變量經過一階差分后，新序列ΔlnGEFt、ΔlnPGDPt、Δln2PGDPt和Δln3PGDPt都是平穩序列，說明原序列均為一階單整序列，可以采用協整分析方法，以檢驗模型是否存在長期均衡關系。   3.2協整檢驗   由于該文所研究的EKC模型具備多個變量，各變量之間有可能存在著多重協整關系，基于這種情況，我們利用以向量自回歸模型為基礎的Johansen協整檢驗方法來判斷它們之間是否存在協整關系。從lnGEFt與lnPGDPt的散點圖(圖1)可以看出，待檢驗的EKC協整方程帶有明顯的截距項和趨勢項，并且根據AIC和SC準則，最后確定此協整方程的VAR模型最優滯后期階數為4，檢驗結果見表2。從表2的檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，Johansen協整檢驗的跡統計量與最大特征值都通過了拒絕原假設的顯著性檢驗，表明lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt之間存在著4種長期穩定的協整關系。因此，可以根據因變量lnGEFt與自變量lnPGDPt散點圖(圖1)所反映出的關系，分別對人均GDP的一次項，二次項和三次項草原生態足跡EKC模型進行回歸分析，以確定草原生態足跡與人均GDP關系的最終函數形式。   3.3回歸分析   首先通過普通最小二乘法(OrdinaryLeastSquare，OLS)對模型(2)進行估計，結果發現模型的隨機誤差項并不是相互獨立的，這違背了最小二乘法的假設條件，會導致變量的t檢驗值失去原有意義。為解決模型序列自相關的問題，采用廣義差分法(GeneralizedDifferenceMethod，GDM)對原模型進行估計.以上結果表明，廣義差分處理后，D．W．值有明顯提高，且都落入殘差項無自相關的范圍內，說明模型的序列自相關問題已被消除;但3個模型的變量系數，只有lnGEFt與lnPGDPt、ln2PGDPt、ln3PGDPt關系式的一次項、二次項和三次項系數都通過10%水平下的顯著性檢驗，且變量系數β1=－10.67＜0，β2=1.81＞0，β3=－0.09＜0，表明草原生態壓力與經濟增長呈現倒N型(∽型)曲線形態，并且它們之間存在著長期均衡的協整關系。進一步求解得出該曲線的兩個轉折點分別為4.38與9.03，其圖形如圖2所示。   4實證結果的原因分析   根據已有的觀測值，可以知道，1978年和2009年人均GDP的對數值分別為5.94和8.54，與圖3倒N型曲線的兩個轉折點相比較，不難發現，1978～2009年草原生態環境與經濟增長的關系處于倒N型曲線的兩個轉折點區間內，這也表明，在該文所研究的樣本區間內，草原生態環境與經濟增長的關系實質反映的是倒U型曲線的EKC關系。通過與實際觀測值的散點圖(圖2)相比較，該文的實證結果也與事實基本相吻合。在這一時期內，草地生態足跡與人均GDP大致呈現一種正相關關系，即隨著經濟增長，草原生態環境的破壞也在加劇，這可能是由于在經濟利益的驅使下，人類對草原資源的不合理利用，造成了草原生態的惡化，據中國科學院的有關報告顯示，超載過牧濫墾濫挖對草原生態破壞的影響占到56%以上。另一方面，從曲線斜率趨向變緩的走勢來看，近年來經濟增長對草原生態造成的壓力上升速度也在逐漸變小。這種局面的出現主要有以下幾方面的原因。   4.1環境質量需求的收入彈性   大多數EKC模型都強調了環境質量需求的收入彈性對經濟增長與環境關系分析的重要性，當經濟發展水平較低時，由于貧困問題，人們首先以追求經濟利益為目的，而較少考慮環境問題;隨著經濟收入的增加，富裕的消費者對環境質量的要求會逐漸提高。McConnell通過建立反映消費者對環境質量需求偏好的最優化模型，研究了環境質量需求的收入彈性在EKC關系中的作用［14］，結論表明，在假定資源消耗對總產出不發生影響的條件下，環境破壞對收入的彈性大于1，并且方向為負，即環境保護被認為是一種奢侈品。根據該文的實證分析結果可以看出，環境質量需求的收入彈性系數︳β1︳=10.67＞1，方向為負，符合McConnell的理論解釋，說明在高收入群體中，為了防止由草原生態退化，草地資源枯竭引起的沙塵暴，水土流失等自然災害對人們生產生活的威脅，人們會更重視對草原生態環境加大保護力度，草地環境質量由此得到改善。   4.2生態環境工程   自2000年以來，我國開始在中西部地區有計劃地進行草地生態保護項目，主要包括2000年京津風沙源治理工程，2003年退牧還草工程以及2006年西南巖溶地區草地治理試點工程。根據《2010年全國草原監測報告》，對內蒙古、四川、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆、云南等8省(區)和新疆生產建設兵團的退牧還草工程地面監測結果顯示，工程區內的平均植被蓋度為71%，比非工程區提高12個百分點;京津風沙源治理工程區監測表明，2010年內蒙古渾善達克沙地區域的嚴重沙化草地約為23.3萬hm2，比2000年減少約12.2萬hm2，該工程的實施，有效遏制了嚴重沙化草地的擴張;在西南巖溶地區草地治理試點工程方面，2010年調查結果顯示，受春季旱情影響，改良草地工程區比非工程區植被蓋度、高度、鮮草產量分別提高了7個百分點、39.2%和42.7%;圍欄封育工程區比非工程區分別提高5個百分點、26%和30.8%。總體來看，1978～1999年草地生態足跡平均增長率約為8.1%;2000年以后，這一數據下降了約6個百分點，大約為2.3%。可見，完善的環境政策或生態項目極其有力的實施可以對改善環境，減小生態壓力起到明顯的積極作用。   4.3技術進步   由于經濟收入水平的提高，技術研究開發得到了更多的資金支持，先進技術的使用能夠提高資源的利用效率，環境質量隨之改善。我國對草原保護建設提供的技術支持主要體現在研發和推廣兩個方面［15］:技術研發方面，主要包括人工草地建植技術、天然草地改良技術、南方草地高效利用技術和草地信息技術，“九五”和“十五”期間，草地保護建設技術專利數逐年增加，特別是2001年以后呈直線增長趨勢，2004～2005年增長速度明顯加大;技術推廣方面，地方草原工作站是草原技術推廣的主體，通過采取示范、培訓和項目帶動等方式，組織廣大牧民接受新技術知識，從而更好合理利用草地資源，維護草原生態建設，據《中國畜牧業統計(2009)》顯示，到2009年，我國省、地(市)以及縣(市)級地方草原工作站數已有1241個，草原技術人員共有7650人。#p#分頁標題#e#   4.4法律與產權制度   從以往的歷史來看，草原所有權和使用制度的不完善，是導致草牧場使用過度，從而造成草原沙化、退化的重要原因之一［1］。改革之初，草原地區實行的承包責任制只是將所有牲畜承包到戶，從20世紀90年代中期至今，在中央政府和省級政府的干預下，草場開始承包到戶［16］。2003年新的《草原法》又進一步明確規定了草原集體使用權的屬性，草場分給牧民長期承包，從根本上改變了“草原無主、破壞無罪”的局面，有利于調動廣大農牧民投資建設草原的積極性，改善草原生態。另外，新的《草原法》完全取消了過去“小規模開荒”的規定，明確禁止開荒，任何人不得批準，即使人工飼草飼料地也要有監督，防止草原的破壞。這條規定實行以來，草原上開荒的現象大幅度下降。   5結論   該文在EKC理論的基礎上，以草地生態足跡作為我國草地環境質量變化的衡量指標，研究了經濟增長對草原生態環境的影響。通過利用1978～2009年數據進行回歸計算，結果表明:在普通最小二乘法(OLS)估計下，人均GDP與草地生態足跡的關系表現為線性正相關關系，倒U型曲線關系以及倒N型曲線關系，在經過廣義差分消除序列自相關后，只有三次項的倒N型曲線關系符合樣本數據的擬合結果。但進一步分析樣本區間與曲線轉折點的位置，1978年與2009年人均GDP的實際觀測值分別大于和小于三次項曲線的極小值和極大值，并且隨著經濟收入水平的提高，草原生態壓力上升速度在逐漸放緩，有向EKC曲線轉折點逼近的趨勢，所以在該時期內，經濟增長與草原生態環境的關系實質反映了環境庫茲涅茨倒U型曲線的特征，這種關系目前正處于倒U型曲線的上升階段，這與陳秋紅的研究［2］結論基本相同。從協整分析結果來看，經濟增長與草原生態環境存在著長期穩定的均衡關系，說明長期以來我國的經濟持續增長對草地資源具有很強的依賴性，原因可能是我國牧區經濟發展尚處于工業化初級階段，牧區經濟增長方式屬于資源、能源消耗型，對草原生態環境造成了嚴重的破壞。總體來說，我國經濟增長對草原生態環境的影響大致符合環境庫茲涅茨倒U型曲線，近10年來草原生態壓力出現緩解跡象，EKC理論有一定的合理性。   同時，需要注意的是，根據回歸方程系數計算出的倒U型曲線轉折點位置的人均GDP為8350元，大于2009年的實際觀測值5099元，這表明我國草原生態壓力仍未跨過EKC曲線的上升區間。在未來存在著兩種可能性，一方面社會經濟發展帶動政策法規的完善，隨著技術水平的進步以及人們環境保護意識的提高，草原生態壓力將越過EKC曲線的轉折點，改變草地環境惡化的總體趨勢;另一方面，倒型關系并不意味著經濟發展到一定階段草地環境惡化問題會自然得到解決，如果草原退化超過一定的生態閾值，就會變得不可逆，草原生態環境將會隨經濟發展呈現同步正相關關系持續惡化。因此，在此階段必須積極做出行之有效的政策響應調控，以實現經濟與草地生態環境的協調發展。