胡 曦，徐夢(mèng)國，鄭 玉

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)，江蘇 南京210023）

一、引言

隨著近年來國際經(jīng)濟(jì)、政治局勢(shì)不穩(wěn)定的加劇以及以美國為首的貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，外需呈現(xiàn)出不確定和疲軟態(tài)勢(shì)。在此背景下，經(jīng)濟(jì)迫切需要以“內(nèi)循環(huán)”作為支撐。電子商務(wù)作為一種新興業(yè)態(tài)，以強(qiáng)勁的發(fā)展態(tài)勢(shì)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力源泉。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2019年全國網(wǎng)上零售額首次突破十萬億元的大關(guān)，約占當(dāng)年全國GDP總量的10%，同年電子商務(wù)從業(yè)人員突破5000萬人。此外，電子商務(wù)還能帶動(dòng)快遞業(yè)迅速發(fā)展：2019年實(shí)現(xiàn)快遞業(yè)務(wù)量635.2億件，業(yè)務(wù)收入達(dá)7497.5億元。可以說，電子商務(wù)在提升經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)就業(yè)、聯(lián)動(dòng)產(chǎn)業(yè)等方面具有很大的優(yōu)勢(shì)。

但是與此同時(shí)，無論是東中西部還是各個(gè)省份、城市之間的電子商務(wù)發(fā)展水平，均呈現(xiàn)出極大的不平衡性。事實(shí)上，電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響存在不確定性。一方面，欠發(fā)達(dá)地區(qū)可以利用電子商務(wù)來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的趕超式發(fā)展，但是另一方面，發(fā)達(dá)地區(qū)可以進(jìn)一步發(fā)展電子商務(wù)，擴(kuò)大與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距。所以，研究電子商務(wù)是否會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在異質(zhì)性影響，其擴(kuò)大還是縮小了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距就十分必要。

對(duì)比已有文獻(xiàn)，本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，已有文獻(xiàn)在研究電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的異質(zhì)性影響上，將研究范圍定位在中國的不同省份之間（王帥，2017；閆爽，2019；張佳利，2019）?？紤]到同一省份的不同城市之間的發(fā)展也存在異質(zhì)性，故論文將研究范圍定位在中國城市層面，依據(jù)2018年世界銀行的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將中國265個(gè)城市劃分為三個(gè)不同收入層次：第一類是人均GDP在0.66萬～2.58萬元之間，為中等偏下收入城市；第二類是人均GDP在2.58萬～7.98萬元之間，為中等偏上收入城市；第三類是人均GDP高于7.98萬元，為高收入城市，從而探究電子商務(wù)對(duì)不同收入層次城市的異質(zhì)性影響。第二，關(guān)于是模型內(nèi)生性問題的處理：本文參考高夢(mèng)滔和姚洋的做法，采用核心解釋變量滯后一期作為新的核心解釋變量來進(jìn)行回歸，在一定程度上能夠解決內(nèi)生性問題。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

（一）電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

本文從微觀層面和宏觀層面來論述電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。從微觀層面上分析，電子商務(wù)能夠通過降低交易費(fèi)用、提高商品流通效率以及降低交易的時(shí)空限制等方面來促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。楊堅(jiān)爭等認(rèn)為在電子商務(wù)市場的演進(jìn)過程中，可以從五個(gè)方面降低交易費(fèi)用從而提高經(jīng)濟(jì)效率進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；任小芳認(rèn)為電子商務(wù)的發(fā)展使得商品流通模式更加扁平化、流通規(guī)模更加擴(kuò)散化和合理化，同時(shí)有利于商品流通效率的提高；而馬強(qiáng)文和申田通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)商品流通效率的提高促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，所以電子商務(wù)能夠通過提高商品流通效率進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展；岳云嵩和李兵指出電子商務(wù)平臺(tái)能夠顯著提高企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率，從而促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大，降低了交易的時(shí)空限制。

從宏觀層面上看，電子商務(wù)主要從以下幾個(gè)方面發(fā)揮作用：一是電子商務(wù)通過加速行業(yè)發(fā)展來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。靳少華認(rèn)為電子商務(wù)的發(fā)展能夠促進(jìn)以電商平臺(tái)為核心的互聯(lián)網(wǎng)金融的產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大。二是電子商務(wù)通過解決就業(yè)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。張仲強(qiáng)和張瑾瑜認(rèn)為電子商務(wù)的運(yùn)轉(zhuǎn)需要營銷、策劃、物流、售后等崗位的支撐，對(duì)相關(guān)人員的需求量較大，可以創(chuàng)造出大量的工作崗位，促進(jìn)地方就業(yè)。三是電子商務(wù)通過創(chuàng)新管理模式來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。李映輝認(rèn)為電子商務(wù)環(huán)境要求零售企業(yè)必須對(duì)自身的管理模式進(jìn)行變革和改進(jìn)以更好滿足消費(fèi)者的需求，進(jìn)而提升零售企業(yè)的市場競爭力。

基于上述分析，論文提出以下假設(shè)：

H1：電子商務(wù)的發(fā)展有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。

（二）電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性研究

本部分將基于信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，來分析電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性影響。眾所周知，信息基礎(chǔ)設(shè)施在電子商務(wù)發(fā)展的過程中起到核心基礎(chǔ)作用，沒有這一基礎(chǔ)，電子商務(wù)就不可能發(fā)展起來。根據(jù)各地級(jí)市公布的電子商務(wù)發(fā)展指數(shù)與信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平大小來看，兩者存在明顯的發(fā)展趨勢(shì)一致性。

但是，各地區(qū)客觀自然條件存在較為顯著的差異，導(dǎo)致信息基礎(chǔ)設(shè)施的分布表現(xiàn)出明顯的空間結(jié)構(gòu)差異（劉云啟，2016）。下文就從信息基礎(chǔ)設(shè)施的空間效應(yīng)出發(fā)，具體闡述其作用機(jī)制。一是集聚效應(yīng)。像一些發(fā)達(dá)城市它們可以利用本身存在的區(qū)位優(yōu)勢(shì)以及城市內(nèi)部廣大的市場需求，使得資源、政策迅速向它們傾斜，而一些欠發(fā)達(dá)的城市并不能擁有這些優(yōu)勢(shì)，導(dǎo)致信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平存在了差異。二是岡納·繆爾達(dá)爾（1957，1968）提出的擴(kuò)散效應(yīng)。信息基礎(chǔ)設(shè)施的擴(kuò)散效應(yīng)表現(xiàn)在區(qū)域性信息中心能對(duì)周邊城市起到輻射帶動(dòng)作用，輻射效應(yīng)隨著距離的增加而逐漸減弱，所以一些偏遠(yuǎn)城市并不能受到中心城市的正向影響，那么必然會(huì)導(dǎo)致信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平出現(xiàn)差距。三是G.邁達(dá)爾（1957）提出的極化效應(yīng)。簡單來說就是“強(qiáng)者越強(qiáng)，弱者越弱”，造成兩極分化的格局。從東西部信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的程度來看，這種效應(yīng)確實(shí)存在。因此，極化效應(yīng)也是導(dǎo)致地區(qū)信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平有所差異的原因之一。

根據(jù)以上分析，由于各個(gè)地區(qū)的信息基礎(chǔ)設(shè)施不同，必然導(dǎo)致電子商務(wù)發(fā)展水平不同，進(jìn)而導(dǎo)致電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響程度也不同，故論文提出以下假設(shè)：

H2：電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響會(huì)受到信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平大小的調(diào)節(jié)而呈現(xiàn)出異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.變量選取

被解釋變量：論文選用人均GDP的對(duì)數(shù)作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的方法。

核心解釋變量：論文以電子商務(wù)發(fā)展水平作為核心解釋變量，實(shí)證檢驗(yàn)其對(duì)于經(jīng)濟(jì)的影響程度。同時(shí)參考劉長庚等人做法，以人均快遞數(shù)作為衡量電子商務(wù)發(fā)展水平的方法。

控制變量：為了控制其他變量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)造成的影響，論文還選取了一系列控制變量。如人力資本、市場化水平、對(duì)外開放水平、城市化水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施、信息基礎(chǔ)設(shè)施。這些變量都對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長起到了作用，需要予以控制。

以上涉及的變量名稱以及衡量方法如表1所示。

表1 變量名稱以及衡量方法

變量名稱 數(shù)學(xué)符號(hào) 衡量方法電子商務(wù)發(fā)展水平 lnds 人均快遞業(yè)務(wù)量的對(duì)數(shù)人力資本 lnrl 地區(qū)人均受教育年限的對(duì)數(shù)市場化水平 lnsc 國有控股工業(yè)企業(yè)數(shù)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)比重的對(duì)數(shù)對(duì)外開放水平 lndw 對(duì)外出口總額占當(dāng)年GDP的比重的對(duì)數(shù)城市化水平 lncs 城市人口占年末常住人口的比重的對(duì)數(shù)交通基礎(chǔ)設(shè)施 lnjt 地區(qū)公路總里程數(shù)的每萬人平均值的對(duì)數(shù)信息基礎(chǔ)設(shè)施 lnxx 地區(qū)固定互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶占常住人口比重的對(duì)數(shù)經(jīng)濟(jì)增長 lngdp 人均GDP的對(duì)數(shù)

2.數(shù)據(jù)來源

本文所使用的大部分?jǐn)?shù)據(jù)來自各地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)局所公布的統(tǒng)計(jì)年鑒以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)，常住人口數(shù)來自各地級(jí)市公安局公布的官方數(shù)據(jù)，快遞數(shù)據(jù)來自各地級(jí)市郵政管理局公布的官方數(shù)據(jù)。此外，對(duì)于少部分缺失數(shù)據(jù)，采用線性插值法或年均增長率予以補(bǔ)齊。

（二）實(shí)證模型設(shè)定

具體模型設(shè)定如下：

各變量的具體含義及衡量方法見上表1，

γ

是截距項(xiàng)，

ε

是擾動(dòng)項(xiàng)。

β

～

β

為待估參數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）回歸結(jié)果與分析

首先，將全樣本進(jìn)行固定效應(yīng)回歸以作為參考，回歸結(jié)果見表2的（1）列。從全樣本的回歸結(jié)果來看，電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長起到了正向推動(dòng)作用，驗(yàn)證了假設(shè)1；人力資本的回歸結(jié)果不顯著，可能與論文選取的時(shí)間跨度較短有關(guān)；市場化水平的系數(shù)顯著為負(fù)，是由于論文以國有控股工業(yè)企業(yè)數(shù)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)的比重的對(duì)數(shù)作為衡量市場化水平的方法，一般來說，國有控股企業(yè)數(shù)越多，表明這個(gè)地區(qū)的市場化水平越低，對(duì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)向影響越大；信息基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)顯著為正，表明提高信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平有利于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；交通基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)顯著為負(fù)，表明從全國層面來看，交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)水平已經(jīng)較高，再提高有可能導(dǎo)致重復(fù)建設(shè)而浪費(fèi)資源；對(duì)外開放的系數(shù)結(jié)果不顯著，可能與近年來外需疲軟、出口減少有關(guān)；城市化水平的系數(shù)顯著為正，表明推動(dòng)城市化進(jìn)程的深化有利于經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展。

表2 全樣本與分樣本的個(gè)體固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

注：、和分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，括號(hào)內(nèi)為值。

（1）總樣本（2）高收入城市（3）中等偏上收入城市（4）中等偏下收入城市l(wèi)nds 0.0745***（7.13）0.0984***（5.41）0.0495***（4.40）0.0653*（2.03）lnrl -0.0377（-0.19）-0.1836（-0.77）-0.0002（-0.79）0.6613（1.03）lnsc -0.1591***（-4.24）-0.0912（-1.44）-0.1465***（-3.60）-0.3089***（-9.02）lnxx 0.0760***（3.80）0.1361***（2.98）0.0724***（3.23）0.0581（1.66）lnjt -0.1245**（-2.17）-0.1513**（-2.10）-0.0138（-0.27）0.0168（0.12）lndw -0.0139（-1.34）-0.1481***（-2.98）-0.0166（-1.38）0.0216*（1.95）lncs 0.6557***（4.24）0.6334*（1.96）0.8948***（5.53）0.3132（1.48）常數(shù)項(xiàng) -0.6078（-0.70）0.2120（0.17）-2.0433***（-3.07）-1.3772（-0.86）時(shí)間固定效應(yīng) 是 是 是 是個(gè)體固定效應(yīng) 是 是 是 是樣本量 1590 348 1128 114 R2 0.652 0.672 0.681 0.798

其次，在對(duì)分樣本進(jìn)行回歸時(shí)，通過“xtreg，fe”和Hausman檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)使用個(gè)體固定效應(yīng)模型更加有效，具體的回歸結(jié)果見表2的（2）～（4）列。從分樣本的回歸結(jié)果來看，核心解釋變量——電子商務(wù)發(fā)展水平對(duì)這三個(gè)不同收入層次的城市都起到了顯著的正向推動(dòng)作用，但是其作用程度是不一樣的，驗(yàn)證了假設(shè)2。具體來說，電子商務(wù)的發(fā)展對(duì)高收入城市經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是中等偏下收入城市，對(duì)中等偏上收入城市經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最弱。這是因?yàn)椋环矫?，正如上文分析，電子商?wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響受到信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平大小的調(diào)節(jié)，而高收入城市的信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平比中等收入城市的高，所以電子商務(wù)對(duì)于高收入城市的影響作用更大；另一方面，伴隨著“西部大開發(fā)”進(jìn)程的不斷加快，國家對(duì)西部發(fā)展提供了充分的政策支持，電子商務(wù)也得到質(zhì)的飛躍（秦雯，2018），由于中等偏下收入城市中有一半以上屬于西部地區(qū)，這在一定程度上導(dǎo)致電子商務(wù)對(duì)中等偏下收入城市的推動(dòng)作用要比中等偏上收入城市強(qiáng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.利用夜間燈光數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量

國內(nèi)外研究表明，夜間燈光數(shù)據(jù)可以度量一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Chen and Nordhaus，2011；Henderson et al.，2012；徐康寧等，2015；秦蒙等，2019），以夜間燈光數(shù)據(jù)作為人均GDP的代理變量可以在一定程度上彌補(bǔ)由人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)的固有缺陷（秦永和劉凱敏，2019）。全球夜間燈光圖像包括DMSP/OLS和SNPP/VIIRS兩套衛(wèi)星數(shù)據(jù)（陳夢(mèng)根和張帥，2020），兩者的原始數(shù)據(jù)都是由美國國家海洋和大氣局（NOAA）公布，2013年之后普遍使用后一種方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行校正處理。根據(jù)本文研究時(shí)間的跨度，使用后一種方法進(jìn)行校正并得到校正過后的平均數(shù)值（DN值）。利用所得到數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到表3的結(jié)果。

表3 使用代理變量后的回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平下通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，括號(hào)內(nèi)為值。

（1）高收入城市（2）中等偏上收入城市（3）中等偏下收入城市l(wèi)nds 0.9106***（4.69）0.2089***（6.15）0.02052（1.00）控制變量 控制 控制 控制時(shí)間固定效應(yīng) 是 是 是個(gè)體固定效應(yīng) 是 是 是樣本量 348 1128 114 R2 0.572 0.511 0.636

由表3中回歸結(jié)果可以看出，模型具有較好的穩(wěn)健性。2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到本文所研究的電子商務(wù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間可能存在雙向因果關(guān)系，所以有必要對(duì)核心解釋變量的內(nèi)生性問題進(jìn)行分析?？紤]到工具變量的選取存在一定的困難，故參考高夢(mèng)滔和姚洋的做法，利用電子商務(wù)的滯后一期作為新的核心解釋變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

注：表示在1%的顯著性水平下通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，括號(hào)內(nèi)為值。

（1）高收入城市（2）中等偏上收入城市（3）中等偏下收入城市l(wèi)nds1 0.0908***（4.45）0.0598***（5.18）0.0643***（3.16）控制變量 控制 控制 控制時(shí)間固定效應(yīng) 是 是 是個(gè)體固定效應(yīng) 是 是 是樣本量 290 940 95 R2 0.607 0.640 0.753

從表4中的回歸結(jié)果來看，三個(gè)分樣本的電子商務(wù)的滯后一期結(jié)果都顯著，并且系數(shù)大小也和基準(zhǔn)回歸模型所得到的結(jié)果一致，這表明這一方法在一定程度上解決了內(nèi)生性問題。

五、基于信息技術(shù)設(shè)施建設(shè)水平的門檻回歸

（一）模型設(shè)定

根據(jù)Hansen（1996，1999）的研究成果，當(dāng)存在單一門檻時(shí)，構(gòu)建如下模型：

當(dāng)存在雙門檻時(shí)，同理可以構(gòu)建如下模型：

其中：

Y

為被解釋變量，

X′

為核心解釋變量，

I

（·）為示性函數(shù)，

q

為門檻變量，

Z

是與門檻變量無關(guān)的外生解釋變量，

γ

、

γ

為待估的門檻效應(yīng)值，

α

為個(gè)體固定效應(yīng)，

ε

為擾動(dòng)項(xiàng)，

β

、

β

、

β

為待估參數(shù)。

（二）門檻變量檢驗(yàn)

通過檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)信息技術(shù)設(shè)施建設(shè)水平存在雙門檻效應(yīng)，具體檢驗(yàn)結(jié)果整理匯總成表5。

表5 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

類型 F統(tǒng)計(jì)量 p值 門檻值 結(jié)論單門檻檢驗(yàn) 213.99 0.0000 3.3762 存在單一門檻

續(xù)表

類型 F統(tǒng)計(jì)量 p值 門檻值 結(jié)論雙門檻檢驗(yàn) 58.23 0.0000 2.9997 存在雙門檻三門檻檢驗(yàn) 21.63 0.6767 3.6350 不存在三門檻

第一道門檻值為2.9997，95%的置信區(qū)間為（2.9877，3.0032），第二道門檻值為3.3762，95%的置信區(qū)間為（3.3656，3.3810）。

（三）門檻模型估計(jì)

通過分析，論文設(shè)定如下具體的門檻回歸模型：

回歸結(jié)果如表6所示，從表中結(jié)果可以看出，隨著信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的不斷提升，電子商務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長作用也會(huì)越來越強(qiáng)。

表6 面板門檻回歸結(jié)果

注：和分別表示在1%和10%的顯著性水平下通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

解釋變量 系數(shù) t值 p值lnrl -0.0969 -0.57 0.570 lnsc -0.1882*** -5.41 0.000 lnjt -0.0277 -0.55 0.580 lndw -0.0139 -1.33 0.186 lncs 0.8409*** 6.39 0.000 lnds（lnxx＜2.9997） 0.0562*** 5.26 0.000 lnds（2.9997＜lnxx＜3.3762） 0.0786*** 8.10 0.000 lnds（lnxx≥3.3762） 0.1109*** 11.92 0.000_cons -1.2938* -1.76 0.079

六、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

論文通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，得到以下結(jié)論：

第一，電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在異質(zhì)性，且對(duì)高收入城市影響最大，中等偏下收入城市次之。說明在當(dāng)前發(fā)展環(huán)境下，電子商務(wù)會(huì)繼續(xù)擴(kuò)大高收入城市與中等收入城市之間的差距，但是卻有助于縮小中等偏下收入城市與中等偏上收入城市之間的經(jīng)濟(jì)差距。

第二，電子商務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用大小受到信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平高低的影響且存在雙門檻效應(yīng)，隨著信息基礎(chǔ)設(shè)施水平的不斷提升，電子商務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用也在不斷增強(qiáng)。

（二）啟示

理論和實(shí)證表明，電子商務(wù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在較為顯著的正向推動(dòng)作用，且存在地區(qū)異質(zhì)性，信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平起到了很好的解釋作用，為了縮小地區(qū)之間的發(fā)展差距，促使中國經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)高質(zhì)量發(fā)展，論文提出以下幾點(diǎn)啟示和建議：

第一，堅(jiān)持發(fā)展和完善電子商務(wù)及其運(yùn)營環(huán)境，推動(dòng)電商直播平臺(tái)良性發(fā)展?，F(xiàn)如今，電商直播已成為一種時(shí)效性高、傳播性廣、用戶體驗(yàn)好的“帶貨”營銷方式。一些經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的城市可以借鑒電商直播這一做法，將自身的特色產(chǎn)品或產(chǎn)業(yè)以直播的方式展示出來，能夠?qū)⒆约旱漠a(chǎn)品品牌化、大眾化、全球化，盡可能多地創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)價(jià)值，從而縮小與發(fā)達(dá)城市之間的差距。

第二，加快完善信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高信息承載能力。未來電子商務(wù)的發(fā)展必定依賴大數(shù)據(jù)的支撐，因此需要進(jìn)一步提高信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，在較為落后的城市加大新一代信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，讓它們成為電商發(fā)展的鋪路石。