一.   问题的提出

改革开放40年来，中国经济以年均9.5%的增长率飞速发展，更为重要的是中国经济在飞速增长的同时，城乡收入差距也由迅速扩大转向迅速缩小。1978年中国城乡收入比值为2.57，此后，居民的城乡收入差距开始迅速扩大，特别是2000年以后，城乡收入差距从2000年的2.74迅速上升到2007年的3.14，达到峰值。随后，中国的城乡收入差距逐步降低，从2007年的最高峰逐步降低到2018年的2.68，城乡收入差距迅速缩小并且未来还会继续降低(见图 1)。关于对我国城乡收入差距变动的解释有很多，现有研究从资源要素配置、产业结构、公共物品供给、基础设施建设、城市化等多个角度对此进行分析解释。但只考虑这些市场经济因素而不考虑地方政府行为这种制度因素对城乡收入差距的影响，则有可能无法触及到40年来中国城乡收入差距变化的根本。因为我国的地方政府已深入介入经济发展进程中，地方政府偏向性政策、区域偏向性政策，往往会影响城市经济发展水平和城乡收入差距的变化。

图  1  城乡收入差距变化

数据来源：中国统计年鉴

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因此，不可避免的问题就是地方政府行为是扩大城乡收入差距还是缩小城乡收入差距，地方政府行为对城乡收入差距变化的影响作用究竟有多大？此外，由于我国各城市的经济发展存在显著的异质性，各城市地方政府行为可能也存在较大的异质性，从而不同城市地方政府行为对城乡收入差距的影响是否也显著不同？当前是我国完善中国特色社会主义制度，推进建设现代化治理体系、治理能力以及实现全面脱贫的关键时期，在此条件下，深入研究地方政府行为对城乡不平等的影响就具有一定的现实意义和理论意义。

二.   文献综述

当前关于地方政府行为及其与城乡收入差距的研究主要是从地方政府竞争、财政支出、外商直接投资、固定资产投资等角度出发。

一   关于地方政府竞争对城乡收入差距的影响

大量的研究均表明中国地方政府存在显著的地方政府竞争。地方政府官员为了获得政治进步和职位晋升，会有发展地方经济的激励动机，进而围绕GDP展开地方政府竞争，形成“政治晋升锦标赛”^[1]。地方政府之间的政治竞争会对城市经济发展造成显著的正向作用，刺激经济增长，而具有较好晋升前景的地方官员基于这一激励行为会有更大的动机来发展地方经济^[2]，并且地方政府官员会根据年龄和任期情况对晋升激励作出反应，进而选择是否全力发展城市经济^[3]。总的来说，晋升激励是中国经济发展保持快速增长的重要原因，但是在这种地方政府竞争条件下，对中国城乡收入差距又会造成不同影响，以经济增长为主导的政治考核机制导致城乡收入差距增大^[4]。此外，地方政府主导的经济发展模式还会造成土地、劳动、资本等资源要素配置的无效率，进一步加大城乡收入差距^[5]。财政分权和地方政府竞争又会促使地方政府在实施政策时向城市倾斜，从而加大城乡收入差距^[6]，并且地方政府还会倾向于在产出效率高的行业中投入大量本地资源，促使地方政府倾向于进行城市投资而减少对农村投资，进一步加大城乡收入差距^[7]。傅强等(2015)的研究也表明地方政府竞争会导致财政支出项目的大部分都是针对城市经济支出，只有较少的项目针对农村经济建设支出，从而导致城乡收入差距增大^[8]。孙华臣等(2017)的研究认为地方政府竞争会导致城乡收入差距的加大且对东部区域和西部区域较为显著，但却会缩小中部区域的城乡收入差距^[9]。宋英杰等(2017)的研究表明东部地区的财政分权和地方政府竞争的交互作用会显著缩小城乡收入差距，而中西部地区的财政分权和地方政府竞争会显著扩大城乡收入差距^[10]。邓金钱等(2017)的研究认为地方政府竞争会促进外资向城市和非农产业聚集会导致城乡收入差距扩大，但财政支出占比与外商直接投资带来的协同效应会显著降低城乡收入差距^[11]。

二   财政支出对城乡收入差距影响

Bardhan等(2005)的研究表明，地方政府财政自主权的体现有利于提升居民福利水平，但是随着社会精英人群地位的提升，财政支出会偏向精英人群，从而又会扩大城乡收入差距^[12]。陈安平等(2010)的研究指出，在财政分权的背景下，增加财政支出总量也不一定降低城乡收入差距，只有增加农村、科教文卫方面的财政支出，才能有效地降低城乡收入差距^[13]。但是，在我国唯经济发展为主要目标和地方政府竞争占主导的体制下，地方政府会加大在经济回报率更快、更高的基础设施建设等方面的财政支出，而减少在教育、社会保障等对城市发展长期有利方面的财政支出^[14-15]，从而总体会加大城乡收入差距。余菊等(2014)、吕承超(2017)、李超等(2018)的研究均表明，保障性财政支出的增加会显著降低城乡收入差距^[16-18]，而投资财政支出则呈相反状态，其支出增加会增大城乡收入差距。此外，地方政府还会因为城市拥有更快、更大的投资回报而倾向于采取对城市有利的财政支出政策，从而导致城乡收入差距增大^[19-20]。宋英杰等(2017)的研究更是表明财政分权对城乡收入差距的影响具有时间异质性，早期的财政分权会导致城乡收入差距扩大，而当期的财政分权会导致城乡收入差距减小^[10]。

三   在投资对城乡收入差距影响

当前的研究主要集中在外商直接投资和固定资产投资对城乡收入差距的影响，但其影响方向目前还没有定论。一些研究认为，外商直接投资会通过显著发展城市进而加大城乡收入差距。如陆铭等(2004)认为FDI主要集中于城市地区，对城市居民有利，进而加大了城乡收入差距^[21]。孔婷婷等(2016)认为我国属于政府主导型经济，这一经济体制导致农村资金外流，造成城乡机会发展不平等，使得城市地区的国有企业更多地获得了政府投资机会，从而加大城乡收入差距^[22]。部分研究认为外商直接投资会显著缩小城乡收入差距，如Shahbaz等(2008)认为外商直接投资会使城市和农村之间分配不均匀，如果外商直接投资流入农村更多，农村的经济效应相对会更高、发展速度会更快，进而总体降低城乡收入差距^[23]。刘渝琳等(2010)、盛斌等(2012)的研究均表明，外商直接投资总体上会缩小城乡收入差距^[24-25]，并且盛斌等(2012)的研究还表明，这种缩小城乡收入差距的效益对东部沿海地区更为显著^[25]。郑小三等(2012)的研究表明，政府固定资产投资可以显著缩小居民收入差距^[26]。景守武等的(2017)研究发现，外商直接投资和产业结构升级都能缩小城乡收入差距，但外商直接投资会通过促进产业结构升级，间接加大城乡收入差距^[27]。范晓莉等(2018)的研究认为，增加城镇固定资产投资会吸引农村劳动力转移，提高农村居民的收入水平，从而会降低城乡收入差距^[28]。戴枫等(2018)从整体看，外资进入对我国各省市的城乡收入差距都有显著的负效应，这一效应不仅体现在会降低本省市的城乡收入差距，还体现在会降低周边地区的城乡收入差距^[29]。

综上所述，当前学者对城乡收入差距影响的研究，基本都是从地方政府政策的某一方面对我国城乡收入变化进行解释，如从地方政府竞争、财政支出、外商直接投资、固定资产投资等角度出发，对城乡收入差距变化进行解释，为本文深入研究地方政府行为与城乡收入差距的关系奠定了基础。但这恰恰也是以往研究的不足之处，这些研究都关注于地方政府行为或政策的某一方面，而忽略了从整体角度研究地方政府行为与城乡差距之间的关系，因为地方政府在实施政策时，往往采用各种政策同步实施，因而单纯地从一个方面研究地方政府行为可能并不能准确地衡量其对城乡收入差距的影响。因此，本文从综合性地方政府行为角度出发，综合考虑城市失业率、城市经济增长、城市财政支出、城市外商直接投资、城市固定资产投资等多方因素，并以此构建地方政府行为的衡量指标，研究综合性地方政府行为对城乡收入差距的影响，为理解地方政府行为和解决收入不平等提供一定的参考。

三.   指标构建、数据选取与计量模型

一   指标构建与数据选取

1.被解释变量

城乡收入差距：参考以往研究，本文选择城市的相对收入差距作为城乡收入差距的衡量指标(陈斌开等, 2010；钞小静等2014)^[30-31]，具体计算方法是用城乡居民的可支配收入比值来衡量相对收入差距，可见，城乡居民人均可支配收入的比值越大，则表示城乡收入差距越大。

2.核心解释变量

地方政府行为：为了详尽研究地方政府行为与城乡收入差距之间的关系，本文需要构建衡量地方政府行为的综合性衡量指标，因为运用单一指标如固定资产投资、财政支出、政府竞争等衡量地方政府行为总会顾此失彼。本文考虑地方政府主导经济的行为特征表现，从以下5个方面综合衡量地方政府行为，以期更加全面地衡量地方政府行为。认为地方政府行为不仅仅只关注地方政府竞争，地方政府有政治晋升和发展地方经济的双重激励，政治晋升激励要求地方政府维持经济增长、保持就业稳定；发展地方经济要求地方政府开展竞争，吸引外资或进行地方政府投资和财政支出。因此，在此条件下，本文综合考虑地方政府行为，综合考虑经济增长、就业稳定、财政支出、外商直接投资和固定资产投资等5个指标，然后构建综合性政府行为指标，其中我们可以GDP增长率滞后一期衡量经济增长，以城市失业率衡量就业稳定。与钱先航等(2011)在构建晋升激励时的方法不同^[32]，本文考虑到5个不同指标具有显著的不可比性，首先对GDP增长率滞后一期、财政盈余率、固定资产投资、外商直接投资进行从大到小排序，失业率从小到大进行排序，并且认为地方政府行为的各个方面具有同等重要的权重，这样，本文选取5个指标的均值作为对地方政府行为的衡量指标，相应的数值越大，则地方政府行为越强，数值越小，则地方政府行为越弱。

3.控制变量

为了保证城乡收入差距与地方政府行为之间回归结果的稳健性，还需对城市其他变量进行控制。考虑到城市的经济发展水平、城市的金融发展水平、城市人口规模、城市的人力资本和城市的产业结构均会对城乡的城乡收入差距造成影响，所以本文选择上述变量作为控制变量。其中以城市的GDP来衡量城市经济发展水平；以城市的存贷款总额占GDP比例衡量城市的金融发展水平；以城市常住人口数量衡量城市人口规模；以城市高等学校在校学生数占城市常住人口比例衡量城市人力资本；以城市产业高级化衡量城市产业结构，城市产业高级化计算方式为：城市第一产业占比加上城市第二产业占比乘以2，再加上城市第三产业占比乘以3。本文的所有数据均来自2004—2016年的《中国城市统计年鉴》《中国区域统计年鉴》和CEIC数据库及各城市相应年份的统计公报。

二   计量模型构建

通过上述分析，建立以下地方政府行为与城乡收入差距关系的计量模型：

其中，模型(1)表示基础回归模型，模型(2)表示在控制其他控制变量条件下的回归模型。gap_it表示城市i第t年的城乡收入差距，gov_it表示城市i第t年的综合性地方政府行为变量，x_it表示控制变量，μ_i表示城市固定效应控制变量，γ_t表示时间固定效应控制变量，ε_it表示回归的随机误差项，α表示常数，β表示变量的回归系数。

四.   实证分析

一   基准模型估计结果

表 1表示地方政府行为与城乡收入差距的基准回归结果，其中回归(1)表示不控制城市其他变量条件下的基准回归结果，回归(2)表示控制城市其他变量条件下的基准回归结果，回归(1)(2)均控制了城市固定效应和时间固定效应，以保证回归结果的稳定性。从回归(1)和回归(2)的结果可以看出，地方政府行为对城乡收入差距的回归系数分别为-0.00178和-0.00161，且均在1%的显著性水平下显著，这表明地方政府行为会对城乡收入差距造成负向影响，可以显著缩小城乡收入差距。

表  1  政府行为与城乡收入差距的基准回归结果

比较项	城乡收入差距
	回归(1)	回归(2)
政府行为	-0.00178***	-0.00161***
	(-5.59)	(-4.96)
经济发展水平		0.000411***
		(3.76)
人力资本		-0.148
		(-0.79)
金融发展水平		0.0000544**
		(1.99)
人口		0.000270
		(1.10)
产业结构		0.371**
		(2.48)
常数项	2.832***	0.398
	(20.22)	(0.68)
时间固定效应	控制	控制
城市固定效应	控制	控制
样本量	3679	3679
注：*、**、***分别表示回归系数在1%、5%、10%的显著性水平下显著，括号内为t值

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二   异质性估计结果

考虑到我国地域辽阔，不同区域、行政等级、层级的城市发展差异巨大，各地方政府行为也存在很大差异，而同区域、同行政等级、同层级间城市的政府行为可能更为接近，因而在此背景下，考虑地方政府行为对城乡收入差距影响的异质性就显得非常必要，具体回归结果见表 2-4。

表  2  分区域条件下地方政府行为与城乡收入差距

比较项	城乡收入差距
	东部	东部非一线	中部	西部
政府行为	-0.000480	-0.000539*	-0.00126***	-0.00253***
	(-0.63)	(-1.84)	(-4.48)	(-5.80)
经济发展水平	0.000302	0.000555***	-0.000152	0.000250
	(1.36)	(5.52)	(-1.17)	(1.43)
人力资本	-0.294	-0.122	-0.157	0.359*
	(-0.59)	(-0.62)	(-0.90)	(1.73)
金融发展水平	0.0000904	0.0000631***	0.0000991***	-0.00000556
	(1.55)	(2.74)	(3.06)	(-0.17)
人口	0.000745	-0.000529**	0.000406**	-0.000560
	(1.38)	(-2.35)	(2.28)	(-1.42)
产业结构	-0.0466	-0.101	0.575***	1.041***
	(-0.16)	(-0.91)	(3.98)	(4.81)
常数项	0.320	3.304***	0	0
	(0.25)	(8.62)
时间固定效应	控制	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制	控制
样本量	1534	1482	1027	1118
注：*、**、***分别表示回归系数在1%、5%、10%的显著性水平下显著，括号内为t值

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表  3  分行政级别条件下地方政府行为与城乡收入差距

比较项	城乡收入差距
	直辖市	省会	其他城市
政府行为	-0.00491	-0.00387***	-0.00145***
	(-0.07)	(-4.45)	(-7.46)
经济发展水平	-0.00814	0.0000498	0.000503***
	(-0.64)	(0.32)	(5.00)
人力资本	25.53	-0.248	-0.0409
	(0.46)	(-0.87)	(-0.35)
金融发展水平	0.00232	0.0000126	0.0000406**
	(0.69)	(0.27)	(2.38)
人口	0.0209	-0.000426	-0.000285*
	(0.70)	(-1.25)	(-1.79)
产业结构	1.068	-0.529	0.357***
	(0.04)	(-1.07)	(4.00)
常数项	-48.72	5.038***	2.283***
	(-0.44)	(4.11)	(8.22)
时间固定效应	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制
样本量	52	195	3432
注：*、**、***分别表示回归系数在1%、5%、10%的显著性水平下显著，括号内为t值

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表  4  不同城市层级条件下地方政府行为与城乡收入差距

比较项	城乡收入差距
	一线	二线	三线	四线
政府行为	0.00296	-0.00233***	-0.000949***	-0.00181***
	(0.04)	(-3.64)	(-2.75)	(-7.39)
经济发展水平	-0.00198	0.0000351	0.000334*	0.00165***
	(-0.15)	(0.33)	(1.90)	(5.88)
人力资本	3.473	-0.299	0.0410	-0.170
	(0.14)	(-1.34)	(0.29)	(-0.85)
金融发展水平	0.000903	0.0000574*	0.000115***	0.0000457*
	(0.34)	(1.66)	(4.26)	(1.90)
人口	0.00761	-0.000262	-0.000240	0.0000483
	(0.51)	(-1.22)	(-0.77)	(0.20)
产业结构	-12.97	-0.172	-0.0410	0.483***
	(-0.37)	(-0.60)	(-0.27)	(4.24)
常数项	18.98	—	3.373***	1.489***
	(0.18)	—	(6.80)	(3.86)
时间固定效应	控制	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制	控制
样本量	52	390	884	2353
注：*、**、***分别表示回归系数在1%、5%、10%的显著性水平下显著，括号内为t值

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1.区域异质性

本文将城市划分为东部、中部和西部，考察区域异质性条件下地方政府行为对城乡收入差距的影响，回归结果见表 2。表 2的回归结果表明东部地区地方政府行为会对城乡收入差距造成负向影响，但不显著，考虑到东部一线城市北京、上海、广州、深圳地方政府城乡收入差距并不显著，因此，剔除这4个城市后，重新对东部城市进行回归，回归结果表明东部城市地方政府行为在10%的显著性水平下，地方政府行为使城乡收入差距显著降低。此外，表 2还表明中部和西部城市的地方政府行为均会显著降低城乡收入差距。从回归系数角度看，西部地区地方政府行为对缩小城乡收入差距的作用更大，中部次之，东部城市地方政府行为对城乡收入差距的缩小作用最弱，这表明随着城市经济发展水平的提高，地方政府对缩小城乡收入差距的影响作用在降低。

2.行政等级异质性

考虑到我国的城市存在显著的行政级别差异，从而地方政府行为对城乡收入差异的影响也会因为行政级别的差异存在不同。因此，本文将城市划分为直辖市、省会和其他城市，考察行政异质性条件下地方政府行为对城乡收入差距的影响，具体回归结果见表 3。从表 3可以看出，北京、天津、上海、重庆4个直辖市的政府行为会对城乡收入差距造成负向影响，但不显著；省会城市和非省会城市的地方政府行为对城乡收入差距的回归系数为-0.00387和-0.00145，并均在1%的显著性水平下显著。从回归系数的大小看，省会城市的地方政府行为对城乡收入差距的影响效应要显著高于非省会城市。考虑到我国大部分省会城市均为副省级城市，从而这些城市的地方政府不仅有更强烈的激励去保持经济增长、就业稳定和增加投资来降低城乡收入差距，吸引要素资源流入促进城市经济增长，而且这些城市更有丰富的治理经验，更可能成为服务型地方政府，从而间接缩小城乡收入差距。此外，经济发展水平较好的城市为巩固自身的领先地位，提高城市的竞争力，可能会倾向于利用地方政府作为调控城市经济发展的主体作用，实施对自身发展有利的政策，进一步地降低城乡收入差距，其不仅有激励做有利于本城市经济发展的事情，而且也有同样的激励去做不利于其他城市的事情，如近两年地方政府引进外资，提高优惠政策，改善交通基础设施，改变落户政策，吸引企业、吸引人才，为高端人才、大企业提供不同补助等等行为。

3.层级异质性

首先，本文按层级将城市划分为一线、二线、三线和四线这4个层级，然后考察地方政府行为对不同层级城市的城乡收入差距的影响，具体回归结果见表 4。表 4的回归结果表明一线城市地方政府行为对城乡收入差距的回归系数为0.00296，但不显著。二线城市、三线城市和四线城市地方政府行为对城乡收入差距的影响系数为-0.00233、-0.000949和-0.00181，且在1%的显著性水平显著，这表明除一线城市外，二线城市、三线城市和四线城市的地方政府行为均会显著降低城市的城乡收入差距。此外，从表 4的回归系数大小角度看，二线城市地方政府行为对降低城乡收入差距的作用效果最大。

其次为四线城市，影响效应最低为三线城市，这进一步验证上述的分析结果，相对于二线、三线城市来说，四线城市的发展水平较低，从而地方政府行为的边际贡献较大；而二线基本均为省会城市和发展较好城市，其城市治理水平较高，这样相对来说，其地方政府行为对城乡收入差距的影响更明显。

三   稳健性检验

为了检验上述回归结果的稳健性，首先，改变样本量，剔除样本极端值，以防样本出现极端情况对回归造成偏差；其次，替换用城乡收入差距的实际值来替换城乡收入差距比值，采用替换被解释变量的方法，检验回归结果的稳定性；再次，运用工具变量方法对本文的模型进行内生性检验，防止遗漏变量和内生性对回归结果造成误差。具体检验结果见表 5-6。

表  5  替换样本量的稳健性检验

比较项	城乡收入差距			城乡收入差值
	剔除极端值			收入差值
政府行为	-0.00168***	-0.00150***		-4.133***	-3.624***
	(-4.80)	(-4.23)		(-3.72)	(-3.36)
经济发展水平		0.000495***			4.491***
		(3.74)			(12.37)
人力资本		-0.150			2455.9***
		(-0.77)			(3.95)
金融发展水平		0.0000531*			0.415***
		(1.75)			(4.58)
人口		0.000430			0.264
		(1.53)			(0.33)
产业结构		0.421***			1340.5***
		(2.67)			(2.70)
常数项	2.713***	-0.261		14171.2***	240.0
	(16.56)	(-0.40)		(29.00)	(0.12)
时间固定效应	控制	控制		控制	控制
城市固定效应	控制	控制		控制	控制
样本量	3496	3496		3679	3679
注：*、**、***分别表示回归系数在1%、5%、10%的显著性水平下显著，括号内为t值。本文分别剔除样本量的前后2.5%分位数作为极端值处理，改变分位数并不影响回归结果

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表  6  工具变量内生性检验

比较项	城乡收入差距
政府行为	-0.00696***	-0.00693*
	(-2.94)	(-1.66)
经济发展水平	-0.000533***	0.000406***
	(-6.28)	(3.31)
人力资本	0.399	0.126
	(1.62)	(0.29)
金融发展水平	-0.000131***	-0.0000318
	(-3.28)	(-0.57)
人口	0.000892***	0.000288**
	(5.94)	(1.96)
产业结构	0.00459	0.398**
	(0.02)	(2.36)
时间效应	未控制	控制
地区效应	未控制	控制
常数项	3.508***	1.336***
	(12.11)	(3.85)
wald统计量	186.42***	1177.72***
拟合优度	0.1360	0.6077
sargan-hansen统计量	1.480	0.106
sargan-hansen统计量	0.2237	0.7450
样本量	3666	3666
注：*、**、***分别表示回归系数在1%、5%、10%的显著性水平下显著，括号内为t值

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1.改变样本

表 5的前两列表示在剔除极端值情况下，地方政府行为对城乡收入差距的回归结果，回归系数分别为-0.00168和-0.00150，且均在1%的显著性水平下显著，这表明在剔除极端值后，地方政府行为仍然会显著降低城乡收入差距，验证上述结果的稳健性。表 5的后两列表示用城乡收入差值替换城乡收入比值情况的回归结果，回归系数分别为-4.133和-3.624，且均在1%的显著性水平下显著，这同样也验证了本文结果的稳健性。

2.内生性检验

考虑到地方政府行为与城乡收入差距可能会存在双向因果关系带来的内生性问题，因此，运用工具变量方法对上述的回归结果进行内生性检验。由于本文的核心解释变量为地方政府行为，若城市离首都或省会更近，那么地方政府可能更会采取行动，如增加投资、降低失业、发展经济等行为，以引起首都或省会的注意，因此，本文选择城市的地理距离和时间距离作为本文的工具变量，并且地理距离和时间距离具有严格外生性。其中地理距离的衡量方法为：若城市为省会则用城市到北京的距离来衡量，若城市为省内城市，则用城市到省会城市的距离来衡量；时间距离的衡量方法为：若城市为省会，则用省会城市到北京的最短时间来衡量，若城市为省内城市，则用城市到省会的最短时间来衡量。

表 6表示以地理距离和时间距离作为地方政府行为工具变量的回归结果，表 6的wald统计量和sargan-hansen统计量均表明本文工具变量选择的有效性，如此参数的工具变量估计结果可靠。此外，从表 6的回归结果可以看出，在控制时间固定效应和城市固定效应的条件下，地方政府行为的回归系数显著为负，城市地方政府行为会显著降低城乡收入差距，与上述回归结果相一致，从而进一步验证了本文回归结果的稳健性。

五.   结论

当前，我国正逐步向现代化治理体系和治理能力转变，相比过去，这就要求地方政府行为更加系统化、协同化和现代化，地方政府行为逐步由管理型向服务型转变，在此条件下研究综合性地方政府行为对降低城乡收入差距的作用，为我国现代化治理体系的构建和全面脱贫提供了坚实的基础。在此条件下，本文基于2004—2016年中国283个地级市的面板数据对地方政府行为与城乡收入差距的关系进行研究，研究结果表明：首先，综合性地方政府行为可以显著降低城乡收入差距，在控制其他控制变量、城市固定效应和时间固定效应条件下，这一结果依然显著。其次，我国地方政府行为对缩小城乡收入差距的影响效应具有显著的异质性。(1)从区域角度看，西部城市的地方政府行为对缩小城乡收入差距的影响效应最大，然后为中部和东部；(2)从行政级别看，省会城市地方政府行为对缩小城乡收入差距的影响效应最大；(3)从层级角度看，二线城市地方政府行为对缩小城乡收入差距的影响效应最大，然后为四线和三线城市。最后，在剔除极端值、替换被解释变量以及用时间距离和地理距离解决内生性问题等多种稳健性检验条件下，地方政府行为依然显著降低城乡收入差距，从而验证本研究结果的稳健性。

本研究分析揭示了相对于地方政府片面缩小城乡收入差距的单一政策行为带来的不确定性，多方政策并举的综合性地方政府行为可以有效降低城乡收入差距，地方政府不仅要有维持经济平稳发展和保持就业稳定的激励，更要有发展经济吸引外资和进行投资的行为特征，这样会导致城乡收入差距降低。这就要求：(1)强化对地方政府的行为的制度规范和激励约束，充分发挥综合性地方政府行为对降低城乡收入差距的作用。改变以往的单一考察机制，即只关注晋升激励、经济稳定、就业稳定或地方政府竞争等片面性政策特征，转向全面评价地方政府行为特征，把不同政府行为要素放在同等重要的位置，以构建现代化城市治理体系。(2)加大农村地区教育投入，加强对农村劳动力的技能培训，提高农村的人力资本水平，与此同时，纠正对城市偏向的政策行为，从而提升农村居民的收入水平。此外，发挥城市的扩散效应，促进人口、资本等资源要素在城乡之间自由流动，全力推进城乡一体化发展，由此从根本上解决城乡收入差距问题。(3)考虑到地方行为具有显著的异质性，地方政府在采取政策行为时，要注意与自身地位相匹配，避免因过度采取政策行为而导致的资源配置浪费的问题，做到“因时施策”“因城施策”。