“三變”改革促進農民增收了嗎？
——基于DID 模型的實證檢驗

閆 照 韓德軍

（1.農業農村部管理干部學院 北京 郵編：102208；2.貴州財經大學公共管理學院 貴州 貴陽 郵編：550025）

一、引言與文獻綜述

農民增收問題一直是三農問題的一個重要方面，直接關系到鄉村振興以及共同富裕的實現。2015年11 月習近平總書記在中央扶貧開發工作會議上強調指出，“通過改革創新，要讓貧困地區的土地、勞動力、資產、自然風光等要素活起來，讓資源變資產、資金變股金、農民變股東，讓綠水青山變金山銀山，帶動貧困群眾增收?！彪S后，農村“三變”改革于2017 年、2018 年、2019 年連續三年被寫入中央一號文件，“三變”改革從地方經驗上升到政策高度。2011 年發源于貴州六盤水舍烹村并于2014年在全市全面推開的“三變”改革充分激活了農村發展內生動力，在促進農民增收方面取得了良好效果。據資料顯示，自從2016 年“三變”改革在貴州省全面推行以來，經過多年的變革與試點，“三變”改革成效顯著，僅六盤水市貧困戶從“三變”中獲取的股權收益就高達1.12 億元，股權收益脫貧6.59 萬人，脫貧率為23.1%[1]，為貴州省2020 年的全面脫貧工作貢獻了力量，促進了農民增收。2021 年，六盤水市開始著力打造“三變”改革升級版，“三變”改革正在鄉村振興背景下全面深化，可見“三變”改革具有持續研究的意義。

目前學術界關于“三變”改革的研究主要為其起源[2,3]、內涵[4]、實質[5,6]及成效的定性研究[7]。聚焦于本文研究主題，從改革成效上看，現有研究大多主張“三變”改革促進了農民增收，有學者在分析農村“三變”改革的效應與創新價值時得出“三變”改革具有壯大集體經濟、促進農民增收的作用[3]。從增收邏輯來看，“三變”改革的制度安排中同樣采取了與農地股份合作制相一致的“按資本分配”和“按勞分配”的方式，并在農地股份合作制基礎上加入“資產租賃”方式，通過核資入股方式入股新型經營主體，促使農民增加收入[8]。根據經濟學學理層面來看“三變”改革的內在邏輯是通過構建“公司+農戶”的利益聯結機制，從而推動農民的資產增值，進一步使農民獲得資產性收入[9]。另外，“三變”改革創造性變革扶貧資金和扶貧項目運行機制，通過增加貧困戶的資產性收入培育農村精準扶貧長效機制，實現“輸血式”向“造血式”扶貧模式的轉變[1]。從增收路徑來看，既有研究指出“三變”改革的要義在于使農村低收入者獲得資產性收入[10]，“三變”改革采取“村社一體、合股聯營”等方式，盤活了農民的土地收益權和房屋財產權，增加了農民的收入[11]?！叭儭备母锎龠M農村產業三產融合發展，延長農業產業鏈條和擴展勞動力市場，提高了農民經營和工資收入[12]。因此，“三變”改革通過增加農民的租金、股份分紅、轉移就業后、自營工商業以及種植業收入等分別提高了農民的財產性、工資性以及家庭經營性收入水平[7]，前期農民通過租金、工資和財政分紅獲得收入后期則通過獲得租金、務農務工和盈利分紅收入來改善投資、就業和收入結構增加收入[13]。

綜上所述，借鑒現有研究思路為系統性分析“三變”改革促進農民增收作用機制理論奠定了基礎。另外，目前學術界關于“三變”改革對農民增收的研究相對較少并且多是定性方面的理論研究，缺少定量方面的實證支撐，“三變”改革路徑提供了一個準自然實驗，同時可被看做是一項政策試驗，對于這種政策的效果評價，通常使用雙重差分法（DID）進行分析。因此，本文依照“推演—假設—驗證”的理論邏輯框架，首先理論上推演“三變”改革促進農民增收的作用機制并提出研究假說，然后以烏蒙山區三個地級市為研究區域，采用2010~2019 年24 個縣域的平衡面板數據，構建雙重差分模型對理論假說予以實證檢驗，來檢驗“三變”改革促進農民增收的政策效應，彌補了“三變”改革促進農民增收研究領域缺少運用定量方法對政策效應評估的不足，以期為“三變”改革的深入推進提供理論依據、實證支撐以及經驗借鑒。

二、理論分析與研究假說

“三變”改革通過“資源變資產”“資金變股金”“農民變股東”的股份合作制發展路徑，將農村閑置、利用效率低下資源資產充分利用，盤活了農村資源資產，激活了農村要素市場，壯大了農村產業的發展，尤其是旅游業，促進了經濟發展，為農民增收創造了良好的條件，使農民家庭內部的土地、勞動力和資本進行了重新配置，農民收入結構趨于多元化，主要有財產性收入、工資性收入、經營性收入等。因此，“三變”改革促進農民增收的作用機制主要包括以下方面（見圖1）。

圖1 “三變”改革促進農民增收的作用機制

圖2 平行趨勢檢驗：“三變”改革對農民收入水平的影響

圖3 平行趨勢檢驗：“三變”改革對農民收入增長速度的影響

借助要素分配的一般規律，從收入的性質看，一般分為資產性收入和勞動收入，“三變”改革的制度安排即采取了按資分配與按勞分配相結合的方式[8]，即增加農民財產性收入和工資性收入。首先，通過“資源變資產”“資金變股金”“農民變股東”明晰產權，減少交易成本，量化折價入股，農民作為股東參與合理分配。一方面農民通過將自己的土地、房屋、資金等資源、資產入股合作社或其他經營主體獲得資產租賃收入和股份分紅；另一方面農民還可通過在集體存量資源、資金、資產以及財政資金整合作為股權的增值收益中獲得相應比例的二次分配，充分增加了財產性收入。同時，村集體通過獲得相應比例收益壯大了集體經濟，集體經濟壯大為集體分紅與惠農專項資金創造資金基礎與條件，增加農民的轉移性收入。其次，“三變”改革一方面通過土地流轉集中，規?；洜I，解放了農業勞動力；另一方面，提升農業機械化水平發展現代農業，通過撬動社會資本流入產業平臺，帶動了農村產業發展，為土地流轉創造條件，增加了就業崗位?；诖藘煞矫鏃l件，農民可以外出務工或者繼續在流轉土地經營項目上從事農業生產或者從事加工生產以及旅游服務業，充分增加了工資性收入。另外，除了以上收入外，“三變”改革還可通過產業發展的正外部性增加農民經營性收入，有能力的農民可依靠旅游業利用自己房屋經營農家樂、超市以及民宿等，充分增加了經營性收入。綜上所述，“三變”改革可通過自身的作用機制增加農民財產性收入、工資性收入、經營性收入和轉移性收入，基于此，提出本文的研究假說1。

H1：“三變”改革提高了農民收入，具有促進農民增收的政策效應。

值得注意的是，對于政策改革來說一般會產生預期效應或者滯后效應，改革的政策效果也會在時間分布上產生差異性，一般來說，改革推進越久，其效果越明顯?！叭儭备母锸浅掷m穩步進行的，其影響程度也是在一個動態過程中變化的，基于此，本文提出假說2。

H2：“三變”改革促進農民增收是一個動態變化過程，“三變”改革具有持續增收政策效果，并且隨著時間推移，其促進農民增收的政策效應整體上越突顯。

三、數據來源、模型設定與變量說明

（一）研究設計與數據來源

從改革時間來看，自六盤水2014 年①六盤水市委市政府于2014 年底在實踐總結的基礎上提出了“三轉”改革，并于2015 年3 月正式提煉出“三變”改革，說明“三變”改革于2014 年已經開始實施，因此，本文將2014 年定為“三變”改革政策影響時點。全市推開“三變”改革后，貴州省其他市陸續展開改革試點，到2016 年底已先后有21 個縣域開展了試點，直到2018 年底，全省實現了改革試點88 個縣域全覆蓋②來自調研貴州省農業農村廳“三變”改革辦公室獲取的資料。。由于其他地市是陸續開展改革，所以時點難以統一界定。另外，從改革成效來看，六盤水市被農業部批復為“全國農村改革試驗區”，承擔農村“三變”改革實驗任務[4]，并且根據實地調研發現，六盤水的改革成效較貴州省其他地區顯著。因此，出于樣本量大小和研究設計考量，本文選取六盤水市縣域層面作為處理組，共4 個縣域。另外，為了克服內生性問題③對照組首先應該選取與六盤水市自然經濟條件等差異不大的貴州省其他區域，但由于貴州全省都或多或少受到“三變”改革政策影響，這樣可能會產生內生性問題，無法有效選取貴州省其他縣域作為對照組。，使處理組和對照組樣本盡量滿足同質性假設，避免事前差異，本文選取同處于烏蒙山區，地域相連、自然地理條件、經濟發展狀況較相似，并且沒有進行“三變”改革的云南省昭通市、曲靖市縣域層面作為理想的對照組，共有20 個縣域。同時，基于數據的可獲得性以及盡可能控制其他政策的干擾，本文選取2010—2019 年作為樣本時間范圍，原因是可能會受到路徑、政策效應和“三變”改革相似的農村產權制度改革影響，應該加以控制。查閱相關文獻，云南省在2020 年以前還未獲得國家批復的農村集體產權改革整省試點[14]。綜合以上考慮，本文最終將六盤水市4 個縣域作為處理組，曲靖市、昭通市20 個縣域作為對照組。

本文數據主要來自中國縣域統計年鑒、各省份和各地級市歷年統計年鑒。除各縣域歷年耕地面積通過中國土地覆蓋數據集CLCD④來自《1990 —2020 年中國30 米土地覆蓋數據集》，https://zenodo.org/record/5210928#.Y0-6mzS-uPS。提取獲得以及個別年份指標數據補充來自《中國2010 年人口普查分縣資料》《中國城市統計年鑒》《遵義統計年鑒》以及各縣市國民經濟和社會發展統計公報外，其余數據均分別來自2011~2020 年（歷年）：《中國縣域統計年鑒》《貴州統計年鑒》《六盤水統計年鑒》《云南統計年鑒》《云南調查年鑒》。對于部分難以獲取或少量數據缺失的指標，則利用插值法對部分數據的缺失值進行了補全，最終得到24 個縣域2010~2019 年的平衡面板數據，共計觀測值240 個。

（二）模型設定

1.DID 基準模型

雙重差分法（簡稱DID）既能控制樣本之間不可觀測的個體異質性，又能控制隨時間變化的不可觀測總體因素的影響，由此得到對政策效果的無偏估計[15]?！叭儭备母锫窂教峁┝艘粋€“準自然實驗”：一方面造成了同一個地區改革前后的差異，另一方面又造成了在同一時點上實施改革與未實施改革地區之間的差異；同時“三變”改革又被看做是一項政策試驗，對于這種政策的效果評價適用DID 方法進行分析。因此，本研究試圖利用雙重差分法對“三變”改革促進農民增收的政策效應進行識別，具體而言，將六盤水市各縣域視為處理組，曲靖市、昭通市各縣域視為對照組。

基于上述分析，本文借鑒謝先雄等的做法[16]，引入雙向固定效應對雙重差分模型進行估計，既能控制“個體固定效應”，又能控制“時間固定效應”，從而控制不隨時間和個體而變的兩類遺漏變量，克服可能存在的內生性問題，有效減少時間效應和個體效應對本研究識別效果的影響。具體模型設定如下：

（1）式中，i和t表示縣域與年份；Yit為衡量農民收入的被解釋變量；Treat為政策實施變量，Treat=1 表示該縣實施了“三變”改革，即六盤水市各縣域，Treat= 0 表示該縣未實施“三變”改革；T為時間分組變量，T=1 表示在“三變”改革實施期間，年份為2014~2019 年，T= 0 表示在“三變”改革實施前，年份為2010 ~2013 年；Xit為控制變量自量；為不隨時間變化的縣域固定效應，用以解決不隨時間而變的個體遺漏變量問題；為時間固定效應，用以解決不隨個體而變的遺漏變量問題；表示隨機誤差項；、、B為待估參數。根據雙重差分模型的基本原理，本文重點關注交叉項Treat?T的系數 ，代表剔除了其他干擾因素之后，“三變”改革對農民收入影響的凈效應。

2.平行趨勢檢驗與政策的動態影響分析

DID 模型估計的有效性依賴于平行趨勢假設的成立，即在政策干預時點之前，實驗組和對照組的農民收入情況在時間上的變動趨勢是一致的。參考Nunn and Qian 的做法[17]，本文構建如下模型以檢驗平行趨勢假設：

（2）式中，kT表示年份虛擬變量，其他變量與系數設定與（1）式保持一致。若實施“三變”改革能夠顯著對農民收入造成影響，那么在“三變”改革政策實施前，政策實施變量與年份虛擬變量的交乘項對農民收入的影響系數k的變動應趨于平穩（即的估計系數與0 沒有顯著差異）；在“三變”改革政策實施時點之后，k將顯著變化。通過（2）式，本文還可以估計得到“三變”改革政策實施對農民收入的動態影響。

（三）變量說明

趙勇智等研究發現農村居民收入變化受自然因素、人力因素、技術因素、資本因素及制度因素等各類因素的綜合影響[18]?；谠摻Y論，本章選取了以下變量。同時，為了減小異方差的影響，使統計結果更具說服力，在對變量選取時進行了數據處理，除了取對數的數據及政策虛擬變量外的其他變量均采用比值形式。各主要變量的定義、計算方法和描述如表1 所示。

表1 主要變量定義、計算方法及描述性統計

1.被解釋變量

由于數據的可獲得性，對照組農村居民人均收入四分項收入無法獲取。因此，參考相關研究[14]，通過選取各縣區農村居民人均純收入以及增速來衡量“三變”改革對促進農民增收的效果，分別選取各縣區農村居民人均純收入①其中，《貴州統計年鑒》《云南調查年鑒》自2014 年以來僅公布了各縣區農村居民人均可支配收入，農村居民人均純收入不再公布。為保證數據統計口徑的一致性，借鑒吳明娥（2022）的做法，在前人研究基礎上進一步利用2010 ～2013 年各縣區農村居民人均純收入的均值占其人均可支配收入均值的比重將2014 ～2019 年各縣區農村居民人均可支配收入近似轉換為農村居民人均純收入。為剔除價格因素，本章利用其各自市州居民消費價格指數（上年=100）將上述變量平減為以2010 年為基期的實際值來折算成可比收入。的對數值（lnperinc）、農村居民人均純收入增長率（growth）作為被解釋變量。

2.核心解釋變量

“三變”改革政策。所有對照組和政策發生時點前的處理組縣域，變量取值為0；政策發生當年及之后的處理組縣域，變量取值為1。

3.控制變量

為了排除其他干擾因素對“三變”改革政策效應的影響，結合趙勇智等的研究結論以及考慮到數據的可獲得性[18]，本文選取其中較為重要的8 個變量作為控制變量。其中包括：人均耕地面積對數值（lnpfarm）、人均地區國民生產總值的對數值（lnpergdp）、第一產業增加值比重（primary）、人均公共財政預算支出對數值（lnpfina）、規模以上工業總產值比重（industrial）、城鄉居民可支配收入比（u/r）、居民儲蓄存款余額比重（save）、普通中學在校生數占比（edu）。以上均是影響“三變”改革區農民收入的重要因素。

4.機制變量

由于數據的可獲得性，本文對主要的機制變量進行了處理如下：①農業生產勞動力情況（labor），采用“當年農村常住人口數”除以“第一產業增加值”來表征在農業種植生產過程中的單位勞動力人數，盡量克服與現實的誤差，用于反映從事種植業農村勞動力資源稟賦狀況。②農村土地流轉水平（rollout），由于土地流轉數據無法獲取，采用當年縣域人均農作物播種面積的對數值來替代，理由是農戶流轉土地后可盤活閑置撂荒耕地從而增加農作物播種面積，因此土地流轉水平與農作物播種情況是呈正比的，可以用人均農作物播種面積的對數值來衡量農村土地流轉水平。③農業機械化水平（mechanise），“三變”改革通過提高農業機械化水平為農村土地規?；鬓D集中與農業勞動力釋放創造條件從而進一步促進農民增收，在此過程中農業機械化水平會得到提高，農業勞動力也會得到釋放，理論上會顯著較大幅度提高單位上人均農業機械化水平，采用縣域“農業機械總動力”除以“農業生產勞動力情況”來表征。④第二產業發展水平（second）。⑤第三產業發展水平（third）。

此外，本文進行了一系列檢驗。進行豪斯曼檢驗，證明了本文選取固定效應的合理性；對本文各解釋變量進行了多重共線性檢驗，VIF 均小于10；采用二元Logit 模型[16]，利用政策實施前（2014 年）的數據，以“此縣域是否實施‘三變’改革政策”為被解釋變量，以農村居民人均純收入的對數值、農村居民人均純收入增長率為解釋變量，控制變量同上，來檢驗改革的實施是否受到農民的收入的影響，對處理組隨機性假設進行了驗證。以上檢驗結果可說明本研究的可信性，由于篇幅限制，檢驗結果未列出。

四、實證分析

（一）“三變”改革促進農民增收的平均效應

分別采用縣域農村居民人均純收入的對數值（lnperinc）和農村居民人均純收入增長率（growth）對（1）式進行回歸，結果見表2。表2 中，（1）列、（2）列、（3）列、（4）列分別為“三變”改革對農村居民人均純收入和農村居民人均純收入增長率影響的回歸結果，（1）列、（3）列是未加入控制變量，（2）列、（4）列加入控制變量。不難發現，無論是否加入控制變量，表2 中（1）列、（2）列、（4）列交乘項DID 的系數均在1%的水平上顯著為正，以此說明“三變”改革在1%顯著性水平上提高了農民人均純收入與農民人均純收入增長率從而促進了農民增收。平均而言，在其他條件不變的情況下，“三變”改革的實施使農村居民人均純收入提高了12.7%，使農村居民人均收入增長率提高了6.3%。據此，表明“三變”改革具有促進農民增收的政策效應。即研究假說1 得到驗證。

表2 “三變”改革促進農民增收的平均效應檢驗結果

（二）“三變”改革促進農民增收的動態效應

根據（2）式對“三變”改革政策的動態效應進行估計，分別考察“三變”改革后改革地區后五年農村居民人均純收入、農村居民人均純收入增長率變化的差異，結果見表3。表3 中（1）列、（2）列及（3）列、（4）列分別報告的是“三變”改革對農村居民人均純收入與農村居民人均純收入增長率的動態效應檢驗結果，其中（1）列、（3）列和（2）列、（4）列分別為未加入與加入控制變量的回歸結果。與表2 一樣，不管是否加入控制變量，其回歸結果的表現基本趨于一致。從（1）~（4）列回歸結果來看，改革當年就出現了顯著差異①根據理性預期理論，政府預期“三變”改革政策在某一時點將會推行，相關部門將會提前做出反應（改革的配套措施以及前期準備），由此不難理解為何在政策實施當年就能觀測到“三變”改革促進農民增收的政策效應。，后四年交乘項系數基本上在1%的水平上顯著為正（加了控制變量的農村居民人均純收入增長率顯著性后三年表現偏弱，但同樣在10%顯著水平上顯著為正，因此和得出的結論不造成矛盾）且在整體上呈逐年變大的趨勢，據此驗證了“三變”改革促進農民增收確實是一個動態變化過程，具有促進農民持續增收的政策效果?？梢?，研究假說2 得到驗證。

表3 “三變”改革促進農民增收的動態效應檢驗結果

（三）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分尤為重要的假設條件就是對照組與處理組在政策發生前必須滿足共同趨勢假設。因此，以政策實施的 2014 年為基期，并且剔除前一期（2013 年），根據式（2）回歸進行平行趨勢檢驗，重點關注 2010~2012 年對應的系數。從圖中可以看出，“三變”改革對農民收入水平與收入增長速度二者影響的平行趨勢檢驗情況基本一致：未納入控制變量時，影響系數k的置信區間未包含0 值；但納入控制變量之后，2010~2012 年對應的系數k的置信區間都基本上包含了0 值。由此可以判斷，本章的重點關注的回歸分析中，在政策實施前影響系數在各年份之間不存在顯著差異，處理組和對照組的農民收入水平以及收入增長速度情況在“三變”改革實施前滿足共同趨勢假設，符合使用雙重差分法進行分析的前提。

2.排除同期其他政策干擾

添加政策虛擬變量。國家出臺的某項政策或者措施會對農民收入產生影響，通過梳理國家政策文件發現，“三變”改革政策效應不可避免地可能會受到其他政策或事件的影響①2012 年國發2 號文件《關于進一步促進貴州經濟社會又好又快發展的若干意見》出臺；2013 年新一屆中央政府成立，新政府上臺會推出一系列新政策、新措施；2015 年脫貧攻堅的開展。，從而導致政策估計效應產生高估或者低估。本研究借鑒石大千等的方法[19]，在模型（1）式中加入2012 年、2013 年、2015年政策虛擬變量，如表4 所示，回歸結果表明加入其他政策虛擬變量后“三變”改革促進農民增收的政策效應依舊顯著，表明本文的研究結論是相對穩健的。

表4 穩健性檢驗：排除同期政策干擾

3.替換被解釋變量

本文選擇人均居民儲蓄余額（persav）和人均地區國民生產總值對數值（lnpergdp）替換本章的被解釋變量進行DID 回歸分析①選擇二者的原因：第一，人均居民儲蓄余額可從側面衡量農民收入情況，因為當地金融機構的存款業務很大一部分來源于農民，一般來說，對于投資行為處于弱勢群體的農民來說習慣于將家庭收入存儲在銀行等穩定性高、風險性小的金融機構，金融機構儲蓄存款余額和農民的收入一定程度上是呈正比的；第二，人均地區國民生產總值可衡量一個地區經濟發展情況，而一個地區的經濟狀況也包含了農民收入狀況，因此人均地區國民生產總值從側面可反應農民的收入情況，由原來的控制變量變為被解釋變量，回歸時不再加以控制。，表5 回歸結果顯示，無論是否加入控制變量，交乘項DID 系數均顯著為正，因此說明“三變”改革政策效應是真實的。

4.安慰劑檢驗

為確保前文所得結論并非受到遺漏變量、隨機因素等其他不可觀測變量的影響得出的偶然結論，還需進行安慰劑檢驗。本研究借鑒韓德軍等的做法[20]，隨機對樣本涵蓋到的24 個縣域進行“篩選”并隨機產生改革時間，據此構造了改革時間—縣域兩個層面隨機實驗，進行500 次隨機抽樣，按照模型（1）式進行回歸，根據虛假實驗得到基準回歸估計系數的概率來判斷結論的可靠性，如隨機后系數并未顯著區別于0，則說明原估計結果是穩健的。最后分別繪制了“三變”改革促進農民增收的政策效應系數DID 的估計系數分布如圖4、圖5 所示，安慰劑檢驗下的“三變”改革政策效應系數大都集中分布于0 點附近，這說明隨機化“三變”改革政策沒有顯著效果。因此，本研究所得結論通過了安慰劑檢驗，核心結論是穩健的。

圖4 “三變”改革對農民收入水平影響安慰劑檢驗

圖5 “三變”改革對農民收入增長速度影響安慰劑檢驗

（四）機制分析

運用模型（1）式將政策效應差分項與幾個機制變量分別回歸，來觀察系數的顯著性水平以及方向。表6 中（1）列結果顯示，“三變”改革對耕地流轉集中具有顯著的正向影響，說明“三變”改革推動了農村土地流轉集中；（2）列結果顯示，“三變”改革對農業勞動力有顯著負影響，說明“三變”改革釋放了農業勞動力；（3）列結果顯示，“三變”改革對農業機械化水平有顯著正影響，說明“三變”改革提高了改革區農業機械化水平；（4）~（5）列結果顯示，“三變”改革對二、三產業發展水平有顯著正影響，說明“三變”改革促進了改革區二、三產業的發展。因此，“三變”改革主要通過推動土地流轉集中發展適度規模經營、提升農業機械化水平發展現代農業，促進了農民以土地入股實現土地財產性價值，釋放了家庭農業勞動力外出務工獲得更高的勞動報酬，也為農村土地流轉創造條件；通過盤活農村資源要素市場，激活農村發展內生動力，推動農村二、三產業發展，為農村土地流轉創造充分條件，增加當地就業崗位，為農民提供務工、創業平臺與條件；壯大集體經濟，為集體分紅與惠農專項資金創造資金基礎與條件，進而增加農民財產性收入、工資性收入、經營性收入、轉移性收入，促進農民增收。綜上所述，本文的主要研究假說1 得到驗證。

表6 影響機制分析回歸結果

五、結論與政策啟示

本文采用2010~2019 年24 個縣的平衡面板數據，利用雙向固定效應對雙重差分模型進行估計研究了“三變”改革對農民增收的政策效應。分析結果表明：第一，基準回歸結果表明，“三變”改革具有良好的正向促進農民增收效應，平均而言，在其他條件不變的情況下，“三變”改革一方面在1%顯著性水平上使農民人均純收入提高了12.7%，另一方面也在1%顯著性水平上使農民人均純收入增長率提高了6.3%。第二，動態效應檢驗結果表明“三變”改革促進農民增收是一個動態變化過程，其影響是持續性的，且“三變”改革具有政策預期效應，在改革當年就顯著出現了促進農民增收的政策效應，隨著時間推移，其促進農民增收的政策效應整體上越突顯。第三，機制檢驗結果表明“三變”改革促進農民增收主要通過推動土地流轉集中發展適度規模經營，提升農業機械化水平發展現代農業，促進農民以土地入股，釋放了家庭農業勞動力外出務工，推動農村二、三產業發展增加就業崗位，壯大集體經濟等方面。

結合上述研究結論，本文政策啟示在于：第一，政府部門應進一步深化農村集體產權制度改革，為“三變”改革的實施提供良好的環境與條件，在“三變”改革實施過程中，穩步推進，精準施策，避免走彎路，使“三變”改革更好促進農民持續增收、助力鄉村振興。其中，重點要明晰產權，提升農村土地財產性價值，大力培育農業新型經營主體，推動農村土地高效有序流轉、規?；洜I、產業化發展，同時要完善好村集體增值收益分配制度。第二，政府要發揮引導作用，加強頂層設計，做到有為政府和有效市場的結合，加強鼓勵引領與防范監督，充分發揮市場作用，引進工商資本流入產業發展平臺，促進農村三產融合推動農業農村現代化發展，激活農村要素市場，在農村創造更好的就業與創業環境，促進農民增收。第三，充分發揮政府服務群眾的職能，推進基層服務型政府建設。加強農民的技能培訓，提高農民自身素質，為鄉村發展留住人才，為農村產業發展注入活力。同時，應給予一定的財稅扶持政策，為一些開辦農家樂、民宿或從事其他非農業經營的農民提供一定的稅收優惠，給予農民更大的發展空間，不斷提高其經營性收入，帶動農民增收。