农村三产融合发展、劳动力转移对农民收入的动态影响机制——以湖南省为例

陈灿煌 王 轲

(湖南理工学院 经济与管理学院，湖南 岳阳 414006)

一、问题的提出

党的十九大报告提出了实施乡村振兴战略，是党中央站在新的历史方位，针对当前“三农”新形势作出的重大决策部署。“生活富裕”作为乡村振兴战略的重要内容，是乡村振兴的根本，也是实现共同富裕的基本形式和必然要求，而提高农民收入是生活富裕的保证。自改革开放以来，党和政府一直把促进农民持续稳定增收作为工作的重点，特别是自2004年开始，更是连年发布以“三农”为主题的“中央一号”文件，其中一系列优农惠农政策的出台为农民增收提供了强有力的政策保障，农民收入快速增长。以湖南省为例，1978年湖南省农村居民家庭人均纯收入为134.4元，到2019年已上升至15394.8元，年均名义增长率为11.95%，扣除价格因素(1978=100)的影响，年均实际增长率为6.72%，高于同期城镇居民6.51%的年均实际增长率。尽管如此，农民收入历经多年的增长后，近年来正面临新的减收因素积累带来的持续增收困难的问题。首先，农业生产面临农产品价格“天花板”封顶、生产成本“地板”抬升压力增加的“双板挤压”，农民家庭经营收入增速放缓[1]；其次，受新常态下经济增速回落和经济结构转型升级、经济增长方式转变的影响，农村劳动力素质难以适应经济发展的新要求，劳动力向非农产业和城镇转移就业难度加大，农民工资性收入增速趋缓，对农民收入的贡献率面临下降的风险；再次，农村产权制度改革滞后导致农民财产权利缺位，集体成员所有的土地、住房等财产的资本化和市场化难度大、农村集体经济管理不规范，集体土地收入没有被农民共享等，限制了农民财产性收入增长。因此，促进农民增收仍然是目前和今后一个时期内“三农”工作的重中之重。

如何为农民持续增收提供新的动力？2015年、2016年中央“一号文件”将推动农村一二三产业融合(以下简称“农村三产融合”)发展作为培育农民增收的新动能、促进农民增收的新途径。党的十九大报告明确指出，促进农村三产融合发展将有助于实施乡村振兴战略，拓宽农民增收渠道；2018年和2019年的中央“一号文件”再次强调推动农村三产融合发展，实现农民增收。目前，农村三产融合发展正在全国各地有序推进，探究农村三产融合发展对农民增收的动态影响机制，对于提高农民收入有重要实践意义。

通过文献梳理发现，与本文相关的研究主要集中在以下三方面：一是农村三产融合发展促进农民增收的理论研究。许多学者认为，农村三产融合发展促进农民增收有多种不同的路径，如通过延伸农业产业链，产生更多的增值环节，大大提高农产品附加值，使农民能从中充分享有农业生产、加工、流通等全链条的增值收益，从而实现收入增长[2]；通过发掘农业多种功能、开拓农业生产门路，使农业的外延和内涵得到进一步扩大和提升，进而创造更多的就业岗位，为农村劳动力就业开辟了新门路，为农民增收创造新增长点[3]；通过吸引一批大型农业加工企业、服务产业进入农村，同时在各方主体之间建立完善的利益联结机制，为农户提供参与产业融合发展并从中分享农业产业化和服务业化红利的机会，实现农户提能增收并举[4]。二是农村三产融合发展促进农民增收的实证研究。有部分学者运用系统广义矩估计和固定效应模型[5]、动态面板模型和面板门槛模型[6]研究表明，农村三产融合发展对农民收入增长具有明显促进作用和区域异质性。也有学者运用PVAR模型和格兰杰因果关系检验研究表明，农村三产融合发展与人力资本是农民增收的格兰杰因果关系，两者都对农民增收产生显著影响[7]。还有学者基于倾向匹配得分法评估农户农村三产融合参与的收入效应，认为农户三产融合参与能使农户家庭人均经营性收入显著提升164.7%，但对其他类型的收入没有显著影响[8]；也有少数学者运用分位数回归模型[9]、实地入户调查法[10]研究农村三产融合发展与不同收入农户群组之间收入差距的关系，认为农村三产融合能有效地缩小农户收入差距。三是农村三产融合发展、非农就业与农民增收的关系研究。一般而言，农村劳动力转移可以促进农民非农收入增长[11]，而农村三产融合发展创造了更多的就业岗位，促进了农民非农就业，并带动农民增收[12]；农户非农就业能力的提高强化了农村产业融合对农户家庭人均收入的促进效应及对收入差距扩大的抑制效应[13]。

总体而言，已有研究为本文提供了很好的理论借鉴和思路参考，但在以下方面还有待进一步探讨：第一，在考察农村三产融合发展对农民增收的作用机制时，缺乏就农村三产融合发展对农民增收的直接作用和间接作用机制的详细探讨，因而难以准确把握其对农民增收的具体作用路径；第二，在农村三产融合发展对农民增收影响的实证研究中，缺乏对农村劳动力转移的中介效应的分析，因而难以把握其对农民增收的重要性；第三，在研究方法上，现有文献大多用定性分析或固定参数模型方法，这些方法难以准确揭示农村三产融合发展对农民增收影响的时变效应。事实上，随着农村经济发展、农村经济政策变迁和农业技术进步等，农村三产融合发展必然呈现出时变性，进而对农民收入产生时变性影响，准确刻画这种时变性，能为政府适时调整农民增收政策提供科学依据。

湖南作为一个传统农业大省，自2015年中央首次提出实施农村三产融合发展政策以来，相继出台了《关于推进农村一二三产业融合发展的实施意见》《关于深入推进农业“百千万”工程促进产业兴旺的意见》等一系列文件，并围绕湖南省农业优势特色产业开展了农村一二三产业融合发展试点，在农业产业链条延伸、农产品价值链提升、农业多功能拓展等方面取得了一定成效，农民增收渠道进一步拓宽，为农村三产融合与农民增收关系研究提供了一个理想的样本。鉴于此，本文以湖南省为研究对象，首先分析农村三产融合发展对农民增收的影响机制，然后构建时变参数状态空间模型，以劳动力转移作为中介变量，实证研究农村三产融合发展、劳动力转移对农民增收的动态影响机制，并对劳动力转移的中介效应进行检验，以弥补现有研究的不足。

二、理论分析

农村三产融合发展对农民增收的作用机制可以从直接作用机制和间接作用机制两个层面进行分析。

(一)农村三产融合发展对农民增收的直接作用机制

1.农村三产融合发展→土地增收

农民作为农业农村发展的主体，是农村三产融合发展的出发点和归宿。农村三产融合发展过程是农业产业链延伸、农业多功能拓展和产业范围扩大的过程。在此过程中，农村生产要素投入和农业生产方式发生了重大变化，其中最显著的特点是土地作为农业生产的基本要素，其投入方式更加多元化，使农民增收渠道进一步拓展。具体而言，农户作为土地承包权和经营权的拥有者，通过与新型农业经营主体如农业生产专业大户、农村专业合作社等建立紧密的利益分配机制，借助土地转包、转让、合作、租让、经营权入股等形式出让经营权，实现土地承包权和经营权分离，从中分享产业融合发展带来的红利。土地作为农民最大的资产，在目前多样化的土地流转形式中，土地入股既保证了农民从中获得“保底收益”，同时还能以“按股分红”的形式从中分享农村三产融合发展带来的股权收益，是目前农民以要素入股、通过资源变资产实现增收的主要形式。

2.农村三产融合发展→资金增收

农村三产融合涵盖的范围非常广泛，涉及农产品加工业、流通业、农业生产性服务业、休闲农业、乡村旅游、电子商务等各类产业，实现农村三产融合发展需要大量的资金投入。因此，一部分农户除了以土地流转形式参与到农村三产融合发展中直接获得收入外，还有部分农民以政策补助金入股、自有资金入股的形式参与其中并获得股金收益，即通过“资金变股金、农民变股东”的形式实现增收。一般而言，农民通过资金增收的效应主要取决于农户的资金约束性、投资意识强弱、投资主动性及风险偏好类型。

3.农村三产融合发展→农产品增值增收

长期以来，我国农业现代化科学技术水平远远落后于工业，农业产业链条短、农产品深加工缺乏、农产品基本价值链纵向延伸不够以及价值链各个环节科学技术含量低、农产品附加值低等问题突出；加之受经济制度、思想观念、社会地位等因素制约，农户常处在价值链的底端，难以分享农产品加工和流通环节中的价值增值。构建农村三产融合发展体系，在很大程度上延伸了农业产业链，推动了农业第一产业“接二连三”，并推动价值链升级，提高农产品附加值，促进农民增收；农村三产融合发展以农民为基础，通过地产地销、地域制造、企业带动、农业生产方式创新等措施提高农民在农业产业链中的地位，增加了其享受红利的权利[3]；另外，农村三产融合发展中“订单”等合作形式的缔结又为农产品销售渠道和销售价格提供了有效保障。因此, 农村三产融合发展以农产品增值的形式促进农民增收。

(二)农村三产融合发展对农民增收的间接作用机制

农村三产融合发展将促进劳动力由农村第一产业向农村二三产业转移而间接增加农民收入。其间接增收的作用表现在三个方面：首先，在市场引导和技术支撑下，农村三产融合发展将开拓多样化的生产门路，促进农业与农村内部各产业部门的分工细化，在农村二三产业内部创造部分新的就业岗位, 解决部分农业剩余劳动力就业问题，提高了农民的工资性收入；其次，农村三产融合发展促进农业向农村二三产业渗透的过程中形成了很多新领域，衍生出系列新产业、新业态和新商业模式，延伸了农业产业链，增加了农产品附加值，提高了农民经营性收入；再次，农村三产融合发展将拓展农业经济、文化教育、生态休闲、旅游观光等功能，实现对其价值的充分挖掘和价值的再创造，拓宽农民增收渠道。

农村三产融合发展还通过促进劳动力外部转移而间接影响农民收入。农村三产融合发展促进劳动力外部转移，主要表现为劳动力由农业向工业、交通运输服务业等产业转移。从第一产业外部看，伴随农业技术进步，众多的农村产业融合项目开始走上规模化、机械化经营轨道，一部分劳动力得以摆脱土地的束缚，从繁重的农业劳动中解放出来，并根据第一产业外部劳动力需求而向其他产业转移，为农村富余劳动力提供了新的就业机会。劳动力作为最大利益的追求者，当非农部门的工资率高于农业部门时，农民就会克服各种迁移成本而选择劳动力转移，并获得非农收入。改革开放以来，中国经历了世界上最大规模的国内劳动力流动，在1978-2018年间，农村劳动力非农转移人数占总人口比例实现了从2%到20%的飞跃式上升，且劳动力转移仍是当前乃至将来很长一段时间十分普遍和重要的社会经济现象[14]，这一现象是劳动力转移促进农民间接增收的具体表现。农村三产融合发展通过促进劳动力外部转移，使其从中获得的非农收入大于其农业经营性收入，提高了工资性收入在农民总收入中所占的比重。

三、实证分析

(一)变量、数据与模型

1.变量选取

(1)被解释变量

选择农民收入(用FI表示)作为被解释变量。考虑到2013年国家统计局对城乡住户收支调查实行统一改革，1990-2013年的农民收入用农村居民人均纯收入衡量，2014-2019年用农村居民可支配收入衡量。尽管2013年前后农民收入统计口径发生了变化，但相关数据变化不大(李谷成等，2018)[11]。同时，为了剔除物价波动的影响，以1990年作为基期，采用农村居民消费价格指数(CPI)对农民收入进行平减。

(2)核心解释变量

农村三产融合发展水平(用IM表示)是本文构建模型的核心解释变量。为全面准确地评价湖南省农村三产融合发展水平，本文借鉴李晓龙和冉光和(2019)[15]的方法，从农业产业链、农业多功能性、农业服务业融合三个维度，构建反映农村三产融合发展水平的综合性指标评价体系。具体而言，用农产品加工业主营业务收入占农业总产值的比重(反映农产品加工业对农业的带动能力)、农业产业化经营农户数占总农户数的比重(反映产业链延伸对农户的带动能力)共同反映农村产业链延伸程度；用休闲农业年营业收入占农业总产值的比重(反映乡村旅游业在农村三产融合发展中的带动作用和农业文化的拓展功能)、农村二三产业从业人员数占就业人数比重(反映农村三产融合发展对就业的带动功能)共同反映农业多功能拓展情况；用农林牧渔服务业总产值占农业总产值的比重(反映农林牧渔服务业对农林牧渔业的融合程度)、农村互联网接入户数占总农户数比重(反映农业与农村新业态的融合程度)共同反映农业服务业融合发展水平。在构建评价指标体系的基础上，运用综合指数法对湖南省1990-2019年农村三产融合发展水平进行测算，得到样本期内湖南省农村三产融合发展指数。

(3)中介变量

根据前述理论分析结果，本文选择农村劳动力转移(用LT表示)作为中介变量。其中，农村劳动力转移用农、林、牧、渔业从业人数占全社会就业人数的比值表示，比值越大，劳动力总体转移程度越低，反之，则越高。因此，这个指标与解释变量(农村三产融合发展)和被解释变量(农民收入)均呈负向变动关系。

2.数据来源

基于数据样本的平衡性和可获得性，本文选择研究的样本期间为1990-2019年。相关数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《湖南统计年鉴》《湖南农村统计年鉴》等，个别缺失数据采用线性插值法予以补齐。为了降低变量数据可能存在的异方差性，同时使相关经济变量之间体现弹性关系，对各时间序列数据作自然对数化处理。

3.模型构建

状态空间模型作为一种动态时域模型，一般用于多变量时间序列分析，其优点是以隐含的时间为自变量，将不可观测状态变量纳入可观测模型，并利用卡尔曼滤波算法递推出动态参数，以揭示解释变量在样本区间内对被解释变量的影响轨迹。农村三产融合发展作为促进农民增收的重要途径，受农村经济发展水平、农村经济政策变迁、科技进步及各种因素的影响，其融合方式正由传统的、单一化的融合向现代化、多元化融合转变，并对农民增收产生新的影响。为了反映农村三产融合发展对农民增收的动态影响，本文构建可变参数状态空间模型，将农村三产融合发展、农村劳动力转移、农民收入一起纳入模型中进行变参数估计，考察农村三产融合发展及其他变量在不同时点上对农民增收影响的时变效应。构建的可变参数状态空间模型如下：

状态空间模型I:

量测方程：lnFIt=α0+sv1·lnLTt+sv2·lnIMt+μt

(1)

状态方程：sv1=sv1(-1)+ε1t

sv2=sv2(-1)+ε2t

状态空间模型II：

量测方程：lnFIt=α2+sv3·lnIMt+μt

(2)

状态方程：sv3=sv3(-1)+ε3t

状态空间模型III：

量测方程：lnLTt=α3+sv4·lnIMt+μt

(3)

状态方程：sv4=sv4(-1)+ε4t

上述方程(1)是表示被解释变量lnFI对解释变量lnIM、lnLT的量测方程；方程(2)是表示被解释变量lnFI对解释变量lnIM的量测方程；方程(3)是中介变量lnLT对解释变量lnIM的量测方程。量测方程中的αi(i=0,1,2,3)为常数；svi(i=1,2,3,4)为对应的状态变量，分别代表在不同时点t上，农村劳动力转移、农村三产融合发展对农民收入的弹性系数，均是不可观测变量，须利用可观测变量lnFI、lnIM和lnLT来估计。本文假定svi(i=1,2,3,4)状态变量均服从AR(1)模型。状态空间模型(1)-(3)中的状态方程均表示状态变量的动态特性行为。μt、εit分别为量测方程和状态方程中相互独立的随机扰动项，且假定二者都服从均值为0、方差为σ2和协方差矩阵为Q、cov(μt,t)=0的正态分布。

(二)前置检验

1.单位根检验

对lnFI、lnIM、lnLT的数据进行单位根检验，结果表明，各变量原序列是不平稳的，一阶差分后，各变量都是平稳序列。因此，状态空间模型中的三个变量都属于一阶单整序列，服从I(1)过程，满足协整检验的前提。

表1 各变量的单位根检验结果

2. 协整检验

运用Johansen协整检验法对三个变量进行协整秩检验。从表2中可以看出，在5%的显著性水平下，包含常数项和确定性趋势项的协整秩迹检验和最大特征值检验结果显示，三个变量存在一个协整关系，即农村三产融合发展、农村劳动力转移与农民收入之间存在长期均衡关系，为状态空间模型的构建提供了有效依据。

表2 状态空间模型的协整秩检验

3.格兰杰因果检验

为了确保研究结论的可靠性，还需要对变量之间是否至少存在一个单向的格兰杰因果关系进行检验。基于向量自回归模型的格兰杰因果检验表明，在一定的滞后阶数和一定的显著性水平下，lnIM是lnLT的原因(P值为0. 0305)；lnLT是lnFI的原因(P值为0. 0069)，lnIM是lnFI的原因(P值为0. 0007)，这说明在一定程度上农村三产融合发展对劳动力转移、农民收入产生影响；农村劳动力转移对农民收入也产生影响。这进一步佐证了前面有关农村三产融合发展、劳动力转移对农民增收影响机制的研究结论，即农村三产融合发展通过农村劳动力转移中介变量影响农民收入。

(三)状态空间模型的估计及实证结果分析

1.基于卡尔曼滤波的时变参数估计

在模型设定和相关检验的基础上，利用Eviews10.0软件并通过递归替代形式对模型(1)-(3)进行时变参数状态空间模型估计，得到了各时变参数svi(i=1,2,3,4)的估计值序列(见表3)，其中状态变量sv1、sv2、sv3、sv4分别代表农民收入的劳动力转移弹性系数、农村三产融合发展对农民收入的直接效应、农村三产融合发展对农民收入的总效应(即农村三产融合发展对农民收入的直接效应和中介效应的总和)、劳动力转移的农村三产融合发展可变系数。同时，4个状态变量均通过1%的显著性水平检验，模型(1)-(3)的残差均通过单位根检验，因此模型设定是合理的。

表3 状态空间模型的估计值和统计量

在完成状态空间模型的估计后，对三个模型残差的单位根进行了检验，结果显示，三个模型残差单位根检验均为平稳序列，表明上述时变参数状态空间模型设定合理，模型的卡尔曼滤波估计结果有效。

2. 变协分析

为了揭示农村三产融合发展、劳动力转移对农民收入的动态影响，需要对卡尔曼滤波解法所得到的各时变参数sv1的值进行分析。图1至图4刻画了不同时变参数的动态路径，反映了农民收入在各时点对农村三产融合发展、劳动力转移变动的反应程度。由于弹性系数呈时变特征，因此被解释变量与解释变量之间也存在动态的协整关系。

图1 状态变量sv1的时间变化趋势

图2 状态变量sv2的时间变化趋势

图3 状态变量sv3的时间变化趋势

图4 状态变量sv4的时间变化趋势

图1和图2结果显示：农村三产融合发展、劳动力转移与农民收入之间存在长期稳定的均衡关系，但农民收入对农村三产融合发展、劳动力转移的弹性呈现出时变特征。从图1可看出，农民收入对劳动力转移的弹性系数(sv1)大约在-0.3至-1.2之间，且自1996年后呈平稳下降的趋势。由于劳动力转移的指标值越大意味着劳动力转移程度越小，因此，研究结果表明，劳动力转移每提高1个百分点，农民收入将增加0.3-1.2个百分点，即在样本期内，劳动力转移对农民收入始终产生正向影响且呈平稳上升的趋势。农村三产融合发展对农民收入产生正向影响的可能原因是：一方面，自20世纪80年代以来，伴随着我国农村经济体制改革的不断深化，乡镇企业异军突起、农业商品化程度稳步提升，农产品市场运营体系逐步建立，市场流通新格局开始形成，农村剩余劳动力以空前的规模和速度向外转移，劳动力跨区域转移使土地资源日益集中，为农业规模化经营创造了条件，促进了农业劳动生产率快速提升和农民农业经营性收入的增长；另一方面，农村劳动力转移使劳动力的时间资源得到充分有效利用，提高了劳动力的就业水平，进而增加了农民非农就业收入。

从图2可看出，农村三产融合发展对农民增收的影响系数(sv2)大约在1.2-1.9之间，反映了农村三产融合发展对农民收入直接影响效应的大小，即农村三产融合发展水平每提高1个百分点，农民收入将增加1.2-1.9个百分点，农村三产融合发展对农民增收有显著的直接效应。在整个样本期内，除1990-1996年出现波动性下降外，在其他年份，农村三产融合发展对农民增收的直接效应在总体上呈平稳上升的趋势。可能的原因是近年来政府从国家层面提出的“推进农村一二三产业融合发展”政策，对于培育农民增收新模式、拓宽农民增收渠道起到了引领作用，随着农村三产融合发展政策在各地落实，一些地区将农产品深精加工、冷链物流、优势产区批发市场紧密结合，实现农副产业与市场流通、存储的有机衔接，延伸了农业纵向产业链；一些地区以“加工产品+文化服务”为引领，构建“农产品加工→特色手工艺品→文化传承(手艺及工匠等)”的发展模式，发挥加工业在农产品转型升级中的作用；同时，农业传统的生产功能逐步向农业观光、科普教育、品牌展示、文化传承等功能拓展，衍生出丰富的新产业、新业态和多元化的产业主体，这些都为农村劳动力的多价值追求提供了更广阔和更深远的空间。

对比图1、图2可知，sv1比sv2的数值更小，说明劳动力转移对农民增收的效应小于农村三产融合发展对农民增收的直接效应，即在样本期内，湖南省农村三产融合发展对农民增收有着显著的直接效应。总体来看，农村三产融合发展对农民增收起着稳定的促进作用，发挥着直接增收的功能，是农民持续稳定增收的重要源泉。

从图3可看出，农民收入对农村三产融合发展的可变系数(sv3)大约在2.60-2.81之间，该可变系数反映了农村三产融合发展对农民收入影响的总效应大小，即农村三产融合发展水平每提高一个百分点，农民收入将增加2.60-2.81个百分点，显然，农村三产融合发展对农民收入影响的总效应比较明显。从变动过程看，总效应在1990-2005年出现了较大幅度的上升，上升幅度约为0.21个百分点，2005-2010年间出现小幅下降，下降幅度约为0.03个百分点，后期保持在一个较平稳的水平。随着农村三产融合发展水平的提升，其对农民的增收作用将保持持续稳定。

从图4可看出，劳动力转移对农村三产融合发展的可变系数(sv4)大约在-0.822至-0.768之间，该可变系数反映了农村三产融合发展对劳动力转移的效应，即农村三产融合发展水平每提高一个百分点，农村劳动力转移将增加0.768-0.822个百分点，显然，农村三产融合发展对劳动力转移的影响效应也比较明显，表明农村三产融合发展能促进劳动力转移，进一步证实了中介效应的存在。

(四)中介效应检验和估算

根据前述理论分析和模型设定，劳动力转移在农村三产融合发展促进农民增收的过程中具有中介效应，这种中介效应是否存在，有待进一步检验。下面依次对模型(1)-(3)进行中介效应检验，检验结果如表4所示：

表4 劳动力转移对农村三产融合发展的中介效应依次检验结果

从表4可以看出，模型(2)中lnIM前的系数sv3的值大于零，且在1%的水平上显著，说明农村三产融合发展对农民收入有显著的正向影响。在控制劳动力转移变量的影响后，模型(1)中的变量lnIM前的系数sv2在1%的水平上显著，说明农村三产融合发展对农民收入增长存在显著的直接效应。模型(3)中变量lnIM前的系数sv4通过了1%的显著性检验，且在控制农村三产融合发展变量的影响后，模型(1)中变量lnLT前的系数sv1也通过了1%的显著性检验，说明劳动力转移是农村三产融合发展促进农民收入增长的中介路径，存在中介效应。

以上检验表明，在农村三产融合发展、劳动力转移与农民收入三变量间，既存在农村三产融合发展对农民增收的直接传导路径，也存在以劳动力转移为中介变量的中介传导路径，即农村三产融合发展通过创造新的就业岗位等吸引劳动力转移，而劳动力转移通过增加农民的工资收入、优化农民收入结构等最终促进农民收入增长。

由于sv1、sv3、sv4三个状态变量的估计值均显著，且sv1*sv4与sv1同号，这表明劳动力转移的中介效应确实存在，但因为sv2是显著的，故存在部分中介效应，而非完全中介效应，即农村三产融合发展对农民增收的作用是中介效应与直接效应共同作用的。根据中介效应占总效应百分比的计算公式(sv1*sv4)/(sv1*sv4+|sv2|)，求得劳动力转移的中介效应为33.96%，这说明湖南省农村三产融合发展对农民增收的作用大约有33.96%是通过劳动力转移的中介作用实现的，这进一步验证了前文有关农村三产融合发展间接促进农民增收的研究结论。

四、研究结论与政策建议

本文以1990-2019年湖南省的时间序列数据作为样本，在理论分析的基础上，构建状态空间模型和中介效应检验模型，就农村三产融合发展、劳动力转移对农民收入的动态影响机制进行实证研究。研究结果表明，农村三产融合发展和劳动力转移共同作用于农民收入，且弹性系数所揭示的经济意义与理论分析相吻合，即农村三产融合发展、劳动力转移对农民收入存在长期正向效应；同时，农村三产融合发展对劳动力转移也存在显著的正向效应，且该正向效应随着时间的变化呈小幅波动，即农村三产融合发展能够持续稳定推动劳动力转移。从各变量的具体作用逻辑看，农村三产融合发展既可以显著地直接作用于农民收入，也可以通过劳动力转移“部分地”作用于农民收入。在劳动力转移的中介作用中，其中介效应占总效应的比重为33.96%，这说明劳动力转移是农村三产融合发展促进农民增收的重要路径。

根据上述理论分析和实证研究结论，本文认为，农村三产融合发展、劳动力转移是构建农民增收长效机制的两大抓手。促进农民收入持续增长，既要注重农村三产融合发展对农民增收的直接作用，又要注重劳动力转移的中介作用。因此，一方面，应多途径提升农村三产融合发展水平，如充分立足湖南地域优势资源，延伸农业内部和外部产业链，构建完善的农村产业体系；开发农业多种功能，拓展产业融合形式；发展农产品专业市场、仓储物流和“互联网+农业”等，实现其服务增值和品牌增值等。另一方面，应逐步消除阻碍劳动力转移的各种制度性障碍，实行城乡统筹的就业政策，促进劳动力在城乡之间的双向有序流动。如通过建立有效的激励机制，鼓励返乡农民创业、为有意向在本地就业的劳动力安排免费职业技能培训、激励企业招聘本地劳动力等，使农民在“离土不离乡”“进厂不进城”的前提下实现就业，更好地满足农村三产融合发展对高素质劳动力的需求；完善服务机制，尽快实现公共服务对城市农民工的广泛覆盖，同时也要完善保障机制，创造有利于农村劳动力转移就业的制度环境，为农村剩余劳动力向城市转移提供畅通的就业渠道；从农村三产融合发展的政策支持着手，继续完善现行土地政策、加强产业支持政策和资金支持政策等，使农民能从土地流转、土地入股和土地托管、“资金变股金”、农产品附加值提升中稳定获得收益，充分发挥农村三产融合发展的直接增收作用。