1引言 我国是一个草原大国，草原具有重要的经济功能和生态功能。改革开放后，随着我国经济的持续增长，草原生态环境问题也日益凸显，根据农业部草原监理中心2005年监测，全国90%以上可利用天然草原发生不同程度的退化，其中轻度退化面积占57%，中度退化面积占31%，重度退化面积占12%。虽然近年来国家对草原生态问题有所重视，启动了一系列草原保护建设工程，完善了各种草原管理法规制度以及推广和应用了多项草原保护建设技术，但草原生态环境仍呈现局部改善、总体恶化的趋势。从世界各国和地区，特别是发达国家和地区经济发展与草原生态环境关系的历史演变规律来看，两者之间会表现出环境库兹涅茨曲线(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC)的倒U型关系，即草原退化程度会随经济发展经历“先恶化，后改善”的变化趋势［2］。对于经济欠发达或发展中国家来说，持续的经济增长是会对草原生态造成更大的伤害，还是会有助于改善其环境质量?显然，探讨经济发展水平与草原资源环境关系问题，对我国采取适宜的政策具有重要的参考意义。 1991年，GrossmanandKrueger在NBER工作报告中，利用42个国家的截面数据研究了空气质量与经济增长的关系，他们发现空气中SO2和烟尘的含量在人均收入水平低的国家比较高。相比之下，在富裕国家其浓度则有所下降。1993年，Panayoto通过参考著名的库兹涅茨曲线，将这种反映环境质量与经济增长的倒U型关系命名为环境库兹涅茨曲线(EKC)。它表示:在经济发展初期，环境质量会随着人均收入水平提高而恶化，当经济发展到一定阶段时，环境质量会逐渐改善。之后，国内外学者运用了多种方法和环境指标对EKC关系进行实证分析，并对此做出相应的理论解释。不过，大多数研究主要探讨了环境污染问题(大气污染、水污染以及固体废物污染)，涉及生态破坏(森林、能源、草地等)的研究比较少，其中一个重要原因就是生态数据的可得性问题，许多生态指标无法量化，只能定性描述［3］。 生态足迹法分析法是由加拿大学者William和其博士生Wackernagel提出的一种评估可持续性的方法，是一组基于虚拟土地面积量化的指标［4］。该方法由于数据相对容易获取，计算过程的可操作性，使得EKC理论用于研究生态问题具备了一定的客观条件。Boutaud，NatachaandChristian首次采用生态足迹指标对生态环境压力进行衡量，通过利用多个国家和地区的截面数据，从全球视角考察了经济增长与生态环境的关系，发现二者之间并不存在任何联系，并进一步指出发达国家的环境质量提高是以牺牲发展中国家的环境利益为代价［5］。后来的学者在此基础上，运用了多种计量方法和数学分析手段对这一问题进行了一系列研究，但研究结果并不一致。Marco，GiangiacomoandSilvana在以人口数量作为权数的加权最小二乘法(WeightedLeastSquares，WLS)进行估计时，发现含有变量人均GDP三次项的生态足迹EKC非对数模型拟合情况最好［6］。JillL，DustinandJamesR利用1961～2000年146个国家的相关数据，建立动态面板数据模型(DynamicPanelModel)来检验EKC理论，研究表明，总生态足迹值与人均GDP的倒U型关系并不显著，但草地生态足迹的变化趋势却符合EKC理论［7］。Mohamed基于马尔科夫链蒙特卡洛(MarkovChainMonteCarlo，MCMC)算法原理，分析了人均生态足迹与人均GDP，城市化水平和基尼系数等多个因素的关系，其中，人均GDP对人均生态足迹的影响并未显示出EKC关系，而是呈现U型关系［8］。 近年来，部分国内学者尝试引入生态足迹概念来研究我国经济增长与生态环境的关系。就区域而言，向书坚，卢小兰运用协整理论和误差修正模型研究了湖北省GDP总值与各类生态足迹之间的长期均衡和短期波动关系，从模型分析结果得出，GDP总值只与部分生态足迹存在协整关系［9］。何蓓蓓，梅艳选取江苏省1985～2007年的时间序列数据对该省生态足迹与经济增长的关系进行了实证研究。结果表明，二者呈倒N型的三次曲线，而在实际观测值的区间内则表现出倒U型EKC关系的上升阶段［10］。在国家层面，郭军华在建立向量自回归模型的基础上，运用广义脉冲响应函数法来描述我国经济增长与生态足迹之间的动态关联性，二者之间显现出较强的相互响应作用［11］。钱文婧，贺灿飞在测算出中国1952～2007年生态足迹值的基础上，通过构建对数形式的人均GDP二次曲线模型，检验EKC理论在我国的适用性，经过协整检验，得出了我国生态足迹与经济发展存在着长期稳定的倒U型关系［12］。另外，也有学者以草地退化率作为草原退化程度指标，利用11个省与5大牧区的截面数据以及典型牧区内蒙古的时间序列数据，探讨了经济发展与草地资源退化之间的EKC关系，发现以上省区的草地退化程度正处于倒U型曲线的上升阶段［13］。 综上所述，国外研究一般采用跨国的横截面数据或面板数据，而对一国或地区的实证分析则不多见，虽然国内部分学者针对此问题做出了有关探讨，但对草原生态问题与经济发展的EKC关系的研究还是很少的。因此，该文利用中国1978～2009年的相关数据计算出草地生态足迹值，并以此作为草原生态压力的表征指标，重点研究草原生态问题与我国经济发展之间的关系。文章接下来的安排如下:首先是对数据来源、变量选取以及模型设定进行相关说明，其次是实证分析过程及其结果的理论解释，最后是本文研究所得结论陈述。 2数据说明与模型设定 生态足迹分析法是在生态生产性土地的基础上进行的，根据土地生产力的不同，地球表面的生物生产性土地可分为化石能源地、耕地、草地、林地、建设用地和水域六大类。其中，本文所要用到的草地指标是指支持畜牧业产品生产的土地利用，其生态资源所转换的肉类畜产品主要是供应人类消费，包含的消费项目为猪肉、牛肉和羊肉［12］。在建模之前，应先对草地生态足迹进行计算，由于本文研究所用到的数据是从全国性的统计资料中获取，故采用综合法来计算生态足迹。该方法由Wackernagel提出，适用于全球、区域和国家层次的生态足迹研究［4］。它主要是通过自上而下利用部级的数据归纳得到地区消费总量的数据，再结合人口总数得到人均消费量.在(1)式中，i为消费商品的类型，i=1，2，…，n;fi为等量因子;Ai为第i种消费商品折算的人均生态足迹分量;Ci为第i种消费商品的人均消费量;Pi为第i种消费商品的年平均土地生产力;ef为人均生态足迹;N为总人口数;EF为该类型生态系统的生态足迹总值。草地生态足迹计算要用到的数据，包括畜产品(猪肉、牛肉和羊肉)消费量，草地生产力及人口总数等来自世界粮农组织(FAO)、《中国统计年鉴(2010)》以及《新中国六十年统计资料汇编》。由于等量因子随年份的变化幅度较小，故本文假设等量因子不变，数据沿用Wackernage关于等量因子计算的研究成果［13］。为了分析经济增长对草原生态环境的影响，该文将EKC理论引入到生态足迹与经济增长之间进行两者关系的研究，参照标准EKC模型原理，利用我国1978～2009年的时间序列数据，以对数形式减小异方差的干扰，建立包含人均GDP一次项、二次项和三次项的生态足迹库兹涅茨曲线回归模型:lnGEFt=C+β1lnPGDPt+β2ln2PGDPt+β3ln3PGDPt+μt(2)在(2)式中，PGDPt表示t时期的人均收入水平，用来反映经济增长情况;GEFt表示t时期的草地生态足迹值，衡量的是草地资源消耗程度或者草原生态压力大小;C为常数项;β1，β2，β3分别是牧业经济对草原生态环境影响的弹性系数，它表示当PGDPt每变动1%时GEFt变动的百分比。在该文中，人均GDP的数据来源于《中国统计年鉴(2010)》，并以1978年的价格水平为基期对名义GDP进行了平减处理，草地生态足迹值则是通过公式(1)计算得出。#p#分页标题#e# 3实证分析 3.1平稳性检验 为了避免“伪回归”现象，在回归分析之前，应先对时间序列变量进行单位根检验，以确定其是否满足平稳性条件。采用比较普遍的方法为ADF单位根检验法，在EViews6.0软件下，对lnGEFt、lnPG-DPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4个时间序列进行平稳性检验。检验结果表明，对于lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4个时间序列，在5%显著性水平下，不拒绝单位根假设，说明这原序列是不平稳的。但这四个变量经过一阶差分后，新序列ΔlnGEFt、ΔlnPGDPt、Δln2PGDPt和Δln3PGDPt都是平稳序列，说明原序列均为一阶单整序列，可以采用协整分析方法，以检验模型是否存在长期均衡关系。 3.2协整检验 由于该文所研究的EKC模型具备多个变量，各变量之间有可能存在着多重协整关系，基于这种情况，我们利用以向量自回归模型为基础的Johansen协整检验方法来判断它们之间是否存在协整关系。从lnGEFt与lnPGDPt的散点图(图1)可以看出，待检验的EKC协整方程带有明显的截距项和趋势项，并且根据AIC和SC准则，最后确定此协整方程的VAR模型最优滞后期阶数为4，检验结果见表2。从表2的检验结果可以看出，以检验水平5%判断，Johansen协整检验的迹统计量与最大特征值都通过了拒绝原假设的显著性检验，表明lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt之间存在着4种长期稳定的协整关系。因此，可以根据因变量lnGEFt与自变量lnPGDPt散点图(图1)所反映出的关系，分别对人均GDP的一次项，二次项和三次项草原生态足迹EKC模型进行回归分析，以确定草原生态足迹与人均GDP关系的最终函数形式。 3.3回归分析 首先通过普通最小二乘法(OrdinaryLeastSquare，OLS)对模型(2)进行估计，结果发现模型的随机误差项并不是相互独立的，这违背了最小二乘法的假设条件，会导致变量的t检验值失去原有意义。为解决模型序列自相关的问题，采用广义差分法(GeneralizedDifferenceMethod，GDM)对原模型进行估计.以上结果表明，广义差分处理后，D．W．值有明显提高，且都落入残差项无自相关的范围内，说明模型的序列自相关问题已被消除;但3个模型的变量系数，只有lnGEFt与lnPGDPt、ln2PGDPt、ln3PGDPt关系式的一次项、二次项和三次项系数都通过10%水平下的显著性检验，且变量系数β1=－10.67＜0，β2=1.81＞0，β3=－0.09＜0，表明草原生态压力与经济增长呈现倒N型(∽型)曲线形态，并且它们之间存在着长期均衡的协整关系。进一步求解得出该曲线的两个转折点分别为4.38与9.03，其图形如图2所示。 4实证结果的原因分析 根据已有的观测值，可以知道，1978年和2009年人均GDP的对数值分别为5.94和8.54，与图3倒N型曲线的两个转折点相比较，不难发现，1978～2009年草原生态环境与经济增长的关系处于倒N型曲线的两个转折点区间内，这也表明，在该文所研究的样本区间内，草原生态环境与经济增长的关系实质反映的是倒U型曲线的EKC关系。通过与实际观测值的散点图(图2)相比较，该文的实证结果也与事实基本相吻合。在这一时期内，草地生态足迹与人均GDP大致呈现一种正相关关系，即随着经济增长，草原生态环境的破坏也在加剧，这可能是由于在经济利益的驱使下，人类对草原资源的不合理利用，造成了草原生态的恶化，据中国科学院的有关报告显示，超载过牧滥垦滥挖对草原生态破坏的影响占到56%以上。另一方面，从曲线斜率趋向变缓的走势来看，近年来经济增长对草原生态造成的压力上升速度也在逐渐变小。这种局面的出现主要有以下几方面的原因。 4.1环境质量需求的收入弹性 大多数EKC模型都强调了环境质量需求的收入弹性对经济增长与环境关系分析的重要性，当经济发展水平较低时，由于贫困问题，人们首先以追求经济利益为目的，而较少考虑环境问题;随着经济收入的增加，富裕的消费者对环境质量的要求会逐渐提高。McConnell通过建立反映消费者对环境质量需求偏好的最优化模型，研究了环境质量需求的收入弹性在EKC关系中的作用［14］，结论表明，在假定资源消耗对总产出不发生影响的条件下，环境破坏对收入的弹性大于1，并且方向为负，即环境保护被认为是一种奢侈品。根据该文的实证分析结果可以看出，环境质量需求的收入弹性系数︳β1︳=10.67＞1，方向为负，符合McConnell的理论解释，说明在高收入群体中，为了防止由草原生态退化，草地资源枯竭引起的沙尘暴，水土流失等自然灾害对人们生产生活的威胁，人们会更重视对草原生态环境加大保护力度，草地环境质量由此得到改善。 4.2生态环境工程 自2000年以来，我国开始在中西部地区有计划地进行草地生态保护项目，主要包括2000年京津风沙源治理工程，2003年退牧还草工程以及2006年西南岩溶地区草地治理试点工程。根据《2010年全国草原监测报告》，对内蒙古、四川、西藏、甘肃、青海、宁夏、新疆、云南等8省(区)和新疆生产建设兵团的退牧还草工程地面监测结果显示，工程区内的平均植被盖度为71%，比非工程区提高12个百分点;京津风沙源治理工程区监测表明，2010年内蒙古浑善达克沙地区域的严重沙化草地约为23.3万hm2，比2000年减少约12.2万hm2，该工程的实施，有效遏制了严重沙化草地的扩张;在西南岩溶地区草地治理试点工程方面，2010年调查结果显示，受春季旱情影响，改良草地工程区比非工程区植被盖度、高度、鲜草产量分别提高了7个百分点、39.2%和42.7%;围栏封育工程区比非工程区分别提高5个百分点、26%和30.8%。总体来看，1978～1999年草地生态足迹平均增长率约为8.1%;2000年以后，这一数据下降了约6个百分点，大约为2.3%。可见，完善的环境政策或生态项目极其有力的实施可以对改善环境，减小生态压力起到明显的积极作用。 4.3技术进步 由于经济收入水平的提高，技术研究开发得到了更多的资金支持，先进技术的使用能够提高资源的利用效率，环境质量随之改善。我国对草原保护建设提供的技术支持主要体现在研发和推广两个方面［15］:技术研发方面，主要包括人工草地建植技术、天然草地改良技术、南方草地高效利用技术和草地信息技术，“九五”和“十五”期间，草地保护建设技术专利数逐年增加，特别是2001年以后呈直线增长趋势，2004～2005年增长速度明显加大;技术推广方面，地方草原工作站是草原技术推广的主体，通过采取示范、培训和项目带动等方式，组织广大牧民接受新技术知识，从而更好合理利用草地资源，维护草原生态建设，据《中国畜牧业统计(2009)》显示，到2009年，我国省、地(市)以及县(市)级地方草原工作站数已有1241个，草原技术人员共有7650人。#p#分页标题#e# 4.4法律与产权制度 从以往的历史来看，草原所有权和使用制度的不完善，是导致草牧场使用过度，从而造成草原沙化、退化的重要原因之一［1］。改革之初，草原地区实行的承包责任制只是将所有牲畜承包到户，从20世纪90年代中期至今，在中央政府和省级政府的干预下，草场开始承包到户［16］。2003年新的《草原法》又进一步明确规定了草原集体使用权的属性，草场分给牧民长期承包，从根本上改变了“草原无主、破坏无罪”的局面，有利于调动广大农牧民投资建设草原的积极性，改善草原生态。另外，新的《草原法》完全取消了过去“小规模开荒”的规定，明确禁止开荒，任何人不得批准，即使人工饲草饲料地也要有监督，防止草原的破坏。这条规定实行以来，草原上开荒的现象大幅度下降。 5结论 该文在EKC理论的基础上，以草地生态足迹作为我国草地环境质量变化的衡量指标，研究了经济增长对草原生态环境的影响。通过利用1978～2009年数据进行回归计算，结果表明:在普通最小二乘法(OLS)估计下，人均GDP与草地生态足迹的关系表现为线性正相关关系，倒U型曲线关系以及倒N型曲线关系，在经过广义差分消除序列自相关后，只有三次项的倒N型曲线关系符合样本数据的拟合结果。但进一步分析样本区间与曲线转折点的位置，1978年与2009年人均GDP的实际观测值分别大于和小于三次项曲线的极小值和极大值，并且随着经济收入水平的提高，草原生态压力上升速度在逐渐放缓，有向EKC曲线转折点逼近的趋势，所以在该时期内，经济增长与草原生态环境的关系实质反映了环境库兹涅茨倒U型曲线的特征，这种关系目前正处于倒U型曲线的上升阶段，这与陈秋红的研究［2］结论基本相同。从协整分析结果来看，经济增长与草原生态环境存在着长期稳定的均衡关系，说明长期以来我国的经济持续增长对草地资源具有很强的依赖性，原因可能是我国牧区经济发展尚处于工业化初级阶段，牧区经济增长方式属于资源、能源消耗型，对草原生态环境造成了严重的破坏。总体来说，我国经济增长对草原生态环境的影响大致符合环境库兹涅茨倒U型曲线，近10年来草原生态压力出现缓解迹象，EKC理论有一定的合理性。 同时，需要注意的是，根据回归方程系数计算出的倒U型曲线转折点位置的人均GDP为8350元，大于2009年的实际观测值5099元，这表明我国草原生态压力仍未跨过EKC曲线的上升区间。在未来存在着两种可能性，一方面社会经济发展带动政策法规的完善，随着技术水平的进步以及人们环境保护意识的提高，草原生态压力将越过EKC曲线的转折点，改变草地环境恶化的总体趋势;另一方面，倒型关系并不意味着经济发展到一定阶段草地环境恶化问题会自然得到解决，如果草原退化超过一定的生态阈值，就会变得不可逆，草原生态环境将会随经济发展呈现同步正相关关系持续恶化。因此，在此阶段必须积极做出行之有效的政策响应调控，以实现经济与草地生态环境的协调发展。
