探析經(jīng)濟(jì)增長與保持草原生態(tài)*——基于EKC理論的實證分析

沈 政，李 軍，張 也

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083;2.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)人文發(fā)展學(xué)院，北京 100083)

1 引言

我國是一個草原大國，草原具有重要的經(jīng)濟(jì)功能和生態(tài)功能。改革開放后，隨著我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，草原生態(tài)環(huán)境問題也日益凸顯，根據(jù)農(nóng)業(yè)部草原監(jiān)理中心2005年監(jiān)測，全國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%。雖然近年來國家對草原生態(tài)問題有所重視，啟動了一系列草原保護(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。從世界各國和地區(qū)，特別是發(fā)達(dá)國家和地區(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)律來看，兩者之間會表現(xiàn)出環(huán)境庫茲涅茨曲線 (Environmental Kuznets Curve，EKC)的倒U型關(guān)系，即草原退化程度會隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)歷“先惡化，后改善”的變化趨勢［2］。對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)或發(fā)展中國家來說，持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長是會對草原生態(tài)造成更大的傷害，還是會有助于改善其環(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)系問題，對我國采取適宜的政策具有重要的參考意義。

1991年，Grossman and Krueger在NBER工作報告中，利用42個國家的截面數(shù)據(jù)研究了空氣質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(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(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型關(guān)系命名為環(huán)境庫茲涅茨曲線 (EKC)。它表示:在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，環(huán)境質(zhì)量會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，環(huán)境質(zhì)量會逐漸改善。之后，國內(nèi)外學(xué)者運用了多種方法和環(huán)境指標(biāo)對EKC關(guān)系進(jìn)行實證分析，并對此做出相應(yīng)的理論解釋。不過，大多數(shù)研究主要探討了環(huán)境污染問題 (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，其中一個重要原因就是生態(tài)數(shù)據(jù)的可得性問題，許多生態(tài)指標(biāo)無法量化，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)相對容易獲取，計算過程的可操作性，使得EKC理論用于研究生態(tài)問題具備了一定的客觀條件。Boutaud，Natacha and Christian首次采用生態(tài)足跡指標(biāo)對生態(tài)環(huán)境壓力進(jìn)行衡量，通過利用多個國家和地區(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)國家的環(huán)境質(zhì)量提高是以犧牲發(fā)展中國家的環(huán)境利益為代價［5］。后來的學(xué)者在此基礎(chǔ)上，運用了多種計量方法和數(shù)學(xué)分析手段對這一問題進(jìn)行了一系列研究，但研究結(jié)果并不一致。Marco，Giangiacomo and Silvana在以人口數(shù)量作為權(quán)數(shù)的加權(quán)最小二乘法 (Weighted Least Squares，WLS)進(jìn)行估計時，發(fā)現(xiàn)含有變量人均GDP三次項的生態(tài)足跡EKC非對數(shù)模型擬合情況最好［6］。Jill L，Dustin and James R利用1961～2000年146個國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型 (Dynamic Panel Model)來檢驗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)足跡的變化趨勢卻符合EKC理論［7］。Mohamed基于馬爾科夫鏈蒙特卡洛(Markov Chain Monte Carlo，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)等多個因素的關(guān)系，其中，人均GDP對人均生態(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，部分國內(nèi)學(xué)者嘗試引入生態(tài)足跡概念來研究我國經(jīng)濟(jì)增長與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系。就區(qū)域而言，向書堅，盧小蘭運用協(xié)整理論和誤差修正模型研究了湖北省GDP總值與各類生態(tài)足跡之間的長期均衡和短期波動關(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年的時間序列數(shù)據(jù)對該省生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。結(jié)果表明，二者呈倒N型的三次曲線，而在實際觀測值的區(qū)間內(nèi)則表現(xiàn)出倒U型EKC關(guān)系的上升階段［10］。在國家層面，郭軍華在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法來描述我國經(jīng)濟(jì)增長與生態(tài)足跡之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)性，二者之間顯現(xiàn)出較強的相互響應(yīng)作用［11］。錢文婧，賀燦飛在測算出中國1952～2007年生態(tài)足跡值的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建對數(shù)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(jīng)過協(xié)整檢驗，得出了我國生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著長期穩(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(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)，而對一國或地區(qū)的實證分析則不多見，雖然國內(nèi)部分學(xué)者針對此問題做出了有關(guān)探討，但對草原生態(tài)問題與經(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1978～2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)計算出草地生態(tài)足跡值，并以此作為草原生態(tài)壓力的表征指標(biāo)，重點研究草原生態(tài)問題與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。文章接下來的安排如下:首先是對數(shù)據(jù)來源、變量選取以及模型設(shè)定進(jìn)行相關(guān)說明，其次是實證分析過程及其結(jié)果的理論解釋，最后是本文研究所得結(jié)論陳述。

2 數(shù)據(jù)說明與模型設(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。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)換的肉類畜產(chǎn)品主要是供應(yīng)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(yīng)先對草地生態(tài)足跡進(jìn)行計算，由于本文研究所用到的數(shù)據(jù)是從全國性的統(tǒng)計資料中獲取，故采用綜合法來計算生態(tài)足跡。該方法由Wackernagel提出，適用于全球、區(qū)域和國家層次的生態(tài)足跡研究［4］。它主要是通過自上而下利用國家級的數(shù)據(jù)歸納得到地區(qū)消費總量的數(shù)據(jù)，再結(jié)合人口總數(shù)得到人均消費量，計算公式如下:

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(tài)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(chǎn)力;ef為人均生態(tài)足跡;N為總?cè)丝跀?shù);EF為該類型生態(tài)系統(tǒng)的生態(tài)足跡總值。

草地生態(tài)足跡計算要用到的數(shù)據(jù)，包括畜產(chǎn)品 (豬肉、牛肉和羊肉)消費量，草地生產(chǎn)力及人口總數(shù)等來自世界糧農(nóng)組織 (FAO)、《中國統(tǒng)計年鑒 (2010)》以及《新中國六十年統(tǒng)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(shè)等量因子不變，數(shù)據(jù)沿用Wackernage關(guān)于等量因子計算的研究成果［13］。

為了分析經(jīng)濟(jì)增長對草原生態(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1978～2009年的時間序列數(shù)據(jù)，以對數(shù)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(tài)足跡庫茲涅茨曲線回歸模型:

在 (2)式中，PGDPt表示t時期的人均收入水平，用來反映經(jīng)濟(jì)增長情況;GEFt表示t時期的草地生態(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;β1，β2，β3分別是牧業(yè)經(jīng)濟(jì)對草原生態(tài)環(huán)境影響的彈性系數(shù)，它表示當(dāng)PGDPt每變動1%時GEFt變動的百分比。在該文中，人均GDP的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒 (2010)》，并以1978年的價格水平為基期對名義GDP進(jìn)行了平減處理，草地生態(tài)足跡值則是通過公式 (1)計算得出。

3 實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

為了避免“偽回歸”現(xiàn)象，在回歸分析之前，應(yīng)先對時間序列變量進(jìn)行單位根檢驗，以確定其是否滿足平穩(wěn)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、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt4個時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

表1 ADF單位根檢驗

檢驗結(jié)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(shè)，說明這原序列是不平穩(wěn)的。但這四個變量經(jīng)過一階差分后，新序列 ΔlnGEFt、ΔlnPGDPt、Δln2PGDPt和Δln3PGDPt都是平穩(wěn)序列，說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?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂L期均衡關(guān)系。

3.2 協(xié)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(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)整檢驗方法來判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。從lnGEFt與lnPGDPt的散點圖 (圖1)可以看出，待檢驗的EKC協(xié)整方程帶有明顯的截距項和趨勢項，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，檢驗結(jié)果見表2。

從表2的檢驗結(jié)果可以看出，以檢驗水平5%判斷，Johansen協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量與最大特征值都通過了拒絕原假設(shè)的顯著性檢驗，表明lnGEFt、lnPGDPt、ln2PGDPt和ln3PGDPt之間存在著4種長期穩(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散點圖 (圖1)所反映出的關(guān)系，分別對人均GDP的一次項，二次項和三次項草原生態(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。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

3.3 回歸分析

首先通過普通最小二乘法(OrdinaryLeast Square，OLS)對 模 型(2)進(jìn)行估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn)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(shè)條件，會導(dǎo)致變量的t檢驗值失去原有意義。為解決模型序列自相關(guān)的問題，采用廣義差分法 (Generalized Difference Method，GDM)對原模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果如下:

表3 廣義差分法估計結(jié)果

圖1 草地生態(tài)足跡與人均GDP的散點圖

以上結(jié)果表明，廣義差分處理后，D.W.值有明顯提高，且都落入殘差項無自相關(guān)的范圍內(nèi)，說明模型的序列自相關(guān)問題已被消除;但3個模型的變量系數(shù)，只有l(wèi)nGEFt與lnPGDPt、ln2PGDPt、ln3PGDPt關(guān)系式的一次項、二次項和三次項系數(shù)都通過10%水平下的顯著性檢驗，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)增長呈現(xiàn)倒N型 (∽型)曲線形態(tài)，并且它們之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步求解得出該曲線的兩個轉(zhuǎn)折點分別為4.38與9.03，其圖形如圖2所示。

4 實證結(jié)果的原因分析

根據(jù)已有的觀測值，可以知道，1978年和2009年人均GDP的對數(shù)值分別為5.94和8.54，與圖3倒N型曲線的兩個轉(zhuǎn)折點相比較，不難發(fā)現(xiàn)，1978～2009年草原生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系處于倒N型曲線的兩個轉(zhuǎn)折點區(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)增長的關(guān)系實質(zhì)反映的是倒U型曲線的EKC關(guān)系。通過與實際觀測值的散點圖 (圖2)相比較，該文的實證結(jié)果也與事實基本相吻合。在這一時期內(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，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，人類對草原資源的不合理利用，造成了草原生態(tài)的惡化，據(jù)中國科學(xué)院的有關(guān)報告顯示，超載過牧濫墾濫挖對草原生態(tài)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(jīng)濟(jì)增長對草原生態(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。

圖2 草地生態(tài)足跡與人均GDP的回歸結(jié)果

4.1 環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性

大多數(shù)EKC模型都強調(diào)了環(huán)境質(zhì)量需求的收入彈性對經(jīng)濟(jì)增長與環(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，由于貧困問題，人們首先以追求經(jīng)濟(jì)利益為目的，而較少考慮環(huán)境問題;隨著經(jīng)濟(jì)收入的增加，富裕的消費者對環(huán)境質(zhì)量的要求會逐漸提高。McConnell通過建立反映消費者對環(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，在假定資源消耗對總產(chǎn)出不發(fā)生影響的條件下，環(huán)境破壞對收入的彈性大于1，并且方向為負(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，方向為負(fù)，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(tài)退化，草地資源枯竭引起的沙塵暴，水土流失等自然災(zāi)害對人們生產(chǎn)生活的威脅，人們會更重視對草原生態(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，我國開始在中西部地區(qū)有計劃地進(jìn)行草地生態(tài)保護(hù)項目，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)草地治理試點工程。根據(jù)《2010年全國草原監(jiān)測報告》，對內(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個百分點;京津風(fēng)沙源治理工程區(qū)監(jiān)測表明，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hm2，比2000年減少約12.2萬hm2，該工程的實施，有效遏制了嚴(yán)重沙化草地的擴張;在西南巖溶地區(qū)草地治理試點工程方面，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個百分點、39.2%和42.7%;圍欄封育工程區(qū)比非工程區(qū)分別提高5個百分點、26%和30.8%?？傮w來看，1978～1999年草地生態(tài)足跡平均增長率約為8.1%;2000年以后，這一數(shù)據(jù)下降了約6個百分點，大約為2.3%?？梢?，完善的環(huán)境政策或生態(tài)項目極其有力的實施可以對改善環(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。我國對草原保護(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)專利數(shù)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(shù)推廣方面，地方草原工作站是草原技術(shù)推廣的主體，通過采取示范、培訓(xùn)和項目帶動等方式，組織廣大牧民接受新技術(shù)知識，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)《中國畜牧業(yè)統(tǒng)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(shù)已有1 241個，草原技術(shù)人員共有7 650人。

4.4 法律與產(chǎn)權(quán)制度

從以往的歷史來看，草原所有權(quán)和使用制度的不完善，是導(dǎo)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(qū)實行的承包責(zé)任制只是將所有牲畜承包到戶，從20世紀(jì)90年代中期至今，在中央政府和省級政府的干預(yù)下，草場開始承包到戶［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(diào)動廣大農(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》完全取消了過去“小規(guī)模開荒”的規(guī)定，明確禁止開荒，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)定實行以來，草原上開荒的現(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)增長對草原生態(tài)環(huán)境的影響。通過利用1978～2009年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸計算，結(jié)果表明:在普通最小二乘法(OLS)估計下，人均GDP與草地生態(tài)足跡的關(guān)系表現(xiàn)為線性正相關(guān)關(guān)系，倒U型曲線關(guān)系以及倒N型曲線關(guān)系，在經(jīng)過廣義差分消除序列自相關(guān)后，只有三次項的倒N型曲線關(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)間與曲線轉(zhuǎn)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(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曲線轉(zhuǎn)折點逼近的趨勢，所以在該時期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長與草原生態(tài)環(huán)境的關(guān)系實質(zhì)反映了環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線的特征，這種關(guān)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(jié)論基本相同。從協(xié)整分析結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)增長與草原生態(tài)環(huán)境存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，說明長期以來我國的經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長對草地資源具有很強的依賴性，原因可能是我國牧區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展尚處于工業(yè)化初級階段，牧區(qū)經(jīng)濟(jì)增長方式屬于資源、能源消耗型，對草原生態(tài)環(huán)境造成了嚴(yán)重的破壞?？傮w來說，我國經(jīng)濟(jì)增長對草原生態(tài)環(huán)境的影響大致符合環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線，近10年來草原生態(tài)壓力出現(xiàn)緩解跡象，EKC理論有一定的合理性。

同時，需要注意的是，根據(jù)回歸方程系數(shù)計算出的倒U型曲線轉(zhuǎn)折點位置的人均GDP為8 350元，大于2009年的實際觀測值5 099元，這表明我國草原生態(tài)壓力仍未跨過EKC曲線的上升區(qū)間。在未來存在著兩種可能性，一方面社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動政策法規(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)意識的提高，草原生態(tài)壓力將越過EKC曲線的轉(zhuǎn)折點，改變草地環(huán)境惡化的總體趨勢;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)境惡化問題會自然得到解決，如果草原退化超過一定的生態(tài)閾值，就會變得不可逆，草原生態(tài)環(huán)境將會隨經(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，以實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與草地生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

［1］敖仁其.草原產(chǎn)權(quán)制度變遷與創(chuàng)新.內(nèi)蒙古社會科學(xué) (漢文版)，2003，24(4):116～120

［2］陳秋紅.經(jīng)濟(jì)發(fā)展與草地資源退化之間的一般規(guī)律.中國人口·資源與環(huán)境，2010，20(11):122～127

［3］于峰.環(huán)境庫茲涅茨曲線研究回顧與評析.經(jīng)濟(jì)問題探索，2006，(8):4～12

［4］William E.Rees.Ecological footprint and appropriated carrying capacity:what urban economics leaves out，Environment and Urbanization，1992，4(2)121～130;Wackernagel M，Rees W.E.Our Ecological Footprint:Reducing Human Impact on the earth.Gabriola Island:New Society Publishes，1996，61 ～83

［5］Boutaud A，Gondran N，Brodhag C.(Local)environmental quality versus(global)ecological carrying capacity:what might alternative aggregated indicators bring to the debates about environmental Kuznets curves and sustainable develop.International Journal of Sustainable Development，，2006，(9):297 ～310

［6］Marco Bagliania，Giangiacomo Bravob，Silvana Dalmazzone.A consumption-based approach to environmental Kuznets curves using the ecological footprint indicator.Ecological Economics，2008，(65):650 ～661

［7］Jill L.Caviglia-Harrisa，Dustin Chambersa，James R.Kahnb.Taking the“U”out of Kuznets A comprehensive analysis of the EKC and environmental degradation.Ecological Economics，2009，(68):1149 ～1159

［8］Mohamed M.Mostafa.A Bayesian approach to analyzing the ecological footprint of 140 nations.Ecological Indicators，2010，(10):808～817

［9］向書堅，盧小蘭.湖北生態(tài)足跡和經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系分析.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2009，(6):29～34

［10］何蓓蓓，梅艷.江蘇省生態(tài)足跡與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究.資源科學(xué)，2009，31(11):1973～1981

［11］郭軍華，中國經(jīng)濟(jì)增長與生態(tài)足跡的實證分析.統(tǒng)計與決策，2010，(10):100～103

［12］錢文婧，賀燦飛.經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境關(guān)系:生態(tài)足跡視角.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2010，(10):24～29

［13］Wackernagela M，Monfredaa C，Karl-Heinz Erbb et al.Ecological footprint time series of Austria，the Philippines，and South Korea for 1961-1999:comparing the conventional approach to an‘a(chǎn)ctual land area’approach.Land Use Policy，2004，(21):261～269

［14］McConnell，K.E.Income and the demand for environmental quality.Environment and Development Economics，1997，(2):383 ～399

［15］侯向陽.中國草原保護(hù)建設(shè)技術(shù)進(jìn)展及推廣應(yīng)用效果.中國草地學(xué)報，2009，31(1):4～12

［16］楊理.草原治理:如何進(jìn)一步完善草原家庭承包制.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007，(12):62～67