“三变”改革促进农民增收了吗？——基于DID 模型的实证检验

闫 照 韩德军

（1.农业农村部管理干部学院 北京 邮编：102208；2.贵州财经大学公共管理学院 贵州 贵阳 邮编：550025）

一、引言与文献综述

农民增收问题一直是三农问题的一个重要方面，直接关系到乡村振兴以及共同富裕的实现。2015年11 月习近平总书记在中央扶贫开发工作会议上强调指出，“通过改革创新，要让贫困地区的土地、劳动力、资产、自然风光等要素活起来，让资源变资产、资金变股金、农民变股东，让绿水青山变金山银山，带动贫困群众增收。”随后，农村“三变”改革于2017 年、2018 年、2019 年连续三年被写入中央一号文件，“三变”改革从地方经验上升到政策高度。2011 年发源于贵州六盘水舍烹村并于2014年在全市全面推开的“三变”改革充分激活了农村发展内生动力，在促进农民增收方面取得了良好效果。据资料显示，自从2016 年“三变”改革在贵州省全面推行以来，经过多年的变革与试点，“三变”改革成效显著，仅六盘水市贫困户从“三变”中获取的股权收益就高达1.12 亿元，股权收益脱贫6.59 万人，脱贫率为23.1%[1]，为贵州省2020 年的全面脱贫工作贡献了力量，促进了农民增收。2021 年，六盘水市开始着力打造“三变”改革升级版，“三变”改革正在乡村振兴背景下全面深化，可见“三变”改革具有持续研究的意义。

目前学术界关于“三变”改革的研究主要为其起源[2,3]、内涵[4]、实质[5,6]及成效的定性研究[7]。聚焦于本文研究主题，从改革成效上看，现有研究大多主张“三变”改革促进了农民增收，有学者在分析农村“三变”改革的效应与创新价值时得出“三变”改革具有壮大集体经济、促进农民增收的作用[3]。从增收逻辑来看，“三变”改革的制度安排中同样采取了与农地股份合作制相一致的“按资本分配”和“按劳分配”的方式，并在农地股份合作制基础上加入“资产租赁”方式，通过核资入股方式入股新型经营主体，促使农民增加收入[8]。根据经济学学理层面来看“三变”改革的内在逻辑是通过构建“公司+农户”的利益联结机制，从而推动农民的资产增值，进一步使农民获得资产性收入[9]。另外，“三变”改革创造性变革扶贫资金和扶贫项目运行机制，通过增加贫困户的资产性收入培育农村精准扶贫长效机制，实现“输血式”向“造血式”扶贫模式的转变[1]。从增收路径来看，既有研究指出“三变”改革的要义在于使农村低收入者获得资产性收入[10]，“三变”改革采取“村社一体、合股联营”等方式，盘活了农民的土地收益权和房屋财产权，增加了农民的收入[11]。“三变”改革促进农村产业三产融合发展，延长农业产业链条和扩展劳动力市场，提高了农民经营和工资收入[12]。因此，“三变”改革通过增加农民的租金、股份分红、转移就业后、自营工商业以及种植业收入等分别提高了农民的财产性、工资性以及家庭经营性收入水平[7]，前期农民通过租金、工资和财政分红获得收入后期则通过获得租金、务农务工和盈利分红收入来改善投资、就业和收入结构增加收入[13]。

综上所述，借鉴现有研究思路为系统性分析“三变”改革促进农民增收作用机制理论奠定了基础。另外，目前学术界关于“三变”改革对农民增收的研究相对较少并且多是定性方面的理论研究，缺少定量方面的实证支撑，“三变”改革路径提供了一个准自然实验，同时可被看做是一项政策试验，对于这种政策的效果评价，通常使用双重差分法（DID）进行分析。因此，本文依照“推演—假设—验证”的理论逻辑框架，首先理论上推演“三变”改革促进农民增收的作用机制并提出研究假说，然后以乌蒙山区三个地级市为研究区域，采用2010~2019 年24 个县域的平衡面板数据，构建双重差分模型对理论假说予以实证检验，来检验“三变”改革促进农民增收的政策效应，弥补了“三变”改革促进农民增收研究领域缺少运用定量方法对政策效应评估的不足，以期为“三变”改革的深入推进提供理论依据、实证支撑以及经验借鉴。

二、理论分析与研究假说

“三变”改革通过“资源变资产”“资金变股金”“农民变股东”的股份合作制发展路径，将农村闲置、利用效率低下资源资产充分利用，盘活了农村资源资产，激活了农村要素市场，壮大了农村产业的发展，尤其是旅游业，促进了经济发展，为农民增收创造了良好的条件，使农民家庭内部的土地、劳动力和资本进行了重新配置，农民收入结构趋于多元化，主要有财产性收入、工资性收入、经营性收入等。因此，“三变”改革促进农民增收的作用机制主要包括以下方面（见图1）。

图1 “三变”改革促进农民增收的作用机制

图2 平行趋势检验：“三变”改革对农民收入水平的影响

图3 平行趋势检验：“三变”改革对农民收入增长速度的影响

借助要素分配的一般规律，从收入的性质看，一般分为资产性收入和劳动收入，“三变”改革的制度安排即采取了按资分配与按劳分配相结合的方式[8]，即增加农民财产性收入和工资性收入。首先，通过“资源变资产”“资金变股金”“农民变股东”明晰产权，减少交易成本，量化折价入股，农民作为股东参与合理分配。一方面农民通过将自己的土地、房屋、资金等资源、资产入股合作社或其他经营主体获得资产租赁收入和股份分红；另一方面农民还可通过在集体存量资源、资金、资产以及财政资金整合作为股权的增值收益中获得相应比例的二次分配，充分增加了财产性收入。同时，村集体通过获得相应比例收益壮大了集体经济，集体经济壮大为集体分红与惠农专项资金创造资金基础与条件，增加农民的转移性收入。其次，“三变”改革一方面通过土地流转集中，规模化经营，解放了农业劳动力；另一方面，提升农业机械化水平发展现代农业，通过撬动社会资本流入产业平台，带动了农村产业发展，为土地流转创造条件，增加了就业岗位。基于此两方面条件，农民可以外出务工或者继续在流转土地经营项目上从事农业生产或者从事加工生产以及旅游服务业，充分增加了工资性收入。另外，除了以上收入外，“三变”改革还可通过产业发展的正外部性增加农民经营性收入，有能力的农民可依靠旅游业利用自己房屋经营农家乐、超市以及民宿等，充分增加了经营性收入。综上所述，“三变”改革可通过自身的作用机制增加农民财产性收入、工资性收入、经营性收入和转移性收入，基于此，提出本文的研究假说1。

H1：“三变”改革提高了农民收入，具有促进农民增收的政策效应。

值得注意的是，对于政策改革来说一般会产生预期效应或者滞后效应，改革的政策效果也会在时间分布上产生差异性，一般来说，改革推进越久，其效果越明显。“三变”改革是持续稳步进行的，其影响程度也是在一个动态过程中变化的，基于此，本文提出假说2。

H2：“三变”改革促进农民增收是一个动态变化过程，“三变”改革具有持续增收政策效果，并且随着时间推移，其促进农民增收的政策效应整体上越突显。

三、数据来源、模型设定与变量说明

（一）研究设计与数据来源

从改革时间来看，自六盘水2014 年①六盘水市委市政府于2014 年底在实践总结的基础上提出了“三转”改革，并于2015 年3 月正式提炼出“三变”改革，说明“三变”改革于2014 年已经开始实施，因此，本文将2014 年定为“三变”改革政策影响时点。全市推开“三变”改革后，贵州省其他市陆续展开改革试点，到2016 年底已先后有21 个县域开展了试点，直到2018 年底，全省实现了改革试点88 个县域全覆盖②来自调研贵州省农业农村厅“三变”改革办公室获取的资料。。由于其他地市是陆续开展改革，所以时点难以统一界定。另外，从改革成效来看，六盘水市被农业部批复为“全国农村改革试验区”，承担农村“三变”改革实验任务[4]，并且根据实地调研发现，六盘水的改革成效较贵州省其他地区显著。因此，出于样本量大小和研究设计考量，本文选取六盘水市县域层面作为处理组，共4 个县域。另外，为了克服内生性问题③对照组首先应该选取与六盘水市自然经济条件等差异不大的贵州省其他区域，但由于贵州全省都或多或少受到“三变”改革政策影响，这样可能会产生内生性问题，无法有效选取贵州省其他县域作为对照组。，使处理组和对照组样本尽量满足同质性假设，避免事前差异，本文选取同处于乌蒙山区，地域相连、自然地理条件、经济发展状况较相似，并且没有进行“三变”改革的云南省昭通市、曲靖市县域层面作为理想的对照组，共有20 个县域。同时，基于数据的可获得性以及尽可能控制其他政策的干扰，本文选取2010—2019 年作为样本时间范围，原因是可能会受到路径、政策效应和“三变”改革相似的农村产权制度改革影响，应该加以控制。查阅相关文献，云南省在2020 年以前还未获得国家批复的农村集体产权改革整省试点[14]。综合以上考虑，本文最终将六盘水市4 个县域作为处理组，曲靖市、昭通市20 个县域作为对照组。

本文数据主要来自中国县域统计年鉴、各省份和各地级市历年统计年鉴。除各县域历年耕地面积通过中国土地覆盖数据集CLCD④来自《1990 —2020 年中国30 米土地覆盖数据集》，https://zenodo.org/record/5210928#.Y0-6mzS-uPS。提取获得以及个别年份指标数据补充来自《中国2010 年人口普查分县资料》《中国城市统计年鉴》《遵义统计年鉴》以及各县市国民经济和社会发展统计公报外，其余数据均分别来自2011~2020 年（历年）：《中国县域统计年鉴》《贵州统计年鉴》《六盘水统计年鉴》《云南统计年鉴》《云南调查年鉴》。对于部分难以获取或少量数据缺失的指标，则利用插值法对部分数据的缺失值进行了补全，最终得到24 个县域2010~2019 年的平衡面板数据，共计观测值240 个。

（二）模型设定

1.DID 基准模型

双重差分法（简称DID）既能控制样本之间不可观测的个体异质性，又能控制随时间变化的不可观测总体因素的影响，由此得到对政策效果的无偏估计[15]。“三变”改革路径提供了一个“准自然实验”：一方面造成了同一个地区改革前后的差异，另一方面又造成了在同一时点上实施改革与未实施改革地区之间的差异；同时“三变”改革又被看做是一项政策试验，对于这种政策的效果评价适用DID 方法进行分析。因此，本研究试图利用双重差分法对“三变”改革促进农民增收的政策效应进行识别，具体而言，将六盘水市各县域视为处理组，曲靖市、昭通市各县域视为对照组。

基于上述分析，本文借鉴谢先雄等的做法[16]，引入双向固定效应对双重差分模型进行估计，既能控制“个体固定效应”，又能控制“时间固定效应”，从而控制不随时间和个体而变的两类遗漏变量，克服可能存在的内生性问题，有效减少时间效应和个体效应对本研究识别效果的影响。具体模型设定如下：

（1）式中，i和t表示县域与年份；Yit为衡量农民收入的被解释变量；Treat为政策实施变量，Treat=1 表示该县实施了“三变”改革，即六盘水市各县域，Treat= 0 表示该县未实施“三变”改革；T为时间分组变量，T=1 表示在“三变”改革实施期间，年份为2014~2019 年，T= 0 表示在“三变”改革实施前，年份为2010 ~2013 年；Xit为控制变量自量；为不随时间变化的县域固定效应，用以解决不随时间而变的个体遗漏变量问题；为时间固定效应，用以解决不随个体而变的遗漏变量问题；表示随机误差项；、、B为待估参数。根据双重差分模型的基本原理，本文重点关注交叉项Treat⋅T的系数 ，代表剔除了其他干扰因素之后，“三变”改革对农民收入影响的净效应。

2.平行趋势检验与政策的动态影响分析

DID 模型估计的有效性依赖于平行趋势假设的成立，即在政策干预时点之前，实验组和对照组的农民收入情况在时间上的变动趋势是一致的。参考Nunn and Qian 的做法[17]，本文构建如下模型以检验平行趋势假设：

（2）式中，kT表示年份虚拟变量，其他变量与系数设定与（1）式保持一致。若实施“三变”改革能够显著对农民收入造成影响，那么在“三变”改革政策实施前，政策实施变量与年份虚拟变量的交乘项对农民收入的影响系数k的变动应趋于平稳（即的估计系数与0 没有显著差异）；在“三变”改革政策实施时点之后，k将显著变化。通过（2）式，本文还可以估计得到“三变”改革政策实施对农民收入的动态影响。

（三）变量说明

赵勇智等研究发现农村居民收入变化受自然因素、人力因素、技术因素、资本因素及制度因素等各类因素的综合影响[18]。基于该结论，本章选取了以下变量。同时，为了减小异方差的影响，使统计结果更具说服力，在对变量选取时进行了数据处理，除了取对数的数据及政策虚拟变量外的其他变量均采用比值形式。各主要变量的定义、计算方法和描述如表1 所示。

表1 主要变量定义、计算方法及描述性统计

1.被解释变量

由于数据的可获得性，对照组农村居民人均收入四分项收入无法获取。因此，参考相关研究[14]，通过选取各县区农村居民人均纯收入以及增速来衡量“三变”改革对促进农民增收的效果，分别选取各县区农村居民人均纯收入①其中，《贵州统计年鉴》《云南调查年鉴》自2014 年以来仅公布了各县区农村居民人均可支配收入，农村居民人均纯收入不再公布。为保证数据统计口径的一致性，借鉴吴明娥（2022）的做法，在前人研究基础上进一步利用2010 ～2013 年各县区农村居民人均纯收入的均值占其人均可支配收入均值的比重将2014 ～2019 年各县区农村居民人均可支配收入近似转换为农村居民人均纯收入。为剔除价格因素，本章利用其各自市州居民消费价格指数（上年=100）将上述变量平减为以2010 年为基期的实际值来折算成可比收入。的对数值（lnperinc）、农村居民人均纯收入增长率（growth）作为被解释变量。

2.核心解释变量

“三变”改革政策。所有对照组和政策发生时点前的处理组县域，变量取值为0；政策发生当年及之后的处理组县域，变量取值为1。

3.控制变量

为了排除其他干扰因素对“三变”改革政策效应的影响，结合赵勇智等的研究结论以及考虑到数据的可获得性[18]，本文选取其中较为重要的8 个变量作为控制变量。其中包括：人均耕地面积对数值（lnpfarm）、人均地区国民生产总值的对数值（lnpergdp）、第一产业增加值比重（primary）、人均公共财政预算支出对数值（lnpfina）、规模以上工业总产值比重（industrial）、城乡居民可支配收入比（u/r）、居民储蓄存款余额比重（save）、普通中学在校生数占比（edu）。以上均是影响“三变”改革区农民收入的重要因素。

4.机制变量

由于数据的可获得性，本文对主要的机制变量进行了处理如下：①农业生产劳动力情况（labor），采用“当年农村常住人口数”除以“第一产业增加值”来表征在农业种植生产过程中的单位劳动力人数，尽量克服与现实的误差，用于反映从事种植业农村劳动力资源禀赋状况。②农村土地流转水平（rollout），由于土地流转数据无法获取，采用当年县域人均农作物播种面积的对数值来替代，理由是农户流转土地后可盘活闲置撂荒耕地从而增加农作物播种面积，因此土地流转水平与农作物播种情况是呈正比的，可以用人均农作物播种面积的对数值来衡量农村土地流转水平。③农业机械化水平（mechanise），“三变”改革通过提高农业机械化水平为农村土地规模化流转集中与农业劳动力释放创造条件从而进一步促进农民增收，在此过程中农业机械化水平会得到提高，农业劳动力也会得到释放，理论上会显著较大幅度提高单位上人均农业机械化水平，采用县域“农业机械总动力”除以“农业生产劳动力情况”来表征。④第二产业发展水平（second）。⑤第三产业发展水平（third）。

此外，本文进行了一系列检验。进行豪斯曼检验，证明了本文选取固定效应的合理性；对本文各解释变量进行了多重共线性检验，VIF 均小于10；采用二元Logit 模型[16]，利用政策实施前（2014 年）的数据，以“此县域是否实施‘三变’改革政策”为被解释变量，以农村居民人均纯收入的对数值、农村居民人均纯收入增长率为解释变量，控制变量同上，来检验改革的实施是否受到农民的收入的影响，对处理组随机性假设进行了验证。以上检验结果可说明本研究的可信性，由于篇幅限制，检验结果未列出。

四、实证分析

（一）“三变”改革促进农民增收的平均效应

分别采用县域农村居民人均纯收入的对数值（lnperinc）和农村居民人均纯收入增长率（growth）对（1）式进行回归，结果见表2。表2 中，（1）列、（2）列、（3）列、（4）列分别为“三变”改革对农村居民人均纯收入和农村居民人均纯收入增长率影响的回归结果，（1）列、（3）列是未加入控制变量，（2）列、（4）列加入控制变量。不难发现，无论是否加入控制变量，表2 中（1）列、（2）列、（4）列交乘项DID 的系数均在1%的水平上显著为正，以此说明“三变”改革在1%显著性水平上提高了农民人均纯收入与农民人均纯收入增长率从而促进了农民增收。平均而言，在其他条件不变的情况下，“三变”改革的实施使农村居民人均纯收入提高了12.7%，使农村居民人均收入增长率提高了6.3%。据此，表明“三变”改革具有促进农民增收的政策效应。即研究假说1 得到验证。

表2 “三变”改革促进农民增收的平均效应检验结果

（二）“三变”改革促进农民增收的动态效应

根据（2）式对“三变”改革政策的动态效应进行估计，分别考察“三变”改革后改革地区后五年农村居民人均纯收入、农村居民人均纯收入增长率变化的差异，结果见表3。表3 中（1）列、（2）列及（3）列、（4）列分别报告的是“三变”改革对农村居民人均纯收入与农村居民人均纯收入增长率的动态效应检验结果，其中（1）列、（3）列和（2）列、（4）列分别为未加入与加入控制变量的回归结果。与表2 一样，不管是否加入控制变量，其回归结果的表现基本趋于一致。从（1）~（4）列回归结果来看，改革当年就出现了显著差异①根据理性预期理论，政府预期“三变”改革政策在某一时点将会推行，相关部门将会提前做出反应（改革的配套措施以及前期准备），由此不难理解为何在政策实施当年就能观测到“三变”改革促进农民增收的政策效应。，后四年交乘项系数基本上在1%的水平上显著为正（加了控制变量的农村居民人均纯收入增长率显著性后三年表现偏弱，但同样在10%显著水平上显著为正，因此和得出的结论不造成矛盾）且在整体上呈逐年变大的趋势，据此验证了“三变”改革促进农民增收确实是一个动态变化过程，具有促进农民持续增收的政策效果。可见，研究假说2 得到验证。

表3 “三变”改革促进农民增收的动态效应检验结果

（三）稳健性检验

1.平行趋势检验

使用双重差分尤为重要的假设条件就是对照组与处理组在政策发生前必须满足共同趋势假设。因此，以政策实施的 2014 年为基期，并且剔除前一期（2013 年），根据式（2）回归进行平行趋势检验，重点关注 2010~2012 年对应的系数。从图中可以看出，“三变”改革对农民收入水平与收入增长速度二者影响的平行趋势检验情况基本一致：未纳入控制变量时，影响系数k的置信区间未包含0 值；但纳入控制变量之后，2010~2012 年对应的系数k的置信区间都基本上包含了0 值。由此可以判断，本章的重点关注的回归分析中，在政策实施前影响系数在各年份之间不存在显著差异，处理组和对照组的农民收入水平以及收入增长速度情况在“三变”改革实施前满足共同趋势假设，符合使用双重差分法进行分析的前提。

2.排除同期其他政策干扰

添加政策虚拟变量。国家出台的某项政策或者措施会对农民收入产生影响，通过梳理国家政策文件发现，“三变”改革政策效应不可避免地可能会受到其他政策或事件的影响①2012 年国发2 号文件《关于进一步促进贵州经济社会又好又快发展的若干意见》出台；2013 年新一届中央政府成立，新政府上台会推出一系列新政策、新措施；2015 年脱贫攻坚的开展。，从而导致政策估计效应产生高估或者低估。本研究借鉴石大千等的方法[19]，在模型（1）式中加入2012 年、2013 年、2015年政策虚拟变量，如表4 所示，回归结果表明加入其他政策虚拟变量后“三变”改革促进农民增收的政策效应依旧显著，表明本文的研究结论是相对稳健的。

表4 稳健性检验：排除同期政策干扰

3.替换被解释变量

本文选择人均居民储蓄余额（persav）和人均地区国民生产总值对数值（lnpergdp）替换本章的被解释变量进行DID 回归分析①选择二者的原因：第一，人均居民储蓄余额可从侧面衡量农民收入情况，因为当地金融机构的存款业务很大一部分来源于农民，一般来说，对于投资行为处于弱势群体的农民来说习惯于将家庭收入存储在银行等稳定性高、风险性小的金融机构，金融机构储蓄存款余额和农民的收入一定程度上是呈正比的；第二，人均地区国民生产总值可衡量一个地区经济发展情况，而一个地区的经济状况也包含了农民收入状况，因此人均地区国民生产总值从侧面可反应农民的收入情况，由原来的控制变量变为被解释变量，回归时不再加以控制。，表5 回归结果显示，无论是否加入控制变量，交乘项DID 系数均显著为正，因此说明“三变”改革政策效应是真实的。

4.安慰剂检验

为确保前文所得结论并非受到遗漏变量、随机因素等其他不可观测变量的影响得出的偶然结论，还需进行安慰剂检验。本研究借鉴韩德军等的做法[20]，随机对样本涵盖到的24 个县域进行“筛选”并随机产生改革时间，据此构造了改革时间—县域两个层面随机实验，进行500 次随机抽样，按照模型（1）式进行回归，根据虚假实验得到基准回归估计系数的概率来判断结论的可靠性，如随机后系数并未显著区别于0，则说明原估计结果是稳健的。最后分别绘制了“三变”改革促进农民增收的政策效应系数DID 的估计系数分布如图4、图5 所示，安慰剂检验下的“三变”改革政策效应系数大都集中分布于0 点附近，这说明随机化“三变”改革政策没有显著效果。因此，本研究所得结论通过了安慰剂检验，核心结论是稳健的。

图4 “三变”改革对农民收入水平影响安慰剂检验

图5 “三变”改革对农民收入增长速度影响安慰剂检验

（四）机制分析

运用模型（1）式将政策效应差分项与几个机制变量分别回归，来观察系数的显著性水平以及方向。表6 中（1）列结果显示，“三变”改革对耕地流转集中具有显著的正向影响，说明“三变”改革推动了农村土地流转集中；（2）列结果显示，“三变”改革对农业劳动力有显著负影响，说明“三变”改革释放了农业劳动力；（3）列结果显示，“三变”改革对农业机械化水平有显著正影响，说明“三变”改革提高了改革区农业机械化水平；（4）~（5）列结果显示，“三变”改革对二、三产业发展水平有显著正影响，说明“三变”改革促进了改革区二、三产业的发展。因此，“三变”改革主要通过推动土地流转集中发展适度规模经营、提升农业机械化水平发展现代农业，促进了农民以土地入股实现土地财产性价值，释放了家庭农业劳动力外出务工获得更高的劳动报酬，也为农村土地流转创造条件；通过盘活农村资源要素市场，激活农村发展内生动力，推动农村二、三产业发展，为农村土地流转创造充分条件，增加当地就业岗位，为农民提供务工、创业平台与条件；壮大集体经济，为集体分红与惠农专项资金创造资金基础与条件，进而增加农民财产性收入、工资性收入、经营性收入、转移性收入，促进农民增收。综上所述，本文的主要研究假说1 得到验证。

表6 影响机制分析回归结果

五、结论与政策启示

本文采用2010~2019 年24 个县的平衡面板数据，利用双向固定效应对双重差分模型进行估计研究了“三变”改革对农民增收的政策效应。分析结果表明：第一，基准回归结果表明，“三变”改革具有良好的正向促进农民增收效应，平均而言，在其他条件不变的情况下，“三变”改革一方面在1%显著性水平上使农民人均纯收入提高了12.7%，另一方面也在1%显著性水平上使农民人均纯收入增长率提高了6.3%。第二，动态效应检验结果表明“三变”改革促进农民增收是一个动态变化过程，其影响是持续性的，且“三变”改革具有政策预期效应，在改革当年就显著出现了促进农民增收的政策效应，随着时间推移，其促进农民增收的政策效应整体上越突显。第三，机制检验结果表明“三变”改革促进农民增收主要通过推动土地流转集中发展适度规模经营，提升农业机械化水平发展现代农业，促进农民以土地入股，释放了家庭农业劳动力外出务工，推动农村二、三产业发展增加就业岗位，壮大集体经济等方面。

结合上述研究结论，本文政策启示在于：第一，政府部门应进一步深化农村集体产权制度改革，为“三变”改革的实施提供良好的环境与条件，在“三变”改革实施过程中，稳步推进，精准施策，避免走弯路，使“三变”改革更好促进农民持续增收、助力乡村振兴。其中，重点要明晰产权，提升农村土地财产性价值，大力培育农业新型经营主体，推动农村土地高效有序流转、规模化经营、产业化发展，同时要完善好村集体增值收益分配制度。第二，政府要发挥引导作用，加强顶层设计，做到有为政府和有效市场的结合，加强鼓励引领与防范监督，充分发挥市场作用，引进工商资本流入产业发展平台，促进农村三产融合推动农业农村现代化发展，激活农村要素市场，在农村创造更好的就业与创业环境，促进农民增收。第三，充分发挥政府服务群众的职能，推进基层服务型政府建设。加强农民的技能培训，提高农民自身素质，为乡村发展留住人才，为农村产业发展注入活力。同时，应给予一定的财税扶持政策，为一些开办农家乐、民宿或从事其他非农业经营的农民提供一定的税收优惠，给予农民更大的发展空间，不断提高其经营性收入，带动农民增收。