不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值的影響
——基于玉門市部分農(nóng)戶的實(shí)證分析

高慧敏，程文仕

（甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，蘭州 730070）

0 引言

耕地為人類提供不可或缺的生存資源，長期以來為保障糧食安全和社會(huì)穩(wěn)定發(fā)揮著重要作用[1]。人們對(duì)于耕地資源功能的認(rèn)知，從單一功能逐漸向多功能轉(zhuǎn)變[2-3]，各功能間既相互獨(dú)立也相互聯(lián)系，既可能相互制約又可能相互促進(jìn)[4]。農(nóng)田整治是促進(jìn)耕地多功能利用的重要手段，對(duì)于耕地面積的增加、質(zhì)量的提高、國家糧食安全和生態(tài)安全的保障具有重要意義[5]。2020 年中央一號(hào)文件提出實(shí)施全域土地綜合整治，對(duì)土地整治中耕地資源的生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值的提高提出了新的更高要求。

近年來，學(xué)者們對(duì)土地整治中耕地價(jià)值的研究主要集中在對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值的影響方面。杜心棟[6]認(rèn)為通過改善耕地配套基礎(chǔ)設(shè)施和改良土壤2種方式，均能提高耕地質(zhì)量和產(chǎn)能；汪箭[7]認(rèn)為農(nóng)用地整治對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值有一定的正向影響；吳勇、吳兆娟等[8-9]認(rèn)為土地整治可以提高耕地質(zhì)量，進(jìn)而提高耕地的生態(tài)價(jià)值；李巖等[10]認(rèn)為土地整理的實(shí)施對(duì)項(xiàng)目區(qū)的生態(tài)質(zhì)量存在有利或有害的影響。這些研究，較多的是根據(jù)不同主體，從政府主導(dǎo)和農(nóng)戶主導(dǎo)對(duì)農(nóng)田整治進(jìn)行研究[11-12]，主要是從耕地的生產(chǎn)、社會(huì)和生態(tài)的單一價(jià)值來分析農(nóng)田整治對(duì)耕地產(chǎn)生的影響，目前還沒有針對(duì)河西走廊地區(qū)的農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值影響的研究報(bào)道。河西走廊是典型的內(nèi)陸河流域、灌溉農(nóng)業(yè)區(qū)，以往的農(nóng)田整治注重提高耕地的生產(chǎn)價(jià)值，很少考慮鹽堿化、沙化土地治理等生態(tài)修復(fù)問題，致使耕地地力下降，影響糧食產(chǎn)能。鑒于此，本文選取河西走廊地區(qū)的玉門市黃閘灣鎮(zhèn)黃花營村，利用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，根據(jù)區(qū)域?qū)嶋H情況，設(shè)計(jì)出不同的農(nóng)田整治模式，采用收益還原法和當(dāng)量因子修正法分別計(jì)算耕地生產(chǎn)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值，再利用DID（雙重差分）模型、OLS（最小二乘法）模型和面板（Panel Data）模型的DID 計(jì)算不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值的影響以及耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)生態(tài)價(jià)值的影響，進(jìn)而研究不同的農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值的影響和差異性，比選出較優(yōu)農(nóng)田整治模式，為更好地實(shí)施土地整治提供參考和借鑒。

1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

玉門市黃閘灣鎮(zhèn)黃花營村（97°05′33″~97°15′34″E，40°28′47″~40°27′10″N），地處河西走廊西端，總面積1 055.45 hm2。該區(qū)地勢(shì)平坦，平均海拔1 370.59 m；屬大陸性荒漠氣候，年平均降水量61.9 mm，年蒸發(fā)量2 952 mm，年平均溫度6.9 ℃，溫差大，無霜期130 d；區(qū)域的灌淤土土體深厚，土壤的通透性較好，耕作層有機(jī)質(zhì)17.80 g/kg，土壤PH 值為8.69，水溶性全鹽0.56 g/kg；主要作物有小麥、玉米、棉花、大麥、葵花、甘草等；區(qū)域?qū)偈枥蘸硬R灌區(qū)，農(nóng)業(yè)灌溉用水主要由昌馬支渠供水。農(nóng)田整治項(xiàng)目實(shí)施前區(qū)域土地利用現(xiàn)狀如圖1 所示。

圖1 土地利用現(xiàn)狀圖

1.2 數(shù)據(jù)來源與出處

本研究數(shù)據(jù)來源于此項(xiàng)目區(qū)以及周邊未整治區(qū)的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)。2019 年12 月課題組在黃花營村以及周邊未整治村進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研。針對(duì)高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式，抽取3 個(gè)村民小組進(jìn)行面對(duì)面的問卷調(diào)查，共調(diào)查281 戶，實(shí)際收到有效問卷265 份，其中未整治區(qū)123 份，整治區(qū)142 份。針對(duì)生態(tài)修復(fù)型主導(dǎo)型模式，以村民座談會(huì)交流并填寫問卷的形式進(jìn)行農(nóng)戶調(diào)查，在整治區(qū)隨機(jī)抽取2 個(gè)村民小組進(jìn)行問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷103 份，實(shí)際收到有效問卷87 份。

2 研究方法

2.1 不同農(nóng)田整治模式設(shè)計(jì)

在有限的資金投入下，各項(xiàng)工程的建設(shè)內(nèi)容、形式和標(biāo)準(zhǔn)不盡相同，就必然形成不同的建設(shè)模式。針對(duì)區(qū)域?qū)嶋H，從不同的角度規(guī)劃設(shè)計(jì)出高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型、生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型2 種典型模式。

2.1.1 模式A：高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型。建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田對(duì)于農(nóng)業(yè)綜合能力的提升、農(nóng)村的協(xié)調(diào)發(fā)展和國土空間的優(yōu)化具有重要的意義[13]。根據(jù)區(qū)域?qū)嶋H情況，設(shè)計(jì)出高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田型模式（圖2a），該模式以灌溉與排水、田間道路工程為主導(dǎo)。共規(guī)劃設(shè)計(jì)改建斗渠5 條（總長9 495.6 m），改建農(nóng)渠99 條（總長47 092.5 m），改建田間道17 條（總長8 549 m），改建生產(chǎn)路60 條（總長21 669.1 m），栽種新疆楊34 195 株。

2.1.2 模式B：生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型。土地整治在服務(wù)生態(tài)文明建設(shè)中扮演著重要角色[14]，根據(jù)區(qū)域?qū)嶋H情況，設(shè)計(jì)出生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式（圖2b），該模式以鹽堿化治理（改良土壤）、栽種防護(hù)林為主導(dǎo)。共規(guī)劃設(shè)計(jì)土壤改良工程使用過磷酸鈣861 569 kg、羊糞20 977 m3、拉運(yùn)河沙71 173.05 m3、拖拉機(jī)深翻板結(jié)地4 994 625 m3，栽種農(nóng)田防風(fēng)林62 982 株，改建田間道17 條（總長8 549 m），改建生產(chǎn)路60 條（總長21 669.1 m）。

圖2 典型農(nóng)田整治模式規(guī)劃方案

2.2 收益還原法

耕地生產(chǎn)價(jià)值的核算采用收益還原法，是目前國內(nèi)普遍采用的方法[15]，計(jì)算公式[5]如下：

式中，VC為生產(chǎn)價(jià)值；L 為生產(chǎn)年凈收益；r 為還原率；n 為使用期限；W 為生產(chǎn)收入；C 為生產(chǎn)成本；A為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際耕種面積；ai、qi、pi分別為第i 種農(nóng)作物的播種面積、單位面積產(chǎn)量和價(jià)格；c1、c2、c3依次表示農(nóng)戶在每公頃耕地上投入的流動(dòng)資本、固定資本和勞動(dòng)力。

2.3 當(dāng)量因子修正法

耕地生態(tài)價(jià)值的測(cè)算采用當(dāng)量因子修正法，謝高地等[16-18]在Contanza 等[19]的研究基礎(chǔ)上，對(duì)當(dāng)量因子進(jìn)行修正測(cè)算耕地生態(tài)服務(wù)價(jià)值。公式如下：

式中，Y 為研究區(qū)修正后的耕地生態(tài)價(jià)值當(dāng)量因子；x1為研究區(qū)平均糧食單產(chǎn)；x2為全國平均糧食單產(chǎn)；Z 為中國陸地生態(tài)系統(tǒng)中農(nóng)田的單位面積生態(tài)價(jià)值當(dāng)量因子；Ea 為1 單位當(dāng)量因子的價(jià)值量；mi為i種農(nóng)作物的播種面積；pi為研究區(qū)i 種農(nóng)作物的平均價(jià)格；qi為i 種農(nóng)作物的單產(chǎn)；M 為n 種糧食作物播種總面積；V 為耕地的生態(tài)價(jià)值。

2.4 雙重差分模型（DID 模型）

雙重差分模型（DID 模型）由周黎安和陳燁[20]在2005 年引入，本文利于該模型研究不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值的凈影響，模型如下：

式中，i 為個(gè)體；t 為時(shí)間；T 為時(shí)間變量，Tit=0 表示整治前，Tit=1 表示整治后；D 為實(shí)驗(yàn)分組，Dit=0 表示對(duì)照組，Dit=1 表示實(shí)驗(yàn)組；X 為控制變量；α0、α1、α2、β、α3為相應(yīng)變量的系數(shù)；β 為雙重差分估計(jì)量（對(duì)生產(chǎn)和生態(tài)價(jià)值的凈影響）；ui為個(gè)體i 不隨時(shí)間變化的固定特征；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

如果實(shí)驗(yàn)時(shí)間與分組是完全隨機(jī)的，即E(ρ│E)=0(ρ=u+ε)，最小二乘法（OLS 模型）也能夠給出β 的一致估計(jì)，直接采用OLS 模型即可：

但實(shí)際情況很難實(shí)現(xiàn)完全隨機(jī)，如果E(ρ│E)≠0，E(ε│E)=0，首先采用面板模型以得到對(duì)參數(shù)的一致估計(jì)[20]，再利用豪斯曼檢驗(yàn)確定采用隨機(jī)或固定效應(yīng)面板模型DID，得到參數(shù)的一致估計(jì)。

2.5 OLS 模型

采用普通最小二乘法分析不同農(nóng)田整治模式的耕地生產(chǎn)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值之間的關(guān)系，公式如下：

式中，Yi為耕地生態(tài)價(jià)值的對(duì)數(shù)值；Fi為農(nóng)田整治因素；Xit為控制變量；α、β、γ 為變量系數(shù)。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性分析

3.1.1 不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值影響的描述性分析。根據(jù)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，研究區(qū)的大田作物主要是大麥、玉米和向日葵，以此3 種農(nóng)作物分析農(nóng)田整治對(duì)耕地單產(chǎn)的影響。首先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明該檢驗(yàn)宜采用非參數(shù)獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。

（1）整治區(qū)與未整治區(qū)對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值的影響。從總體樣本Mann-Whitney U 檢驗(yàn)結(jié)果看，3 種農(nóng)作物的產(chǎn)量顯著增加，均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。從整治區(qū)與未整治區(qū)耕地投入產(chǎn)出情況看，整治區(qū)的3 種農(nóng)作物產(chǎn)量均比未整治區(qū)的產(chǎn)量高，其中玉米產(chǎn)量增加最多，每畝增加25.31 kg。相對(duì)于未整治區(qū)，整治區(qū)耕地的生產(chǎn)價(jià)值對(duì)數(shù)值顯著增加，生產(chǎn)經(jīng)營成本顯著降低，且二者均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，結(jié)果有效。

（2）整治區(qū)整治前后的耕地生產(chǎn)價(jià)值的變化。從整治區(qū)耕地投入產(chǎn)出情況看，整治后3 種農(nóng)作物的單產(chǎn)都有一定的增加，其中玉米產(chǎn)量增加最為顯著（增加30.51 kg/畝）。整治后耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)數(shù)值比整治前增加了0.05，耕地生產(chǎn)成本降低了0.02（3 種農(nóng)作物產(chǎn)量、生產(chǎn)價(jià)值對(duì)數(shù)值、生產(chǎn)成本均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，結(jié)果有效）。

（3）模式A 整治前后耕地生產(chǎn)價(jià)值的變化。從模式A 的耕地投入產(chǎn)出情況（整治前=0，整治后=1）看，整治后3 種農(nóng)作物的單產(chǎn)顯著增加（每畝分別增加19.26 kg、51.02 kg、11.48 kg）。整治后耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)數(shù)值比整治前增加了0.07，耕地生產(chǎn)成本降低了0.02（均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，結(jié)果有效）。

（4）模式B 整治前后耕地生產(chǎn)價(jià)值的變化。從模式B 耕地投入產(chǎn)出情況（整治前=0，整治后=1）看，整治后3 種農(nóng)作物的單產(chǎn)有一定的增加（每畝分別增加5.0 kg、10.0 kg、2.49 kg）。整治后耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)數(shù)值比整治前增加了0.04，耕地生產(chǎn)成本降低了0.01（均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，結(jié)果有效）。

由此可見，不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地單產(chǎn)和生產(chǎn)價(jià)值均具有一定的正向提升作用，也都能降低耕地經(jīng)營成本，但模式A 比模式B 對(duì)耕地單產(chǎn)和生產(chǎn)價(jià)值的提升幅度大，降低的生產(chǎn)成本高，從耕地生產(chǎn)價(jià)值變化看，模式A 更優(yōu)。

3.1.2 不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生態(tài)價(jià)值影響的描述性分析。（1）整治區(qū)與未整治區(qū)對(duì)地態(tài)價(jià)值的影響。從總體樣本Mann-Whitney U 檢驗(yàn)結(jié)果看，耕地生態(tài)價(jià)值對(duì)數(shù)值通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。從整治區(qū)與未整治區(qū)耕地生態(tài)價(jià)值情況看，整治區(qū)生態(tài)價(jià)值對(duì)數(shù)值比未整治區(qū)高0.05，表明農(nóng)田整治能夠促進(jìn)耕地生態(tài)價(jià)值的提高。（2）整治區(qū)整治前后的耕地生態(tài)價(jià)值的變化。從整治區(qū)整治前后耕地生態(tài)價(jià)值情況看，整治后耕地生態(tài)對(duì)數(shù)值比整治前增加了0.09，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明農(nóng)田整治能夠顯著提升耕地的生態(tài)價(jià)值。（3）模式A 整治前后的耕地生態(tài)價(jià)值的變化。從模式A 的耕地生態(tài)價(jià)值（整治前=0，整治后=1）看，整治后耕地生態(tài)對(duì)數(shù)值比整治前增加了0.09，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明模式A 對(duì)提升耕地的生態(tài)價(jià)值有正向影響。（4）模式B 整治前后的耕地生態(tài)價(jià)值的變化。從模式B 的耕地生態(tài)價(jià)值（整治前=0，整治后=1）看，整治后耕地生態(tài)對(duì)數(shù)值比整治前增加了0.13，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明模式B 對(duì)耕地的生態(tài)價(jià)值有顯著的正影響。

由此可見，不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生態(tài)價(jià)值均具有一定的正向提升作用，但模式A 的耕地生態(tài)價(jià)值對(duì)數(shù)值較模式B 提升幅度小0.04，從耕地生態(tài)價(jià)值變化看，模式B 更優(yōu)。

3.2 計(jì)量分析

由于耕地生產(chǎn)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值的影響因素較多，描述性分析不能夠全面識(shí)別其他影響因素的影響，需要進(jìn)一步采用計(jì)量模型進(jìn)行分析。

3.2.1 DID 模型的適用性分析。DID 模型的使用需要滿足一定的假設(shè)[21]，研究中數(shù)據(jù)主要來源于社會(huì)調(diào)查，所形成的實(shí)驗(yàn)組和處理組數(shù)據(jù)不能完全隨機(jī)，需要對(duì)可能影響農(nóng)田整治的前提條件進(jìn)行DID 模型的適用性檢驗(yàn)（組間差異檢驗(yàn)）。根據(jù)河西走廊農(nóng)田整治實(shí)踐，選取耕地面積、耕地灌溉條件、土壤肥沃程度和田間道路運(yùn)輸條件4 個(gè)變量進(jìn)行組間差異檢驗(yàn)。通過正態(tài)性分析，宜采用非參數(shù)獨(dú)立樣本檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，耕地面積、耕地灌溉條件和田間道路運(yùn)輸條件沒有差異，土壤肥沃程度有一定的差異。采用農(nóng)田整治二元選擇模型Logit 回歸，回歸結(jié)果如表2 所示，4個(gè)變量對(duì)是否進(jìn)行農(nóng)田整治均沒有顯著性影響，均沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，說明本研究實(shí)驗(yàn)分組具有近似隨機(jī)性。

表1 整治區(qū)與未整治區(qū)農(nóng)戶樣本的非參數(shù)獨(dú)立樣本檢驗(yàn)

表2 “是否進(jìn)行農(nóng)用地整治”的二元選擇模型估計(jì)結(jié)果

3.2.2 不同農(nóng)田整治模式的耕地生產(chǎn)價(jià)值的變化。（1）變量選擇與統(tǒng)計(jì)描述。利用DID 模型分析農(nóng)田整治對(duì)耕地的生產(chǎn)價(jià)值的凈影響，參照汪箭等[7]的研究成果，根據(jù)區(qū)域?qū)嶋H情況，被解釋變量確定為耕地生產(chǎn)價(jià)值和耕地經(jīng)營成本；解釋變量選擇是否進(jìn)行農(nóng)田整治和農(nóng)田整治模式；控制變量包括受訪者的性別、年齡等8 個(gè)變量（表3），區(qū)域變量特征見表3。（2）模型分析。為準(zhǔn)確分析農(nóng)田整治對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值的影響，首先采用OLS 模型對(duì)參數(shù)進(jìn)行差分估計(jì)（模型1 未加入控制變量，模型2 加入控制變量），其結(jié)果（表4）可以看出加入控制變量和未加入控制變量的估計(jì)結(jié)果相似，進(jìn)一步說明本研究實(shí)驗(yàn)分組的近似隨機(jī)性。

表3 耕地生產(chǎn)價(jià)值主要變量說明和統(tǒng)計(jì)描述

表4 農(nóng)田整治效果的OLS 估計(jì)結(jié)果

將整治區(qū)農(nóng)戶樣本作為實(shí)驗(yàn)組，未整治區(qū)農(nóng)戶樣本作為對(duì)照組，分析農(nóng)田整治對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值的影響。差分估計(jì)結(jié)果顯示，在生產(chǎn)價(jià)值方面，模型1 和模型2交互項(xiàng)系數(shù)均為0.013，即耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)數(shù)值的凈增值為0.013，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)田整治對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值產(chǎn)生顯著的正影響；在經(jīng)營成本方面，交互項(xiàng)系數(shù)分別為-0.008 和-0.009，即耕地經(jīng)營成本對(duì)數(shù)值的凈影響為-0.008 和-0.009，且均通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明對(duì)耕地的經(jīng)營成本有顯著的負(fù)影響。

分別將模式A 和模式B 的樣本作為實(shí)驗(yàn)組，周邊未實(shí)施農(nóng)田整治的樣本作為對(duì)照組，比較不同模式對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值的影響。差分估計(jì)結(jié)果顯示，模式A 能夠顯著提高耕地生產(chǎn)價(jià)值，降低耕地經(jīng)營成本；模式B對(duì)耕地的生產(chǎn)價(jià)值具有顯著的正影響，但是對(duì)耕地經(jīng)營成本影響不顯著。

將模式A 的樣本作為實(shí)驗(yàn)組，模式B 的樣本作為對(duì)照組，比較2 種模式之間的差異。耕地生產(chǎn)價(jià)值差分估計(jì)結(jié)果顯示，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，凈影響值為-0.022，說明模式A 比模式B 更優(yōu)；耕地經(jīng)營成本差分估計(jì)結(jié)果顯示，交互項(xiàng)系數(shù)為正，且通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，模型1 和模型2 的影響值分別為0.014 和0.013，說明模式B 在降低經(jīng)營成本方面更優(yōu)。

為了解決模型的內(nèi)生性問題帶來的誤差，采用豪斯曼檢驗(yàn)分析，顯示宜采用固定面板效應(yīng)模型差分估計(jì)，其結(jié)果（表5）可以看出，農(nóng)田整治能夠顯著提高耕地生產(chǎn)價(jià)值并降低耕地經(jīng)營成本；從不同模式來看，模式A能對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值產(chǎn)生顯著的正向影響，對(duì)耕地經(jīng)營成本產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，但模式B 對(duì)兩者的影響均不顯著；從2 種模式的對(duì)比結(jié)果看，模式A 更能提高耕地的生產(chǎn)價(jià)值并降低經(jīng)營成本，即模式A 優(yōu)于模式B。

表5 農(nóng)田整治的固定效應(yīng)面板模型DID 估計(jì)

由此可見，在提高耕地生態(tài)價(jià)值方面，模式A 優(yōu)于模式B。主要原因是，模式A 注重道路和灌溉等農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，使得耕地生產(chǎn)成本降低較模式B更明顯；模式B 注重土壤的改良，土壤熟化需要一定的時(shí)間，即具有“政策滯后性”。這一研究結(jié)果與描述性分析一致，符合區(qū)域?qū)嶋H情況。

3.2.3 不同農(nóng)田整治模式的耕地生態(tài)價(jià)值的變化。（1）變量選擇與統(tǒng)計(jì)描述。參照相關(guān)研究成果，根據(jù)區(qū)域?qū)嶋H，將耕地生態(tài)價(jià)值、生產(chǎn)價(jià)值變化作為被解釋變量；是否進(jìn)行農(nóng)田整治和農(nóng)田整治模式為解釋變量；受訪者的性別、年齡等13 個(gè)變量作為控制變量（表6）。（2）模型分析。采用OLS 模型和DID 模型對(duì)參數(shù)進(jìn)行差分估計(jì)，對(duì)農(nóng)田整治的耕地生產(chǎn)價(jià)值變化進(jìn)行分析（模型1 未加入控制變量，模型2 加入控制變量）。結(jié)果（表7）可以看出，2 種模型對(duì)交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值略有差異，但均大于0，OLS 估計(jì)值較為可靠；2種模型的DID 交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.098 和0.063，與未整治區(qū)相比，農(nóng)田整治帶來的耕地生態(tài)價(jià)值對(duì)數(shù)值的凈增值分別為0.098 和0.063，并通過5%的顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果有效；2 種模型都對(duì)耕地的生態(tài)價(jià)值的提升有顯著的正影響；2 種模型的交互項(xiàng)估計(jì)參數(shù)為正，且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，即在提升耕地生態(tài)價(jià)值方面，模式B 優(yōu)于模式A。

表6 耕地生態(tài)價(jià)值主要變量說明和統(tǒng)計(jì)描述

由此可見，不同農(nóng)田整治模式的耕地生態(tài)價(jià)值均有所提高，主要原因有：農(nóng)田整治后耕地面積的增加，使得耕地生態(tài)價(jià)值提升；農(nóng)田整治后單產(chǎn)增加、農(nóng)作物價(jià)格的上漲等因素，使得單位當(dāng)量因子增加，進(jìn)而提高耕地生態(tài)價(jià)值。模式B 優(yōu)于模式A，主要原因是：未建設(shè)灌溉渠系，沒有因?yàn)榍档冉ㄔO(shè)占用耕地，不會(huì)對(duì)土渠兩旁的防護(hù)林造成影響。這一研究結(jié)果符合區(qū)域?qū)嶋H。

3.2.4 耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)耕地生態(tài)價(jià)值的影響。采用OLS差分估計(jì)，分析耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)生態(tài)價(jià)值的影響（被解釋變量為耕地生態(tài)價(jià)值對(duì)數(shù)值，解釋變量為耕地價(jià)值變化情況，控制變量包括受訪者的性別、年齡等，表7）。結(jié)果顯示（表8）交互項(xiàng)系數(shù)為0.012，加入控制變量的擬合度優(yōu)于未加入控制變量的擬合度，且耕地價(jià)值變化均通過5%的顯著性檢驗(yàn)，說明耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)耕地生態(tài)價(jià)值有顯著的正影響。

表7 耕地生態(tài)價(jià)值估計(jì)

表8 耕地生產(chǎn)價(jià)值對(duì)生態(tài)價(jià)值影響的OLS 估計(jì)

3.3 農(nóng)田整治模式比選

分別將模式A 和模式B 的耕地生產(chǎn)價(jià)值、生態(tài)價(jià)值、經(jīng)營成本，以及生產(chǎn)價(jià)值對(duì)生態(tài)價(jià)值影響的交互項(xiàng)系數(shù)相加，得到2 種模式的綜合作用值分別為0.056 3和0.074 0，可以看出，模式B（生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式）總體上優(yōu)于模式A（高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式）。

4 討論與結(jié)論

4.1 討論

4.1.1 本研究是基于有限投入資金支持下，不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地生產(chǎn)、生態(tài)價(jià)值的影響研究，可以看出在提高耕地生產(chǎn)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值方面，高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式和生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式各有優(yōu)勢(shì)，在資金足夠支持的情況下，應(yīng)該實(shí)施全域土地綜合整治，更好地發(fā)揮土地整治的基礎(chǔ)性作用。

4.1.2 在未來河西走廊土地整治中，需繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)田的投資建設(shè)力度；注重生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型土地整治模式的設(shè)計(jì)和實(shí)踐；因地制宜的設(shè)計(jì)實(shí)施符合區(qū)域?qū)嶋H的農(nóng)田整治模式，力求實(shí)施全域土地綜合整治。

4.1.3 本文總結(jié)并規(guī)劃設(shè)計(jì)出了高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型、生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型2 種農(nóng)田整治模式，從大的理念上凸顯出不同整治模式的差異，但設(shè)置模式較為籠統(tǒng)，未能從不同的土地整治工程建設(shè)內(nèi)容及其方案的角度，更深入設(shè)計(jì)和分析不同農(nóng)田整治模式的差異，需要在今后的研究中進(jìn)一步細(xì)化深入。

4.2 結(jié)論

4.2.1 不同農(nóng)田整治模式對(duì)耕地的生產(chǎn)價(jià)值均具有顯著的正影響。高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式較生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值的凈影響值高0.020，在降低耕地經(jīng)營成本方面前者比后者高0.015，高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式更能提高耕地的生產(chǎn)價(jià)值。

4.2.2 不同農(nóng)田整治對(duì)耕地的生態(tài)價(jià)值具有顯著的正影響，但高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式較生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式對(duì)耕地生產(chǎn)價(jià)值的凈影響值小0.053，生態(tài)修復(fù)型主導(dǎo)型模式更能提高耕地的生態(tài)價(jià)值。

4.2.3 耕地生產(chǎn)價(jià)值的提高對(duì)耕地生態(tài)價(jià)值具有顯著的正影響，高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式的綜合作用較生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式小0.017 7，生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)型模式優(yōu)于高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)型模式。

4.2.4 今后的土地整治中，應(yīng)轉(zhuǎn)變觀念，將傳統(tǒng)的注重耕地生產(chǎn)價(jià)值提升的高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田主導(dǎo)模式轉(zhuǎn)變?yōu)樽⒅厣鷳B(tài)價(jià)值提升的生態(tài)修復(fù)主導(dǎo)模式，確保提高耕地的生產(chǎn)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值。