贵州省“三变”改革对农户收入的影响研究

Research on the Impact of the “Three Changes” Reform in Guizhou Province on Farmers’ Income

摘要: 中国农村集体产权制度改革，是乡村振兴中关于农村基本经营制度的重大改革，而贵州省“三变”改革更是中国农村集体产权制度改革的急先锋，但其对农村居民的收入影响如何仍需要验证。本文基于2015~2022年贵州省各市(州)面板数据，以“三变”改革这一外生政策为准自然实验，利用双重差分模型以及一系列稳健性检验考察“三变”改革对农户收入的影响，识别改革对农村居民收入影响的净效应。研究发现，“三变”改革能够提升农村居民家庭收入水平，可使试点地区农村居民可支配收入提升6.6%。最后为破解集体经济发展难题、拓宽农村增收渠道、加快农村发展步伐激活乡村振兴新动能。

Abstract: The reform of China’s rural collective property rights system is a major reform of the basic rural management system in rural revitalization, and the “three changes” reform in Guizhou Province is the vanguard of China’s rural collective property rights system reform. However, its impact on the income of rural residents still needs to be verified. This article is based on panel data from various cities (prefectures) in Guizhou Province from 2015 to 2022, using the exogenous policy of the “three changes” reform as a quasi natural experiment. It uses a difference in differences model and a series of robustness tests to examine the impact of the “three changes” reform on farmers’ income, and identifies the net effect of the reform on rural residents’ income. Research has found that the “three changes” reform can improve the income level of rural households, and can increase the disposable income of rural residents in pilot areas by 6.6%. Finally, in order to solve the problems of collective economic development, broaden channels for rural income increase, and accelerate the pace of rural development, we will activate new driving forces for rural revitalization.

1. 引言

近年来，党和政府屡次强调要保持农村集体产权制度改革成果稳中向好，通过多样化途径推动新型农村集体经济的发展，鼓励和扩大全国各地因地制宜的推动农村集体经济产权改革，发展壮大农村集体经济组织带动农村居民迈向共同富裕。2010年，中央首次提出鼓励各地区因地制宜率先开展农村集体产权制度改革，直到2020年，全国共确定了5批农村集体产权制度改革试点地区。从2013年开始，农村集体产权制度改革任务开始执行。一直持续到2024年。这期间，中央连续多次出台明确农村集体产权制度改革具体方向和重点任务的“一号文件”。在党领导下，各部门齐心协力，在共同努力下改革工作顺利进行，取得了令人满意的效果。截至目前统计，全国大约有96万个村已完成集体产权制度改革，有9亿左右集体成员的身份得到确认。按照中央的部署，农村集体产权制度改革将继续深化和完善，稳定和巩固各地农村集体产权制度改革已有成果，仍将其作为政府今后完善和调整的工作重心。

“三变”改革是农村集体产权制度改革的最为经典的具体方式，其最初起源于贵州省六盘水市进而推广到全省乃至全国。那么，“三变”改革有哪些运行逻辑和作用机理？对贵州省农村居民收入又有何影响？对此作进一步探讨，本文归纳整理了贵州各市(州)面板数据和原始资料，通过设定模型进行实证分析，为“三变”改革提高农村居民收入水平提供佐证，总结相关结论并试图提出相应的建议。

2. 文献回顾

2.1. 农村集体产权制度改革与“三变”改革的关系

农村集体产权制度改革在清晰农村集体资产产权的基础上，主要以股份制合作为主要的发展形势，其主要的工作内容是清产核资、确定成员认定、建立股份合作制和农村集体经济组织，而“三变”改革由图1所示，是指“资源变资产、资金变股金、农民变股东”。“三变”改革在2017年正式写入一号文件，为农村的集体经济发展注入了新的动力，使闲置的资产得到有效的利用，推动了乡村企业的建立和发展并促进农村中就业岗位的增加，提升了农民的收入相比较于“三变”改革，产权制度改革中的股份合作制改革是有一些区别的，实行股份合作制的地区农村城镇化的水平较高，第二三产业比较发达。农村股份合作制的实施让农民能够获得更加稳定的收益，然而，“三变”改革的发源地贵州省六盘水市，改革前，六盘水市自然环境条件较恶劣，当地农民主要以玉米、土豆等为主要的粮食作物，且当地的第一产业比较有优势，二三产业较为薄弱。

改革中的股份制改革与“三变”改革虽稍有不同，但是从定义和内涵来看，股份合作制与“三变”改革基本是一致的。于福波和张应良(2019)认为“三变”改革制度的内核是“农地股份合作制 + 资产租赁 + 行政组织”，在“三变”改革之前，农村都是以“家庭联产承包制”和“乡政村治”为基础的。现在，推动以“农地股份合作制”为核心的“三变”改革，开拓创新为“联村党委”和“村集体经济合作”等经营主体。在改革推进应用过程中，“三变”改革借鉴了“保底分红”的做法[1]。所以，可以说“三变”改革是资产租赁与农地股份合作制并存的制度安排。

“三变”改革是一条区别东部、并立足西部的农村集体产权制度股份制改革的新路，是农村改革一次重要的制度创新，属于渐进性的农村集体经济产权改革(于福波，2019)，农村集体产权制度改革是根本，而“三变”改革是促使农村集体产权制度改革深入的实现途径，也是产权制度改革的补充完善[2]。

Figure 1. The impact of the “three transformations” reform on farmers’ income

图1. “三变”改革对农户收入

2.2. “三变”改革促进农户收入的机理性研究

在“三变”改革推动农户收入水平提高的影响研究中，梁春梅(2018)等学者研究发现农村集体产权制度改革在对维护农户共享农村集体资产的收益、农户提高收入的重要途径和机制的创新中具有较为明显的推动性。改革的基本思路由图1所示，通过“资源变资产，村民变股民，资金变股金”的方式，实现“三变”改革，提高农户收入[3]。在促进农户增收的方面，通过学者李丛芳(2020)的研究发现在提高农户增收方面主要表现为三种：一是在就业转移时扩大了农户的就业机会从而提高农户的工资性收入，二是随着经营相关产业的个体工商业大量涌入提高了农户的经营性收入，三是股份分红和租金收入提高了农户财产性收入[4]。江帆等(2021)在关于农村集体产权制度改革促进农民增收问题的调研中说，农户的收入结构受到相关改革的各种方式影响，第一是通过稳固和保护农户的权利来保证财产性收入的增加直接影响农户总收入；第二是加强其他产业就业转移的同时提高农业经营水平从而间接影响农户工资性和经营性收入，进而影响到每个农户家庭总收入[5]。

2.3. 理论机制

第一，本文考察贵州省“三变”改革对农户收入的影响。只有明晰产权，才能明晰市场主体和交易的损益，对市场主体产生激励作用，从而实现市场对资源的有效配置，推动集体经济和农户收入持续增加。总体而言，改革的各项政策措施通过作用于农户的经营性、财产性和工资性三项分支收入，实现增加农村居民总收入的目标。

首先，“三变”改革能够提高经营性收入。在改革的稳步推进中，一方面，农村居民可以利用自己现有的资源开发农家乐等项目促进经营性收入的增加；另一方面，农村集体产权制度改革制度使得农民拥有了被登记确权的“自己”的土地，提高了其对土地投资的积极性和土地经营收入[6] (孔祥智和穆娜娜，2016)。其次，“三变”改革能够提高工资性收入。改革政策开始实施后，农民多数将确权到户的土地入股或者出租给集体经济，可以获得租金收入。同时土地流转后，释放出来的农村劳动力可以直接在本村镇以及周边村镇就业或者向城市的第二、三产业转移，从而可以获得工资性收入[7] (陈伯君等，2009)。最后，“三变”改革能够提高财产性收入。一方面，改革将土地、森林等闲置资源通过规划重新利用，使得农村经济体制得以创新，增加了农民的财产性收入[8] (杨慧莲等，2017)。另一方面，为了切实保障农民的财产权利，改革不仅将资源、资金以及资产明确的分配到具体的农户，而且积极推动这三者的相互转换确保合理的配置，农民以股份合作社为依托，以自有资金、土地等入股各类集体经济，促进了农民财产性收入的增加[9] (陆雷和赵黎，2021)。

据此，本文提出研究假说1：“三变”改革可以促进农户增收。

本位其次考察“三变”改革对农户收入影响的作用机制。已有研究表明，第一产业占比高、农业科技水平低、自然资源限制和公共财政支出不足等问题制约着农民收入的增长。而农村集体产权制度改革的实施，通过一系列的政策优惠，可以优化产业结构、加强科技赋能、加强土地集约使用以及改善财政收支，从而对农民增收产生重要影响[10] (肖红波和陈萌萌，2021)。

据此，本文提出研究假说2：“三变”改革通过优化产业结构、加强科技赋能、加强土地集约利用以及优化财政支出的途径促进农民增收。

3. 研究模型设定

3.1. 模型设定

双重差分法(简称DID又称倍差法)是一种比较常见于定量研究中的统计技术，常用于政策评估效应分析。其原理是将某种改革或政策视为准自然实验，将研究对象随机分为两组，分别定义为实验组和对照组且其中受改革影响的个体隶属于实验组。而未受影响的为对照组。通过比较政策实施前后被解释变量数据的差异效应反映政策效应。因此，采用DID模型检验“三变”改革实施对农村居民收入的影响，其基本表达式为：

$Y_{it}=\alpha +{\beta }_1{\text{Treated}}_i+{\beta }_2{\text{post}}_t+{\beta }_3{\text{Treated}}_i\times {\text{Post}}_t+{\epsilon }_{it}$ (1)

在式(1)中，各变量解释依次为：其中Y_it表示为被解释变量，即观测对象i在时间t的观测结果；Treated_i表示为相关政策处理变量，表示为观测单位i在时间t是否接受了政策，干预或事件，取值为1时代表实验组(处理组)，取值为0时则代表对照组；Post_t为时间变量，表示为观测时间是否在政策，干预或事件发生后，若该政策实施之后则取值为1时，反之则取值为0；两个虚拟变量的交互项Treated_i × Post_t是政策实施所带来的平均处理效应；α为常数项；β₁表示为政策处理变量，即DID估计量，β₂表示为时间变量的回归系数，即Post_t的系数；β₃则为DID估计量与时间的交互作用，即Treated_i × Post_t的系数；ε_it为误差项。

本文采用DID模型估算测试。将试点市(州)地区改革实施以后年份(包括当年年份)赋值为1，改革实施之前年份与未实施市(州)地区所有年份均赋值为0，根据上述定义各实验组和对照组将自动分化产生，其中也包含“三变”改革前后的双重差异，β体现了改革对农村居民收入的影响效应，作为双差分统计。如果β为正数且显著，则表明改革使农村居民收入明显提高，从而反映出改革对提高农户收入具有正向效应；如果β为负数且显著，说明改革使收入水平明显降低；如果不显著，说明改革对收益的作用还没有体现出来。

3.2. 变量选取和描述性统计

关于变量选取，首先考虑到理论覆盖全面性通常选取四维框架：自然资源、财政支出、科技创新和制度政策构成了影响农户收入的完整逻辑链，涵盖“资源–资本–技术–制度”四大经济学核心要素，符合发展经济学经典理论如Lewis模型、Schumpeter创新理论。其次衡量政策可操作性这些变量多为宏观政策可直接干预的领域。例如，财政支出和制度政策可通过预算调整或立法修订快速实施，而自然资源管理和科技创新是乡村振兴战略的重点方向。最后评估数据可得性与稳健性，例如自然资源如耕地面积、财政支出、科技投入、制度指标通常有官方统计数据支持，便于量化建模，且长期追踪数据可保证研究稳健性。

因此本文根据赵勇智，罗尔呷等学者[11]研究发现自然资源禀赋、公共财政水平、科学技术禀赋以及制度因素等综合作用下，会较大影响农村居民收入水平从而提升农户收入。首先自然资源禀赋如土地质量、水资源、气候条件和矿产资源的丰裕程度直接决定农业生产的潜在产出。例如，肥沃的土壤和高降雨量地区更易实现高产；其次公共财政支出影响基础设施投资，例如交通、水利、电力等基础设施建设降低运输成本，改善灌溉条件，直接提升农业效率(如冷链物流减少农产品损耗)。社会服务投入教育和医疗支出提高人力资本质量，教育水平高的农户更易采纳新技术或转向非农就业(如电商、手工艺)，医疗保障减少因病返贫风险，补贴政策直接补贴(如种粮补贴)或间接补贴(如农机购置优惠)短期内增加可支配收入；另外科技创新可以提升生产效率，如良种推广、精准农业技术(如无人机植保)和智能农机提高单位产出，降低劳动强度。还可以增强市场适应性，如信息技术(如电商平台、区块链溯源)帮助农户对接市场，减少中间环节利润损失，同时绿色技术(如有机种植)可满足高端市场需求，提升溢价空间；最后，其他制度因素如土地制度会影响土地确权保障产权稳定性，激励长期投资(如土壤改良)，土地流转政策促进规模经营，提高资源利用效率，以及市场制度如价格保护机制(如最低收购价)稳定预期收入。综合以上学者的结论，我们选择了以下几个变量：

本文研究的着眼点在于，考虑到由于家庭规模差异可能带来的影响，“三变”改革的收入效应，即对农村居民收入水平的作用，选取农村家庭人均可支配收入作为被解释变量。

结合双重差分理论，本文设置虚拟变量did为改革实施变量即交互项，按照农业农村部相关政策文件显示，贵州省第一批改革年份为2016年，随后对样本进行赋值，其中以2016年设为分水岭，年份小于2016年为改革前，赋值为0，年份大于等于2016年确立为改革后，赋值为1，对照组赋值均为0。分组情况见表1。

Table 1. List of the experimental group and the control group

表1. 实验组和对照组名单

类别	地级市(州)
实验组	贵阳市，六盘水市，遵义市，安顺市，黔东南州，黔南州
对照组	毕节市，黔西南州，铜仁市

由于土地长期以来一直是农业和农村发展的基础，本文选用“农村人均耕地面积”作为衡量自然资源分配情况的指标。由于各地区财政支出增幅差异较大，研究时选择“公共财政人均预算支出”这一指标来衡量公共财政水平。促进经济社会发展的重要动力是科学技术，对提高收入起到越来越重要的作用。因此，本文决定选取“每万人专利授权数”作为相关指标以用来衡量科学技术水平。研究发现，二三产业的快速发展能够为农村人口提供和创造大量就业岗位。故本文选取“第一产业增加值比重”这一指标作为衡量社会制度因素的主要依据。在本文中定义了各变量之间。各变量的描述性统计分析结果见表2。

Table 2. Selection of main variables and descriptive statistics

表2. 主要变量选取与描述性统计

变量	变量说明	变量代码	样本量	最大值	最小值	平均值	标准差
被解释变量	农村居民人均可支配收入，并取对数值	lnincome	72	9.995	8.834	9.3	0.271
控制变量	人均公共财政支出，并取对数值	lnrjczzc	72	9.54	8.707	9.277	0.168
	每万人专利授权数，并取对数值	lnrjzlsq	72	3.621	−0.087	1.994	0.728
	农村人均耕地面积，并取对数值	lnrjgd	72	1.281	0.752	1.042	0.137
	第一产业增加值占比	ygdp	72	0.269	0.04	0.169	0.059
核心解释变量	交互项	did	72	1	0	0.417	0.496

3.3. 数据来源

本文所用数据来自于贵州省2015~2022年的统计年鉴和各市(州)地方政府公报。其中：根据历年《贵州省统计年鉴》统计数据整理，将农村居民人均可支配收入作为解释变量。而通过网上检索农业农村部网站获得改革试点名单以作为核心解释变量。控制变量包括自然资源禀赋、公共财政支出、科技创新和制度政策等数据，这些数据来源于国土调查成果共享应用平台、《中国农村统计年鉴》以及历年《贵州省统计年鉴》。根据表3的数据，本研究对各解释变量之间的方差膨胀因子(VIF)进行了检验，结果显示最高为4.072，最低为1.231，均明显低于10，表明多重共线性在可接受的范围内，且本模型中为63.6%。调整后的R²考虑了自变量的数量，以防止因增加非关键预测变量而导致R²人为地升高，其值略低，为61.5%，但仍然显示出模型的解释能力相对较好。

Table 3. Results of regression test

表3. 回归检验结果

	非标准化系数		标准化系数	t	P	VIF	R²	调整R²	F
	B	标准误	Beta
常数	6.368	1.45	-	4.392	0.000^***	-	0.636	0.615	F = 29.301 P = 0.000^***
lnrjczzc	0.298	0.174	0.186	1.714	0.091^*	2.16
lnrjzlsq	0.189	0.055	0.508	3.418	0.001^***	4.072
lnrjgd	−0.028	0.162	−0.014	−0.172	0.864	1.231
ygdp	−1.083	0.573	−0.237	−1.889	0.063^*	2.889

注：^***、^**、^*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。

4. 实证分析及检验结果

4.1. 基准回归分析

借助DID模型考察“三变”改革政策增收效应，基准回归结果如表4所示。表4 (1)就是在固定了时间和地区的情况下，未加入控制变量的结果，结果显示：“三变”改革对于农民增收有正向促进作用。为验证该结果的准确性，本文在表4 (2)中加入了控制变量，发现改革对于农民增收仍然有显著的正向促进作用。具体地，“三变”改革可以带动农村居民可支配收入提高6.6%，表明改革明显促进了农村居民收入的增加。这表明本文提出研究假说1：“三变”改革可以促进农户增收，验证成立。

Table 4. Baseline regression results

表4. 基准回归结果

解释变量	(1)	(2)
did	0.059^**	0.066^**
	(0.046)	(0.049)
lnrjczzc	-	0.310^*
		(0.097)
lnrjzlsq	-	0.183^***
		(0.007)
lnrjgd	-	−0.049
		(0.177)
ygdp	-	−1.052^*
		(0.090)
固定地区	控制	控制
固定时间	控制	控制
_cons	2.638	6.275^***
R^2	0.656	0.897

注：^***、^**、^*表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

4.2. 平行趋势假设

本文采取事件研究法来表示平行趋势假设，其中交互项的系数反映的就是特定年份(Before1意义为改革发生年份前一年，After1-3意义为后三年)处理组和控制组之间的差异。实验组与对照组在改革实施前的假设检验，即改革成为改革试点的地区(实验组)与未成为改革试点的地区(对照组)在农村居民收入增长不存在明显差异或发展趋势一致的情况出现。从表5可知，虽然对改革前处理组进行了估算检验，但结果显示：“三变”改革试点干预前的关键变量在统计上并不显著，这说明在改革前处理组与对照组地区农民收入增长在样本中的差异并不显著，符合并联趋势的先决条件假设。

Table 5. Regression results of the reform research method

表5. 改革研究法回归结果表

交互项	系数	标准误差	t	P
const	8.97	0.001	6406.901	0.000^***
did	0.008	0.002	−3.242	0.002^***
time	0.64	0.003	250.37	0.000^***
Before1.0	−0.002	0.003	0.38	0.332
After1.0	0.03	0.003	0.46	0.011^**
After2.0	0.006	0.003	0.63	0.032^***
After3.0	0.013	0.003	0.282	0.079^**

注：^***、^**、^*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。

4.3. 其他稳健性检验

第一，增减时间窗口。为进一步检验结果的稳健性，本文将考虑到样本区间中2020年发生的新冠疫情对农村居民可支配收入的不利影响。因此，本文剔除政策实施改革年份中2020年及以后年份，基准回归样本的窗口期是2015年~2022年，将窗口期调整为2015年~2019年，由表6的(1)列回归结果可知，“三变”改革对农户收入的估计系数依然显著为正，系数的标志和意义没有实质性变化，证明本文的估计结果是稳健的。

第二，剔除省会样本。虽然省会同属于市级行政级别，但是其经济社会形态存在明显的差异。总的来说，相对于同区域内的其他地级市区的经济和产业发展基础更好，在改革开始之前其农村集体经济就已经有更长久的发展。本文将贵阳市剔除后再进行回归，回归结果如表6的(2)列所示。“三变”改革试点均在1%的水平上显著，且系数为正，再次说明研究结论是稳健的。

Table 6. Results of other robustness tests

表6. 其他稳健性检验结果

解释变量	(1)	(2)
did	0.055^***	0.064^***
控制变量	YES	YES
固定地区	YES	YES
固定时间	YES	YES
观测数	45	64
R^2	0.861	0.906

注：^***、^**、^*表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

4.4. 影响机制分析

“三变”改革能够促进农村居民收入的增加，但是其作用机制仍需进一步探究。在本文上节中，已经从理论层面上分析了“三变”改革政策增加农民收入的作用机制，发现“三变”改革主要是通过优化产业结构、优化财政支出、加强科技赋能以及加强土地集约利用这四种作用机制来增加农户收入[12]。在本小节中，本文将对这四种作用机制进行实证检验。

为验证该假说，本文借鉴黄志平(2018)的做法建立如下模型：

$X_{it}=\alpha +\beta {\text{Reform}}_{it}T+{\epsilon }_{it}$ (2)

式(2)中X_it为被解释变量，表征四个作用机制，其中机制一优化产业结构用第一产业占比来衡量，机制二优化财政支出用公共财政支出来衡量，机制三加强科技赋能用专利授权数量来衡量，机制四加强土地集约使用用人均耕地面积衡量。Reform_it的系数β表示“三变”改革试点T年后，该政策对上述四个作用机制变量的作用效果。

Table 7. Mechanism analysis

表7. 机制分析

VARIABLES	优化产业结构	优化财政支出	加强科技赋能	加强土地集约利用
	ygdp	lnrjczzc	lnrjzlsq	lnrjgd
2018	−0.022^*	0.008^***	0.005	−0.036
2019	−0.021^**	0.003^***	0.005^***	−0.045^***
2020	−0.024^***	0.005^***	0.007^***	−0.048^***
2021	−0.028^***	0.007^***	0.011^***	−0.060^***
Observations	72	72	72	72
R-squared	0.150	0.019	0.098	0.019

注：^***、^**、^*表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

表7结果显示，表征机制一的变量第一产业增加值占比的回归结果在不同程度上显著为负，表明“三变”改革试点后，地区第一产业增加值在地区生产总值中的比重不断降低，可能的原因在于因为产业结构的优化如果想要实现量变到质变，那一定需要一个较为漫长的过程。特别是像种植业和养殖业等第一产业，要想实现更加专业化和规模化的目标，需要更长的时间和更多的投入，也需要不断的创新和改善。由此证明，“三变”改革可以通过产业结构优化来促进农户增收。同理，表征机制二的变量优化财政支出的系数显著为正，意味着“三变”改革对公共财政支出有显著的正向促进作用，“三变”改革可以增加公共财政支出；表征机制三的变量加强科技赋能系数显著为正，表明随着“三变”改革的推行，科技发明投入到农业生产的数量增多，科技运用到农业生产的水平提高，降低了农业生产成本，提高农业产品的附加值，从而提高农户收入；表征机制四的变量人均耕地面积的系数为负，而且绝对值在不断增加，表明随着“三变”改革政策的实施，土地集约利用程度加强，提高单位面积产量，农业用地可满足同等粮食需求下的更少耕地占用，导致耕地使用总量减少，人均耕地面积随之下降。因此本文提出研究假说2：“三变”改革通过优化产业结构、加强科技赋能、加强土地集约利用以及优化财政支出的途径促进农民增收，验证成立。

5. 结论与启示

作为中国实现乡村振兴背景下的一项重要制度性变革，农村集体产权制度改革能够有效促进农村居民收入的提高，缩小城乡收入之间差距，进一步实现共同富裕。对试点地区实施的农村集体产权制度改革从实际出发，实事求是的进行客观评估改革政策所带来的效果，能够确定并调整未来改革的重点方向。本文以“三变”改革为政策研究重心，对贵州省各试点市(州)农村居民增收的影响进行了较为全面的探讨。研究结果显示，“三变”改革对农村家庭增收的积极作用明显，使农户可支配收入增加了6.6%；尽管第一产业增加值占比逐年减少，但农户人均可支配收入的仍然出现上升趋势，说明随着经济社会发展，农村居民收入水平的提高受到第一产业发展影响减弱，更多是依赖于二三产业的带动和发展；由于改革的实施提高二三产业占比，延长农产品产业链，增加政府税收来源，提高公共财政收入，相应的公共财政支出也随之增加；“三变”改革通过产权稳定性增强投资信心、土地规模化降低技术成本、要素市场化促进创新扩散，形成农业科技跃升的制度基础，提高了农业科技水平；随着改革的推进，土地集约利用程度加强，导致人均耕地面积逐渐减少，因此人均耕地面积对农户增收效应也在逐渐减弱；虽然“三变”改革对于农村收入的增长影响仍然存在一定的局限性，但是改革对明确农村集体产权关系，优化农村市场资源配置和创新农村集体经济发展仍然起了不可估量的推动作用。尽管如此，改革在乡村振兴的进程中仍然任重道远。

基于贵州省“三变”改革对农户收入的显著促进作用及作用机制分析，为进一步深化农村集体产权制度改革、巩固改革成效并推动乡村振兴，提出以下对策建议：

1) 持续推进产业结构优化，强化二三产业带动作用。发展特色农业与产业链延伸，结合贵州省山地资源禀赋，重点发展茶叶、中药材、生态养殖等特色农业，推动农产品深加工，延长农业产业链条，提升农产品附加值；支持农村电商、乡村旅游、康养产业等新业态发展，促进一二三产融合；加强区域产业协同，鼓励试点地区与非试点地区建立产业联动机制，通过“联村党委”“跨村合作”等模式整合资源，避免区域发展失衡。

2) 加大农业科技投入，提升生产效率和市场竞争力。构建数字化农业平台，利用大数据、区块链技术完善农产品溯源体系，通过电商平台拓宽销售渠道，减少中间环节利润损失，提高农户经营性收入；推广现代农业技术，加大对良种培育、精准农业如无人机植保、智能农机的财政补贴力度，建立“科技特派员”制度，推动技术下乡。

3) 完善土地集约利用机制，保障农民土地权益。推进高标准农田建设，通过土地整治和集约化管理提升耕地质量，提高单位面积产出效率，缓解人均耕地面积减少带来的压力；规范土地流转市场，建立公开透明的土地流转交易平台，引入第三方评估机构，确保土地流转价格合理。探索“土地入股+保底分红”模式，保障农民长期收益。

4) 优化财政支出结构，强化公共服务的普惠性。加强教育与医疗保障，提高农村教育经费占比，开展职业技能培训，增强非农就业能力；完善农村医保体系，降低因病返贫风险；加大农村基础设施投入，重点完善交通、水利、冷链物流等设施，降低农业生产成本，提升农产品流通效率。