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1引言   我國(guó)是一個(gè)草原大國(guó)，草原具有重要的經(jīng)濟(jì)功能和生態(tài)功能。改革開(kāi)放后，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，草原生態(tài)環(huán)境問(wèn)題也日益凸顯，根據(jù)農(nóng)業(yè)部草原監(jiān)理中心2005年監(jiān)測(cè)，全國(guó)90%以上可利用天然草原發(fā)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(lái)國(guó)家對(duì)草原生態(tài)問(wèn)題有所重視，啟動(dòng)了一系列草原保護(hù)建設(shè)工程，完善了各種草原管理法規(guī)制度以及推廣和應(yīng)用了多項(xiàng)草原保護(hù)建設(shè)技術(shù)，但草原生態(tài)環(huán)境仍呈現(xiàn)局部改善、總體惡化的趨勢(shì)。從世界各國(guó)和地區(qū)，特別是發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與草原生態(tài)環(huán)境關(guān)系的歷史演變規(guī)律來(lái)看，兩者之間會(huì)表現(xiàn)出環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC)的倒U型關(guān)系，即草原退化程度會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)歷“先惡化，后改善”的變化趨勢(shì)［2］。對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)或發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)，持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是會(huì)對(duì)草原生態(tài)造成更大的傷害，還是會(huì)有助于改善其環(huán)境質(zhì)量?顯然，探討經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與草原資源環(huán)境關(guān)系問(wèn)題，對(duì)我國(guó)采取適宜的政策具有重要的參考意義。   1991年，GrossmanandKrueger在NBER工作報(bào)告中，利用42個(gè)國(guó)家的截面數(shù)據(jù)研究了空氣質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)空氣中SO2和煙塵的含量在人均收入水平低的國(guó)家比較高。相比之下，在富裕國(guó)家其濃度則有所下降。1993年，Panayoto通過(guò)參考著名的庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)，將這種反映環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的倒U型關(guān)系命名為環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)(EKC)。它表示:在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨著人均收入水平提高而惡化，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段時(shí)，環(huán)境質(zhì)量會(huì)逐漸改善。之后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者運(yùn)用了多種方法和環(huán)境指標(biāo)對(duì)EKC關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并對(duì)此做出相應(yīng)的理論解釋。不過(guò)，大多數(shù)研究主要探討了環(huán)境污染問(wèn)題(大氣污染、水污染以及固體廢物污染)，涉及生態(tài)破壞(森林、能源、草地等)的研究比較少，其中一個(gè)重要原因就是生態(tài)數(shù)據(jù)的可得性問(wèn)題，許多生態(tài)指標(biāo)無(wú)法量化，只能定性描述［3］。   生態(tài)足跡法分析法是由加拿大學(xué)者William和其博士生Wackernagel提出的一種評(píng)估可持續(xù)性的方法，是一組基于虛擬土地面積量化的指標(biāo)［4］。該方法由于數(shù)據(jù)相對(duì)容易獲取，計(jì)算過(guò)程的可操作性，使得EKC理論用于研究生態(tài)問(wèn)題具備了一定的客觀條件。Boutaud，NatachaandChristian首次采用生態(tài)足跡指標(biāo)對(duì)生態(tài)環(huán)境壓力進(jìn)行衡量，通過(guò)利用多個(gè)國(guó)家和地區(qū)的截面數(shù)據(jù)，從全球視角考察了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間并不存在任何聯(lián)系，并進(jìn)一步指出發(fā)達(dá)國(guó)家的環(huán)境質(zhì)量提高是以犧牲發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境利益為代價(jià)［5］。后來(lái)的學(xué)者在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用了多種計(jì)量方法和數(shù)學(xué)分析手段對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了一系列研究，但研究結(jié)果并不一致。Marco，GiangiacomoandSilvana在以人口數(shù)量作為權(quán)數(shù)的加權(quán)最小二乘法(WeightedLeastSquares，WLS)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，發(fā)現(xiàn)含有變量人均GDP三次項(xiàng)的生態(tài)足跡EKC非對(duì)數(shù)模型擬合情況最好［6］。JillL，DustinandJamesR利用1961～2000年146個(gè)國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(DynamicPanelModel)來(lái)檢驗(yàn)EKC理論，研究表明，總生態(tài)足跡值與人均GDP的倒U型關(guān)系并不顯著，但草地生態(tài)足跡的變化趨勢(shì)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(tài)足跡與人均GDP，城市化水平和基尼系數(shù)等多個(gè)因素的關(guān)系，其中，人均GDP對(duì)人均生態(tài)足跡的影響并未顯示出EKC關(guān)系，而是呈現(xiàn)U型關(guān)系［8］。   近年來(lái)，部分國(guó)內(nèi)學(xué)者嘗試引入生態(tài)足跡概念來(lái)研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系。就區(qū)域而言，向書(shū)堅(jiān)，盧小蘭運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型研究了湖北省GDP總值與各類(lèi)生態(tài)足跡之間的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)關(guān)系，從模型分析結(jié)果得出，GDP總值只與部分生態(tài)足跡存在協(xié)整關(guān)系［9］。何蓓蓓，梅艷選取江蘇省1985～2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)該省生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，二者呈倒N型的三次曲線(xiàn)，而在實(shí)際觀測(cè)值的區(qū)間內(nèi)則表現(xiàn)出倒U型EKC關(guān)系的上升階段［10］。在國(guó)家層面，郭軍華在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法來(lái)描述我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)足跡之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性，二者之間顯現(xiàn)出較強(qiáng)的相互響應(yīng)作用［11］。錢(qián)文婧，賀燦飛在測(cè)算出中國(guó)1952～2007年生態(tài)足跡值的基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建對(duì)數(shù)形式的人均GDP二次曲線(xiàn)模型，檢驗(yàn)EKC理論在我國(guó)的適用性，經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，得出了我國(guó)生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的倒U型關(guān)系［12］。另外，也有學(xué)者以草地退化率作為草原退化程度指標(biāo)，利用11個(gè)省與5大牧區(qū)的截面數(shù)據(jù)以及典型牧區(qū)內(nèi)蒙古的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，探討了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與草地資源退化之間的EKC關(guān)系，發(fā)現(xiàn)以上省區(qū)的草地退化程度正處于倒U型曲線(xiàn)的上升階段［13］。   綜上所述，國(guó)外研究一般采用跨國(guó)的橫截面數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)，而對(duì)一國(guó)或地區(qū)的實(shí)證分析則不多見(jiàn)，雖然國(guó)內(nèi)部分學(xué)者針對(duì)此問(wèn)題做出了有關(guān)探討，但對(duì)草原生態(tài)問(wèn)題與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的EKC關(guān)系的研究還是很少的。因此，該文利用中國(guó)1978～2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算出草地生態(tài)足跡值，并以此作為草原生態(tài)壓力的表征指標(biāo)，重點(diǎn)研究草原生態(tài)問(wèn)題與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。文章接下來(lái)的安排如下:首先是對(duì)數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取以及模型設(shè)定進(jìn)行相關(guān)說(shuō)明，其次是實(shí)證分析過(guò)程及其結(jié)果的理論解釋?zhuān)詈笫潜疚难芯克媒Y(jié)論陳述。   2數(shù)據(jù)說(shuō)明與模型設(shè)定   生態(tài)足跡分析法是在生態(tài)生產(chǎn)性土地的基礎(chǔ)上進(jìn)行的，根據(jù)土地生產(chǎn)力的不同，地球表面的生物生產(chǎn)性土地可分為化石能源地、耕地、草地、林地、建設(shè)用地和水域六大類(lèi)。其中，本文所要用到的草地指標(biāo)是指支持畜牧業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)的土地利用，其生態(tài)資源所轉(zhuǎn)換的肉類(lèi)畜產(chǎn)品主要是供應(yīng)人類(lèi)消費(fèi)，包含的消費(fèi)項(xiàng)目為豬肉、牛肉和羊肉［12］。在建模之前，應(yīng)先對(duì)草地生態(tài)足跡進(jìn)行計(jì)算，由于本文研究所用到的數(shù)據(jù)是從全國(guó)性的統(tǒng)計(jì)資料中獲取，故采用綜合法來(lái)計(jì)算生態(tài)足跡。該方法由Wackernagel提出，適用于全球、區(qū)域和國(guó)家層次的生態(tài)足跡研究［4］。它主要是通過(guò)自上而下利用國(guó)家級(jí)的數(shù)據(jù)歸納得到地區(qū)消費(fèi)總量的數(shù)據(jù)，再結(jié)合人口總數(shù)得到人均消費(fèi)量.在(1)式中，i為消費(fèi)商品的類(lèi)型，i=1，2，…，n;fi為等量因子;Ai為第i種消費(fèi)商品折算的人均生態(tài)足跡分量;Ci為第i種消費(fèi)商品的人均消費(fèi)量;Pi為第i種消費(fèi)商品的年平均土地生產(chǎn)力;ef為人均生態(tài)足跡;N為總?cè)丝跀?shù);EF為該類(lèi)型生態(tài)系統(tǒng)的生態(tài)足跡總值。草地生態(tài)足跡計(jì)算要用到的數(shù)據(jù)，包括畜產(chǎn)品(豬肉、牛肉和羊肉)消費(fèi)量，草地生產(chǎn)力及人口總數(shù)等來(lái)自世界糧農(nóng)組織(FAO)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2010)》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)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(shè)等量因子不變，數(shù)據(jù)沿用Wackernage關(guān)于等量因子計(jì)算的研究成果［13］。為了分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)草原生態(tài)環(huán)境的影響，該文將EKC理論引入到生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間進(jìn)行兩者關(guān)系的研究，參照標(biāo)準(zhǔn)EKC模型原理，利用我國(guó)1978～2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以對(duì)數(shù)形式減小異方差的干擾，建立包含人均GDP一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和三次項(xiàng)的生態(tài)足跡庫(kù)茲涅茨曲線(xiàn)回歸模型:lnGEFt=C+β1lnPGDPt+β2ln2PGDPt+β3ln3PGDPt+μt(2)在(2)式中，PGDPt表示t時(shí)期的人均收入水平，用來(lái)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況;GEFt表示t時(shí)期的草地生態(tài)足跡值，衡量的是草地資源消耗程度或者草原生態(tài)壓力大小;C為常數(shù)項(xiàng);β1，β2，β3分別是牧業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)草原生態(tài)環(huán)境影響的彈性系數(shù)，它表示當(dāng)PGDPt每變動(dòng)1%時(shí)GEFt變動(dòng)的百分比。在該文中，人均GDP的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2010)》，并以1978年的價(jià)格水平為基期對(duì)名義GDP進(jìn)行了平減處理，草地生態(tài)足跡值則是通過(guò)公式(1)計(jì)算得出。#p#分頁(yè)標(biāo)題#e#   3實(shí)證分析   3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)   為了避免“偽回歸”現(xiàn)象，在回歸分析之前，應(yīng)先對(duì)時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其是否滿(mǎn)足平穩(wěn)性條件。采用比較普遍的方法為ADF單位根檢驗(yàn)法，在EViews6.0軟件下，對(duì)lnGEFt、lnPG-DPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4個(gè)時(shí)間序列，在5%顯著性水平下，不拒絕單位根假設(shè)，說(shuō)明這原序列是不平穩(wěn)的。但這四個(gè)變量經(jīng)過(guò)一階差分后，新序列ΔlnGEFt、ΔlnPGDPt、Δln2PGDPt和Δln3PGDPt都是平穩(wěn)序列，說(shuō)明原序列均為一階單整序列，可以采用協(xié)整分析方法，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂L(zhǎng)期均衡關(guān)系。   3.2協(xié)整檢驗(yàn)   由于該文所研究的EKC模型具備多個(gè)變量，各變量之間有可能存在著多重協(xié)整關(guān)系，基于這種情況，我們利用以向量自回歸模型為基礎(chǔ)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。從lnGEFt與lnPGDPt的散點(diǎn)圖(圖1)可以看出，待檢驗(yàn)的EKC協(xié)整方程帶有明顯的截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，并且根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，最后確定此協(xié)整方程的VAR模型最優(yōu)滯后期階數(shù)為4，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，以檢驗(yàn)水平5%判斷，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征值都通過(guò)了拒絕原假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，表明lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt之間存在著4種長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，可以根據(jù)因變量lnGEFt與自變量lnPGDPt散點(diǎn)圖(圖1)所反映出的關(guān)系，分別對(duì)人均GDP的一次項(xiàng)，二次項(xiàng)和三次項(xiàng)草原生態(tài)足跡EKC模型進(jìn)行回歸分析，以確定草原生態(tài)足跡與人均GDP關(guān)系的最終函數(shù)形式。   3.3回歸分析   首先通過(guò)普通最小二乘法(OrdinaryLeastSquare，OLS)對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)并不是相互獨(dú)立的，這違背了最小二乘法的假設(shè)條件，會(huì)導(dǎo)致變量的t檢驗(yàn)值失去原有意義。為解決模型序列自相關(guān)的問(wèn)題，采用廣義差分法(GeneralizedDifferenceMethod，GDM)對(duì)原模型進(jìn)行估計(jì).以上結(jié)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(xiàng)無(wú)自相關(guān)的范圍內(nèi)，說(shuō)明模型的序列自相關(guān)問(wèn)題已被消除;但3個(gè)模型的變量系數(shù)，只有l(wèi)nGEFt與lnPGDPt、ln2PGDPt、ln3PGDPt關(guān)系式的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和三次項(xiàng)系數(shù)都通過(guò)10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，且變量系數(shù)β1=－10.67＜0，β2=1.81＞0，β3=－0.09＜0，表明草原生態(tài)壓力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)倒N型(∽型)曲線(xiàn)形態(tài)，并且它們之間存在著長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步求解得出該曲線(xiàn)的兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)分別為4.38與9.03，其圖形如圖2所示。   4實(shí)證結(jié)果的原因分析   根據(jù)已有的觀測(cè)值，可以知道，1978年和2009年人均GDP的對(duì)數(shù)值分別為5.94和8.54，與圖3倒N型曲線(xiàn)的兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)相比較，不難發(fā)現(xiàn)，1978～2009年草原生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系處于倒N型曲線(xiàn)的兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)區(qū)間內(nèi)，這也表明，在該文所研究的樣本區(qū)間內(nèi)，草原生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系實(shí)質(zhì)反映的是倒U型曲線(xiàn)的EKC關(guān)系。通過(guò)與實(shí)際觀測(cè)值的散點(diǎn)圖(圖2)相比較，該文的實(shí)證結(jié)果也與事實(shí)基本相吻合。在這一時(shí)期內(nèi)，草地生態(tài)足跡與人均GDP大致呈現(xiàn)一種正相關(guān)關(guān)系，即隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，草原生態(tài)環(huán)境的破壞也在加劇，這可能是由于在經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)使下，人類(lèi)對(duì)草原資源的不合理利用，造成了草原生態(tài)的惡化，據(jù)中國(guó)科學(xué)院的有關(guān)報(bào)告顯示，超載過(guò)牧濫墾濫挖對(duì)草原生態(tài)破壞的影響占到56%以上。另一方面，從曲線(xiàn)斜率趨向變緩的走勢(shì)來(lái)看，近年來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)草原生態(tài)造成的壓力上升速度也在逐漸變小。這種局面的出現(xiàn)主要有以下幾方面的原因。   4.1環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性   大多數(shù)EKC模型都強(qiáng)調(diào)了環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境關(guān)系分析的重要性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，由于貧困問(wèn)題，人們首先以追求經(jīng)濟(jì)利益為目的，而較少考慮環(huán)境問(wèn)題;隨著經(jīng)濟(jì)收入的增加，富裕的消費(fèi)者對(duì)環(huán)境質(zhì)量的要求會(huì)逐漸提高。McConnell通過(guò)建立反映消費(fèi)者對(duì)環(huán)境質(zhì)量需求偏好的最優(yōu)化模型，研究了環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性在EKC關(guān)系中的作用［14］，結(jié)論表明，在假定資源消耗對(duì)總產(chǎn)出不發(fā)生影響的條件下，環(huán)境破壞對(duì)收入的彈性大于1，并且方向?yàn)樨?fù)，即環(huán)境保護(hù)被認(rèn)為是一種奢侈品。根據(jù)該文的實(shí)證分析結(jié)果可以看出，環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性系數(shù)︳β1︳=10.67＞1，方向?yàn)樨?fù)，符合McConnell的理論解釋?zhuān)f(shuō)明在高收入群體中，為了防止由草原生態(tài)退化，草地資源枯竭引起的沙塵暴，水土流失等自然災(zāi)害對(duì)人們生產(chǎn)生活的威脅，人們會(huì)更重視對(duì)草原生態(tài)環(huán)境加大保護(hù)力度，草地環(huán)境質(zhì)量由此得到改善。   4.2生態(tài)環(huán)境工程   自2000年以來(lái)，我國(guó)開(kāi)始在中西部地區(qū)有計(jì)劃地進(jìn)行草地生態(tài)保護(hù)項(xiàng)目，主要包括2000年京津風(fēng)沙源治理工程，2003年退牧還草工程以及2006年西南巖溶地區(qū)草地治理試點(diǎn)工程。根據(jù)《2010年全國(guó)草原監(jiān)測(cè)報(bào)告》，對(duì)內(nèi)蒙古、四川、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆、云南等8省(區(qū))和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的退牧還草工程地面監(jiān)測(cè)結(jié)果顯示，工程區(qū)內(nèi)的平均植被蓋度為71%，比非工程區(qū)提高12個(gè)百分點(diǎn);京津風(fēng)沙源治理工程區(qū)監(jiān)測(cè)表明，2010年內(nèi)蒙古渾善達(dá)克沙地區(qū)域的嚴(yán)重沙化草地約為23.3萬(wàn)hm2，比2000年減少約12.2萬(wàn)hm2，該工程的實(shí)施，有效遏制了嚴(yán)重沙化草地的擴(kuò)張;在西南巖溶地區(qū)草地治理試點(diǎn)工程方面，2010年調(diào)查結(jié)果顯示，受春季旱情影響，改良草地工程區(qū)比非工程區(qū)植被蓋度、高度、鮮草產(chǎn)量分別提高了7個(gè)百分點(diǎn)、39.2%和42.7%;圍欄封育工程區(qū)比非工程區(qū)分別提高5個(gè)百分點(diǎn)、26%和30.8%。總體來(lái)看，1978～1999年草地生態(tài)足跡平均增長(zhǎng)率約為8.1%;2000年以后，這一數(shù)據(jù)下降了約6個(gè)百分點(diǎn)，大約為2.3%。可見(jiàn)，完善的環(huán)境政策或生態(tài)項(xiàng)目極其有力的實(shí)施可以對(duì)改善環(huán)境，減小生態(tài)壓力起到明顯的積極作用。   4.3技術(shù)進(jìn)步   由于經(jīng)濟(jì)收入水平的提高，技術(shù)研究開(kāi)發(fā)得到了更多的資金支持，先進(jìn)技術(shù)的使用能夠提高資源的利用效率，環(huán)境質(zhì)量隨之改善。我國(guó)對(duì)草原保護(hù)建設(shè)提供的技術(shù)支持主要體現(xiàn)在研發(fā)和推廣兩個(gè)方面［15］:技術(shù)研發(fā)方面，主要包括人工草地建植技術(shù)、天然草地改良技術(shù)、南方草地高效利用技術(shù)和草地信息技術(shù)，“九五”和“十五”期間，草地保護(hù)建設(shè)技術(shù)專(zhuān)利數(shù)逐年增加，特別是2001年以后呈直線(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，2004～2005年增長(zhǎng)速度明顯加大;技術(shù)推廣方面，地方草原工作站是草原技術(shù)推廣的主體，通過(guò)采取示范、培訓(xùn)和項(xiàng)目帶動(dòng)等方式，組織廣大牧民接受新技術(shù)知識(shí)，從而更好合理利用草地資源，維護(hù)草原生態(tài)建設(shè)，據(jù)《中國(guó)畜牧業(yè)統(tǒng)計(jì)(2009)》顯示，到2009年，我國(guó)省、地(市)以及縣(市)級(jí)地方草原工作站數(shù)已有1241個(gè)，草原技術(shù)人員共有7650人。#p#分頁(yè)標(biāo)題#e#   4.4法律與產(chǎn)權(quán)制度   從以往的歷史來(lái)看，草原所有權(quán)和使用制度的不完善，是導(dǎo)致草牧場(chǎng)使用過(guò)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(qū)實(shí)行的承包責(zé)任制只是將所有牲畜承包到戶(hù)，從20世紀(jì)90年代中期至今，在中央政府和省級(jí)政府的干預(yù)下，草場(chǎng)開(kāi)始承包到戶(hù)［16］。2003年新的《草原法》又進(jìn)一步明確規(guī)定了草原集體使用權(quán)的屬性，草場(chǎng)分給牧民長(zhǎng)期承包，從根本上改變了“草原無(wú)主、破壞無(wú)罪”的局面，有利于調(diào)動(dòng)廣大農(nóng)牧民投資建設(shè)草原的積極性，改善草原生態(tài)。另外，新的《草原法》完全取消了過(guò)去“小規(guī)模開(kāi)荒”的規(guī)定，明確禁止開(kāi)荒，任何人不得批準(zhǔn)，即使人工飼草飼料地也要有監(jiān)督，防止草原的破壞。這條規(guī)定實(shí)行以來(lái)，草原上開(kāi)荒的現(xiàn)象大幅度下降。   5結(jié)論   該文在EKC理論的基礎(chǔ)上，以草地生態(tài)足跡作為我國(guó)草地環(huán)境質(zhì)量變化的衡量指標(biāo)，研究了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)草原生態(tài)環(huán)境的影響。通過(guò)利用1978～2009年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸計(jì)算，結(jié)果表明:在普通最小二乘法(OLS)估計(jì)下，人均GDP與草地生態(tài)足跡的關(guān)系表現(xiàn)為線(xiàn)性正相關(guān)關(guān)系，倒U型曲線(xiàn)關(guān)系以及倒N型曲線(xiàn)關(guān)系，在經(jīng)過(guò)廣義差分消除序列自相關(guān)后，只有三次項(xiàng)的倒N型曲線(xiàn)關(guān)系符合樣本數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果。但進(jìn)一步分析樣本區(qū)間與曲線(xiàn)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的位置，1978年與2009年人均GDP的實(shí)際觀測(cè)值分別大于和小于三次項(xiàng)曲線(xiàn)的極小值和極大值，并且隨著經(jīng)濟(jì)收入水平的提高，草原生態(tài)壓力上升速度在逐漸放緩，有向EKC曲線(xiàn)轉(zhuǎn)折點(diǎn)逼近的趨勢(shì)，所以在該時(shí)期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與草原生態(tài)環(huán)境的關(guān)系實(shí)質(zhì)反映了環(huán)境庫(kù)茲涅茨倒U型曲線(xiàn)的特征，這種關(guān)系目前正處于倒U型曲線(xiàn)的上升階段，這與陳秋紅的研究［2］結(jié)論基本相同。從協(xié)整分析結(jié)果來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與草原生態(tài)環(huán)境存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，說(shuō)明長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)草地資源具有很強(qiáng)的依賴(lài)性，原因可能是我國(guó)牧區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展尚處于工業(yè)化初級(jí)階段，牧區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式屬于資源、能源消耗型，對(duì)草原生態(tài)環(huán)境造成了嚴(yán)重的破壞。總體來(lái)說(shuō)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)草原生態(tài)環(huán)境的影響大致符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨倒U型曲線(xiàn)，近10年來(lái)草原生態(tài)壓力出現(xiàn)緩解跡象，EKC理論有一定的合理性。   同時(shí)，需要注意的是，根據(jù)回歸方程系數(shù)計(jì)算出的倒U型曲線(xiàn)轉(zhuǎn)折點(diǎn)位置的人均GDP為8350元，大于2009年的實(shí)際觀測(cè)值5099元，這表明我國(guó)草原生態(tài)壓力仍未跨過(guò)EKC曲線(xiàn)的上升區(qū)間。在未來(lái)存在著兩種可能性，一方面社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)政策法規(guī)的完善，隨著技術(shù)水平的進(jìn)步以及人們環(huán)境保護(hù)意識(shí)的提高，草原生態(tài)壓力將越過(guò)EKC曲線(xiàn)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，改變草地環(huán)境惡化的總體趨勢(shì);另一方面，倒型關(guān)系并不意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段草地環(huán)境惡化問(wèn)題會(huì)自然得到解決，如果草原退化超過(guò)一定的生態(tài)閾值，就會(huì)變得不可逆，草原生態(tài)環(huán)境將會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)同步正相關(guān)關(guān)系持續(xù)惡化。因此，在此階段必須積極做出行之有效的政策響應(yīng)調(diào)控，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與草地生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。