党的二十大报告鲜明地指出，“促进区域协调发展”，并强调“深入实施区域协调发展战略、区域重大战略、主体功能区战略、新型城镇化战略，优化重大生产力布局，构建优势互补、高质量发展的区域经济布局和国土空间体系”。作为不平衡不充分发展的重要表现之一，区域经济差距一直是政府部门和学术界共同关注的核心问题。一方面，随着改革开放的不断深入，我国在推进区域协调发展方面开展了一系列的战略规划和体制机制改革，但仍未能从根本上完全解决区域协调和差距问题。另一方面，既有研究从不同角度着重讨论了区域经济不平等问题，但信息技术和互联网等因素对区域经济差距的影响尚存较大的争议。中国“基础设施奇迹”促使互联网接入更加便利且服务范围不断扩大，快速填平空间上的互联网“接入鸿沟”，进而助推中国经济地理格局走向均衡化方向发展。依托互联网的电子商务改变了居民消费与交易模式以及企业经营方式，并影响着地区经济高质量发展。事实上，电子商务通过将数字技术与商贸流通等行业的融合发展，实现资源的优化配置和技术共享与扩散，畅通市场活动中生产、分配、流通、消费等环节，进而重塑中国区域经济的空间格局。
为充分发挥电子商务在国内商贸经济发展中的作用，国家发改委和商务部等部门遵循“试点先行，逐步推广”的原则，积极开展国家电子商务示范城市建设的试点建设。2009年9月批准深圳为首个示范城市，并在2011年、2014年和2017年先后批准了三个批次且分布全国四大地区的电商示范城市。与此同时，政府也关注到跨境平台建设的需要，从2012年开始陆续发布了一系列有关跨境电商发展的政策文件，并开展了跨境贸易电子商务服务试点和跨境电商综合试验区等跨境电商产业政策。国家发改委和中国海关总署于2012年底批复第一批跨境贸易电子商务服务试点城市（即上海、杭州、郑州、宁波和重庆），于2013年9月批复广州为试点城市，之后进一步扩大政策的试点范围。接着，国务院于2015年3月同意设立中国（杭州）跨境电商综合试验区，于2016年批复设立天津等12个城市为第二批跨境电商综合试验区，并在2022年12月之前累计设立了七批跨境电商综合试验区。事实上，跨境贸易电子商务服务试点主要关注单一领域，并且实施范围有限；而跨境电商综合试验区则侧重于多领域的系统性建设，其实施范围和影响力更为广泛。这两项政策都是具有代表性的跨境电商产业政策，它们相互关联，共同为推动跨境电商企业的发展和提高跨境贸易的便利性提供政策支持。
作为我国数字经济发展初期的探索性举措，上述电子商务试点政策旨在加快实现电子商务的高质量发展，实现地区经济平稳快速发展，并不断优化区域经济发展格局。鉴于此，在加快实现新时代区域协调发展的背景下，上述电子商务试点政策的实施能否有效缓解区域经济差距？其内在的传导机制是怎样的？为系统解答上述问题，考虑到电子商务在国内外贸易中的双重作用，本文将国家电子商务示范城市和跨境电商产业政策视为具有代表性的电子商务“双试点”政策，采用跨期双重差分（DID）模型实证考察电商“双试点”政策对区域经济差距的影响及传导机制，为协同实现区域经济协调发展与电子商务高质量发展的“珠联璧合”提供可行的政策参考。
与本文紧密相关的文献主要有两个方面：一是电子商务对区域经济差距的影响研究；二是电子商务发展政策的区域经济效应评估研究。
关于电子商务对区域经济差距的影响，这类研究近年来引起了国内外学术界的重点关注，普遍认为电子商务的发展有利于缩小区域经济差距。例如，黄雨婷和潘建伟研究认为电商下乡将加快欠发达地区现代化商品流通渠道建设，带动相对落后地区经济增长，进而缩小县际经济差距。王娟娟和秦炜的研究指出，基于“市场主导、政府参与”的“一带一路”电子商务新常态模式体现了沿线区内经济特点和经济社会福利增长，并在长远上有利于降低落后地区的追赶成本，为实现区域经济共同发展提供支持。Wang等认为电商在线商务的技术扩散不会加剧中国区域经济不平等，同时在线购物比在线业务更有利于弥合核心和外围地区之间在消费及福利收益方面的差距。Liu等发现数字技术变革加快了电子商务发展，使得欠发达的农村地区获得更大的经济、收入和消费等方面的增长，进而缓解区域间经济及收入不平等问题。Ma等的实证研究结果表明，跨境电商发展具有显著的区域经济增长及趋同效应，出口贸易增长和全要素生产率的趋同发挥着重要的传导作用。然而，部分学者认为电子商务的发展可能会因为自身非均衡的发展过程、互联网宽带服务不足、数字平台消费“外漏”效应、电商淘宝城镇的非均衡分布、网络零售发展基础的空间差异 而扩大区域经济差距。同时，还有一些学者认为电子商务的发展对区域经济差距影响具有不确定性，本质上取决于数字技术红利与鸿沟影响下的扩散效应和回波效应的相对大小。
关于电子商务发展政策的区域经济效应，这类研究将一些代表性的电商试点政策视为准自然实验，采用DID模型进行实证评估。例如，冯苑和聂长飞发现国家电商示范城市建设能够有助于实现区域经济富裕和缩小经济及收入差距，并在推动区域电商发展、增强科技创新实力和扩大市场需求等渠道中提升城市共同富裕水平。张志新等发现国家电商示范城市建设有利于人均可支配收入的提高，并通过促进农村电商发展和带动中低技能就业等渠道来缩小城乡收入差距。张兵兵等发现跨境电商综试区建设显著提高了城市间经济周期同步性，并通过制度创新的引领示范效应和资源优化配置效应来实现区域协调发展。黄先海等认为跨境电商综试区建设能激发创业活力和促进生产性服务业集聚，从而缩小了城乡收入差距。赵慧等发现跨境电商综试区的设立有利于促进生产性服务业集聚和区域创新产出，进而有效带动区域经济增长。王立勇等借助合成控制法进行实证评估，发现跨境贸易电商服务试点政策通过降低贸易成本来实现城市出口开放，进而影响新发展格局建设。此外，一些学者还发现中国电商进农村综合示范政策既能有效缩小县域经济差距，又因试点县先天的数字化基础劣势而扩大了区域经济发展差距。
综上，现有研究讨论了电子商务及其政策对区域经济差距的影响，为本文的理论与实证分析提供了有力的支持。然而，现有关于电商发展与区域经济差距的因果关系研究仍存在较大争议，仅关注单一电商试点政策的区域经济效应，并未揭示相关电商试点政策的联动赋能效应及传导机制。为弥补现有研究的不足，本文的边际贡献主要有以下三个方面：第一，基于国家电子商务示范城市和跨境电商产业政策，本文构建电商政策与区域经济差距的分析框架，借助跨期DID模型准确识别电子商务发展与区域经济差距的因果关系，以期深化现有区域经济差距问题的研究；第二，本文在加快实现区域经济协调发展的背景下，从资源配置、市场一体化和技术扩散三个渠道系统评估电子商务“双试点”政策的区域经济效应，进而完善电商“双试点”政策的赋能机制研究；第三，以“单试点”政策为基准，本文还将考察电子商务“双试点”政策及其实施顺序的赋能效果差异，为验证“双试点”政策协同赋能优势和优化电商政策实施策略提供可靠的经验证据。
在加快推进新时代区域协调发展战略背景下，中国采用了多样化的政策致力于解决区域经济差距问题，而电子商务政策有望成为其中的突破口之一。从政策实施来看，通过合理的政策试点与推广，中国实施一系列的电子商务试点政策旨在加快探索可复制与推广的电子商务发展新模式，推动实现电商高质量发展。随着政策实施范围的不断扩大，中国电商“双试点”政策加快向中西部及东北地区和内陆沿边城市倾斜，与“陆海内外联动、东西双向互济”的高水平开放格局相呼应。经过多年的政策推进，电商“双试点”政策促使电商在国内商贸和跨境贸易两个维度上实现跨越式发展，有效地带动内陆欠发达地区商贸及经济的量质齐升，逐步优化区域经济发展格局。从理论影响来看，尽管区域经济差距本质上取决于扩散效应和回波效应的相对大小，但电子商务建设增进了双方交易沟通与联系，降低交易成本和实现区域资源优化配置，为实现区域经济协调发展提供保障。借助网络平台模式的独特性，电子商务的快速发展不仅有利于扩大欠发达地区消费需求和产品需求，助推经济实现量质齐升，而且还有利于实现欠发达地区贸易增长和全要素生产率提升，实现区域经济平衡发展。鉴于此，基于政策实践和理论影响来看，本文认为资源配置效应、市场一体化效应和技术扩散效应是电子商务“双试点”政策缩小区域经济差距的三个重要渠道。
第一，资源配置效应机制。电子商务“双试点”政策不仅重视试点城市电商专业人才的技能培训，推进本地与校企的人才培养合作，而且为电商企业提供优质的融资渠道和财税支持。在合理推进试点工作的推广下，电商“双试点”政策能够实现要素资源的优化配置，并逐步缩小区域经济差距。一方面，电子商务的应用促使生产要素实现跨部门转移，有效降低企业交易成本和能源消耗，并提高了资源配置效率。借助云计算和大数据等技术，电子商务发展不仅实现了数字化驱动升级，而且也提高生产、服务及资源配置方式的数字化水平，提升产业集群的资源配置能力。可见，相比传统的商业交易模式，电商模式能够整合生产商、采购商、商户、服务商等资源，减少中间环节和交易成本，提高电商企业运营效率和整体供应链效率，进而优化资源配置。另一方面，优化资源配置能够提高欠发达地区生产率水平，提高产出水平，进而缩小区域经济差距。中西部欠发达城市获得电商试点政策的支持后，能够吸引技术、资本、劳动力等要素，实现要素的自由流动及聚集。因此，电子商务“双试点”政策通过合理配置资源和生产要素，引导生产要素流向内陆欠发达城市及其周边，驱动欠发达城市产业结构升级和生产效率提升，进而弥合区域经济差距。
第二，市场一体化效应机制。电子商务“双试点”政策的实施打破了原来不同市场之间的空间限制，逐渐消除贸易壁垒和提高市场信息透明度，实现了商品的自由流动与交易，为偏远和欠发达地区参与全国统一大市场和国际分工体系提供机会。当试点范围不断扩大后，电商政策在市场整合过程中的红利得到不断释放，增强了区域间产业合作与商业联系，进而加快了区域经济一体化进程。一方面，电子商务能够显著降低交易成本和消费价格，进而加快全国统一市场的形成。在信息技术和线上交易优势的共同作用下，电商有效扩大了市场需求规模和加快商品流动，并缩小了地区间价格差异，最终逐步实现市场一体化发展。此外，试点城市将对周边城市电商发展发挥重要的示范作用，强化了城市间平台经济联系，而且逐渐消除了市场壁垒和信息不完全的问题，加快市场一体化进程和构建全国统一大市场。另一方面，市场一体化促进了生产要素的自由流动，确保区域经济政策实施的有效性，并有助于缩小区域经济差距。同时，近年来区域政策的实施力度明显加强，扩大了特殊经济政策的影响力，进而缓解地区经济差距问题。因此，市场一体化能够实现试点城市与非试点城市的共同发展，进一步刺激了欠发达城市市场需求和消费潜力，带动其商业经济发展和提高总产出，进而缩小区域经济差距。
第三，技术扩散效应机制。通过试点经验的学习与借鉴，电子商务“双试点”政策优先鼓励和支持电子商务领域的技术创新和模式创新，借助数字平台和网络效应推动大数据、云计算、人工智能等先进数字技术的应用与扩散。一方面，随着电子商务和互联网的快速发展，企业获取信息成本有所下降，知识的共享促进新技术的形成、扩散与转化。此外，电商不仅改变了传统的商业模式，而且也为数据、物流、供应链、分销服务等新技术的应用与扩散创造了条件。因此，电子商务“双试点”政策的政策红利促使相关电商技术实现跨区域共享，有助于弥合欠发达地区与发达地区之间的技术“鸿沟”。另一方面，技术扩散通常由发达地区向欠发达地区实现跨时空溢出，借助“干中学”和吸收再创新等机制，能够促进自身经济增长，以实现区域经济收敛。同时，跨地区技术扩散与转移能够有效缩小区域技术差异，为欠发达地区提供强有力的技术和资金等支持，进而缩小地区间经济差距。此外，Wang等直接指出电商活动具备技术扩散的特征，其中在线商务活动能够实现分层式的技术创新扩散，在线购物有利于弥合核心地区与外围地区之间在消费与福利收益上的差距，最终有助于缓解中国区域经济不平等问题。可见，电商“双试点”政策的实施促使试点城市向非试点城市及欠发达的边缘地区进行技术扩散，促使欠发达城市交易成本下降和生产率水平提升，获得更高的经济增长速度，进而缩小经济差距。
综合以上分析，本文提出如下研究假说：
假设1：电子商务“双试点”政策能够有效缩小区域经济差距
假设2：电子商务“双试点”政策通过优化资源配置、推进市场一体化进程和促进技术扩散三个渠道来缩小区域经济差距
（一）计量模型
借鉴刘乃全等的做法，本文采用跨期双重差分（DID）模型实证考察电子商务“双试点”政策对区域经济差距的影响。具体的基准模型为：
其中，i为城市，t为时间，c为常数项，εit为随机误差项；γi为城市固定效应，δ为时间固定效应；CVit表示一系列控制变量向量，β为对应待估系数向量。因变量REDit为区域经济差距，自变量ECDPit为电子商务“双试点”政策虚拟变量，由是否为“双试点”政策城市虚拟变量和对应政策实施时间虚拟变量的乘积共同构成，α为对应待估系数。此时，系数α的理论预期为负，体现了电子商务“双试点”政策的实施对区域经济差距的抑制效应。
（二）变量说明
1.区域经济差距（RED）。需要说明的是，本文将重点考察在全国平均偏离程度的情况下该城市与最发达的样本城市之间的经济差距，并不关注城市内部的经济差距。鉴于此，考虑相对差距的研究思路，本文借鉴罗富政和罗能生的做法，采用如下计算公式来测算区域经济差距。具体公式为：
其中，PGDPit表示年城市人均GDP，Max（PGDPit）表示年所有样本城市人均GDP的最大值，
表示t年所有样本城市人均GDP的平均值。该方法不仅考虑了单个城市与最发达城市之间的直接差距，而且也反映了全国平均水平与最发达城市的差距，二者的比值揭示了区域经济的相对差距程度。当REDit大于1时，说明相对于全国平均意义的经济差距，该城市与最发达城市的相对差距较大。可见，该方法能够合理地刻画城市之间经济差距状况，揭示城市之间经济差距的动态演变特征，所得结果也便于面板数据模型的实证分析。
2.电子商务“双试点”政策（ECDP）。结合前述的政策背景，借鉴马述忠和房超、周科选等的研究思路，本文将先行实施的跨境贸易电子商务服务试点城市的样本合并至跨境电子商务综合试验区中，重合城市的政策实施时间以更早试点时间为准，以此形成跨境电商产业政策样本。接下来，兼顾电商在国内商贸和跨境贸易两个层面，本文将国家电商示范城市和跨境电商产业政策视为电子商务“双试点”政策。借鉴韩先锋等的做法，本文按照样本城市同时成为电商“双试点”政策实施对象的当年及之后年份赋值为1，反之赋值为0。
3.控制变量。借鉴Wu等、罗能生和孙利杰的做法，本文主要选取的控制变量包括人力资本（HMC）、科技投入（TEC）、产业结构（IDS）、交通基础设施（IMF）、互联网发展（NET）、市场潜能（MKP）、金融发展（FND）、贸易开放（TOP）和区位优势（RAG）等变量，对应的变量测算说明见下表1。
（三）数据来源
本文以中国284个地级以上城市为研究样本，时间跨度为2003—2022年。上述电子商务“双试点”政策的数据整理自中国国家政府网、发改委、海关总署、商务部等部门官方网站以及官方新闻媒体报道。本文所需数据均整理自历年《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》、各省及城市的统计年鉴和CEIC中国经济数据库。此外，部分缺失数据由城市经济社会发展统计公报和移动平均法进行补齐。最后，表1展示了各变量描述性统计特征。
（一）基准结果分析
基于基准模型和固定效应模型，表2报告了基准估计结果，其中列（1）为混合回归，列（2）至（6）逐步控制了控制变量，并都控制了城市固定效应和时间固定效应。总体来看，当逐步加入控制变量和控制双向固定效应后，模型的拟合优度有所提升，ECDP的估计系数始终显著为负，符合前述的理论预期。此时，基准结果列（6）显示：ECDP的估计系数在1%统计水平上显著为负（-0.0680），表明电子商务“双试点”政策的实施能够显著缩小区域经济差距，进而验证了本文的第一个理论假设。从经济意义上来看，在其他因素保持不变的情况下，与非“双试点”城市相比，电商“双试点”城市与经济最发达城市的相对经济差距将平均下降约6.80个单位，进而有助于实现区域经济协调发展。
此外，控制变量的估计结果符合预期，即人力资本、科技投入、交通基础设施、互联网发展、市场潜能、金融发展和地理区位优势的估计系数显著为负，能够显著缩小区域经济差距；贸易开放的系数为正但不显著，产业结构升级系数显著为正，进而扩大了经济差距。
（二）识别假设检验
1.平行趋势检验。为确保DID分析的可靠性和基准结果的可信度，本文采用事件分析法验证平行趋势假设。具体的检验模型如下：
其中，
为电子商务“双试点”政策的实施年份虚拟变量，φσ为“双试点”政策实施前后对区域经济差距的影响大小。本文以“双试点”政策实施的前一年为基期，并将σ值设定在政策冲击前6年到冲击后6年的窗口范围。此时，当σ不大于0时，若待估系数φσ不显著，说明实验组和控制组在“双试点”政策实施前不存在显著差异，符合平行趋势假定。
由图2可知，在“双试点”政策实施之前，ECDP的估计系数变化相对平稳，且均未通过10%水平的显著性检验，表明实验组和控制组在政策实施之前具备共同变化趋势特征。接着，借鉴张子尧和黄炜的做法，本文对上述事前估计系数进行联合显著性检验，结果显示P值为0.874（远大于0.1），说明不存在人为操纵事前平行趋势的问题。鉴于此，本文DID分析满足平行趋势条件，基准估计结果具有可信度。最后，从动态影响效应来看，“双试点”政策冲击后的第一年开始，估计系数通过显著性检验，且系数的绝对量呈先增后减的趋势。可见，电子商务“双试点”政策对区域经济差距的抑制效应具有显著的长期动态影响，相应的影响程度由逐步增大向有所减小演变。
图1 平行趋势检验
2.安慰剂检验。为排除其他不可观测因素对基准估计结果的不利影响，本文进行安慰剂检验。借鉴Chetty等的做法，以随机循环模拟3000次的方式，借助Stata软件随机生成虚拟的电商“双试点”政策样本城市及其冲击时间，接着对这类错误样本进行DID估计，最终得到错误的估计系数。图2展示了这类错误系数的概率密度和P值分布情况，并标注了正确估计系数（虚线）。据此可知，此类错误系数分布曲线呈正态分布特征，大部分落在在零值附近，对应P值绝大多数大于0.1，同时与正确的基准估计系数并未相交。这说明安慰剂检验符合预期要求，基准结果未受到其他不可观测因素的不利影响。
3.异质性处理效应检验。值得注意的是，本文不同样本城市受到政策冲击存在一定的差异，引发异质性处理效应问题，进而潜在影响跨期DID估计结果的稳健性。为此，本文借鉴刘冲等的处理思路，将基准估计系数分为三种类别，并以偏离真实处理效应（Late_v_Early类别）所占权重大小来评判异质性处理效应问题的严重性。经过分解计算后，本文发现Late_v_Early类别的权重仅为0.569%，说明基准DID模型在进行双向固定效应分析时总体不受异质性处理效应问题的不利影响，进而验证了基准结果的可靠性。
（三）稳健性检验
1.PSM-DID估计。为避免“双试点”政策样本可能存在的样本自选择问题，本文有必要进行PSM-DID估计。具体而言，本文通过逐年匹配与合并的方式处理面板数据，采用卡尺近邻匹配的方法构建满足共同支撑条件的最优对照组，并对匹配后的数据进行PSM-DID估计。此时，匹配后各变量的标准化均值偏差有所变小，且均值偏差保持在10%以内，表明满足平衡性检验条件。从表3第列（1）的结果来看，匹配后的ECDP估计系数仍在1%统计水平下显著为负（-0.0689），仍与基准估计结果保持一致。
2.替换关键变量。在因变量方面，考虑到价格变化因素对城市经济发展水平的影响，基于公式（2）的计算方式，本文采用样本城市实际人均GDP的数据重新测算区域经济差距。在核心自变量上，考虑到部分城市的“双试点”政策被批复的时间在下半年，本文将这些城市政策冲击时间从下一年及其之后赋值为1，其余不变，得到新的电商“双试点”政策虚拟变量。表3列（2）—（3）显示，在替换核心变量后，电商“双试点”政策ECDP估计的系数始终显著为负，进而验证了基准结果的可靠性。
3.克服内生性问题。本文从控制遗漏变量和克服互为因果关系两个方面解决内生性问题。具体来看，在控制遗漏变量方面，借鉴周学仁和张越的处理思路，本文在双向固定效应的基础上进一步控制省份-时间固定效应和是否为“双试点”城市与时间趋势项的乘积，以此控制各省随时间变化和是否为“双试点”城市随时间变化的不可观测因素。此时，表3列（4）显示，在控制上述潜在的遗漏变量后，ECDP的估计系数仍显著为负，与基准结果相符。
在克服互为因果关系方面，本文构建合适的工具变量，并采用两阶段二乘法TSLS进行实证估计。借鉴吕越等和Wu等的做法，本文构造如下两个工具变量：IV1为各样本城市到杭州地理距离的倒数与时间趋势项乘积，其中杭州自身地理距离取值为1；IV2为样本城市是否为中国八纵八横光缆主干网络节点城市与时间趋势项乘积。从相关性来看，原中国邮电部在“七五”到“九五”期间建设的“八横八纵”光缆骨干网络是当前中国互联网通信最主要的干线网络，靠近主干网络节点的城市具有较大的ICT发展优势，影响未来电商试点政策的实施。同时，杭州是中国电商发展及其试点政策的典型代表城市，与其空间距离越近，电商发展水平相对较高，也更容易成为电商发展试点城市。从外生性来看，城市间地理距离属于典型的自然地理特征，同时“八横八纵”光缆骨干网络是由中国政府及原邮电部统一规划和建设，它们基本都是外生于城市之间的经济发展行为。
从表3列（5）—（6）的估计结果来看，内生性检验结果在1%显著性水平上强烈拒绝ECDP为外生变量的原假设，因而有必要采用工具变量克服内生性问题。在第一阶段结果中，IV1和IV2的估计系数均显著为正，与理论预期相符合。第二阶段结果显示，Hansen J统计量的P值为0.6514，表明上述两个工具变量满足外生性要求。此外，第一阶段F值为60.214，远大于临界值10，同时Cragg-Donald Wald F统计量为337.317，远大于评判标准10%下的临界值（19.93），表明不存在弱工具变量问题。最后，在克服互为因果关系后，ECDP的估计系数在1%水平上仍显著为负，进而进一步验证了基准结果的可靠性。
4.排除特殊样本。考虑到特殊样本的不利影响，本文将从缩尾1%、删除行政等级较高的城市样本和调整样本时间等方面进行稳健性检验。在删除高等级城市中，本文删除直辖市、计划单列市和省会城市等行政等级较高的样本城市，仅对同等级的普通地级城市样本进行估计。在调整样本时间中，考虑到2008年全球金融危机和2020年全球疫情冲击的影响，本文仅对2010—2019年的样本数据进行估计。表4列（1）—（3）显示，经过排除上述特殊样本后，ECDP的估计系数仍在1%统计水平上显著为负，始终支持基准结果的可靠性。
5.单试点政策分析。区别于重点检验电商“双试点”政策的影响效应，本节将分别检验国家电子商务示范城市政策和跨境电商产业政策对区域经济差距的影响。在政策虚拟变量设置上，当某样本城市实施国家电子商务示范城市政策（NEDC）或跨境电商产业政策（CBEC）时，对应当年及之后时间均赋值为1，反之均赋值为0。此时，表4列（4）—（5）显示，两类单试点政策的估计系数始终在1%统计水平上显著为负，表明实施单一的电子商务发展政策仍然能够有效缩小区域经济差距。
（一）政策效果比较分析
区别于前面电商“双试点”政策的总体影响效应分析，借鉴韩先锋等的研究思路，本节将从政策实施效果比较和政策实施顺序比较两个方面，对电商“双试点”政策的异质性效果进行比较与分析。具体而言，在政策实施效果比较上，首先，本文剔除所有非试点样本，仅保留已成为国家电子商务示范城市或跨境电商产业政策试点城市的样本，以“双试点”城市样本为实验组，以“单试点”城市样本为对照组，以此捕捉“单试点”成为“双试点”后对区域经济差距的净影响效应。此时，表5列（1）结果显示，ECDP的系数显著为负，表明相比于“单试点”政策，电商“双试点”政策对区域经济差距的抑制效果更为有效，进而从侧面揭示了电子商务“双试点”政策在缩小区域经济差距过程中所发挥的协同效应。
然后，为进一步比较不同类型政策的异质性冲击，本文进一步剔除已经成为跨境电商产业政策试点城市但不是“双试点”的样本，以此作为国家电商示范城市（NEDC）“单试点”与“双试点”的政策效果对比。最后，本文也可进一步剔除已经成为国家电商示范城市但非“双试点”的样本，以此作为跨境电商产业政策（CBEC）“单试点”与“双试点”的政策效果对比。此时，表5列（2）—（3）结果显示，无论以何种“单试点”政策为基准进行比较，ECDP的系数均显著为负，表明电商“双试点”政策始终能够有效缩小区域经济差距，进而从侧面再次验证了本文的第一个理论假设。
此外，在政策实施顺序对比上，本文一方面保留先成为国家电商示范城市（NEDC）但并未成为“双试点”的样本，并通过ECDP的系数来识别先成为国家电商示范城市（NEDC）再成为跨境电商产业政策试点城市（CBEC）对区域经济差距的影响程度。此时，表5列（4）显示，ECDP的系数为负但不显著，表明先实施NEDC政策而后实施“双试点”政策无法显著缩小区域经济差距。另一方面，本文也可保留先成为跨境电商产业政策试点城市（CBEC）但并未成为“双试点”的样本，并通过ECDP的系数来识别先成为跨境电商产业政策试点城市（CBEC）再成为国家电商示范城市（NEDC）对区域经济差距的影响程度。表5列（5）显示，ECDP的系数显著为负，表明先实施CEBC而后实施“双试点”政策能够显著缩小区域经济差距。这可能的解释有以下两个方面：第一，在本文样本中，遍布全国各省区的跨境电商产业政策试点样本城市数量高达150个，远多于国家电商示范城市数量（仅67个），为进一步有效发挥电商“双试点”政策对区域经济差距的抑制效应提供基础；第二，相比国家电子商务示范城市政策，跨境电商产业政策是中国外贸领域“放管服”改革和制度型开放实践的重要体现，不仅兼顾了“微观”电商企业和“宏观”电商发展环境，而且考虑到高水平对外开放背景下各城市电商参与跨境贸易和国际分工的情况，能够为优化区域经济空间布局和实现区域经济协调发展提供了更为充分的政策支持。
（二）异质性检验与分析
区别于前面基准结果的整体性分析，本文接下来将从地理区位、商业状况、资源禀赋、交通便利性和人口规模等角度考察电子商务“双试点”政策对区域经济差距的异质性影响。
1.地理区位异质性。本文依据中国四大区域分类，分别构建样本城市是否在东北部地区NE、是否在东部地区ES和是否在中部地区MD三个虚拟变量。接着，本文将ECDP×NE、ECDP×ES、ECDP×MD三个交叉项同时纳入基准模型中进行估计。表6列（1）显示，ECDP、ECDP×ES、ECDP×MD的系数均至少在10%水平上显著为负，对应估计系数分别为-0.0377、-0.0353和-0.0662，而ECDP×NE的系数不显著。这说明电子商务“双试点”政策显著缩小了中国东、中、西部地区城市与最发达城市的经济差距，对中西部地区城市的经济差距抑制效应相对更大，但无法显著缩小东北城市与发达城市之间的经济差距。相比东北地区的城市，东部城市拥有相对较多的试点城市，同时中西部内陆城市经济发展水平较低，与发达城市的经济差距本身较大。因此，电子商务“双试点”政策的实施为东部和中西部城市经济发展不仅提供了强大的支持，而且在缩小城市间经济差距方面具有更大的边际贡献。
2.商业魅力异质性。依据第一财经·新一线城市研究所公布的2022城市商业魅力排行榜，本文构建城市商业魅力虚拟变量UCC，即将一线、新一线和二线城市赋值为1，三线、四线和五线城市赋值为0。然后，本文将ECDP×UCC的交叉项纳入基准模型中进行估计。表6列（2）显示，ECDP和ECDP×UCC的系数均在1%统计水平上显著为负（分别为-0.0260和-0.0442），表明电子商务“双试点”政策对更具商业魅力城市与最发达城市的经济差距的抑制效应更强。相比商业魅力不足的城市，更具商业魅力的城市通常拥有较为扎实的经济基础和更大的商业经济规模效应，经济发展水平也相对较高，与最发达城市的经济差距较小。此时，受电商“双试点”政策的红利支持，更具商业魅力的城市实现商业经济高质量发展，加快缩小与发达城市的经济差距。
3.资源禀赋异质性。依据中国国务院公布的《全国资源型城市名单》，本文构建非资源型城市虚拟变量RSE，即非资源型城市赋值为1，反之赋值为0。接着，本文将ECDP×RSE的交叉项纳入基准模型中进行估计，实证结果报告于表6第（3）列。据此可知，ECDP×RSE系数在1%水平上显著为负，而ECDP系数不显著，这说明电子商务“双试点”政策能够显著缩小非资源型城市与最发达城市之间的经济差距。从产业结构视角来看，相比非资源型城市，资源型城市以传统的重工业结构为主，资源消耗型的经济结构导致经济发展水平相对落后，进而导致电商发展的政策效应有很大的限制。
4.交通便利异质性。城市交通便利状况为商品线下运输提供保障，对电商及区域经济发展均产生重要影响。借鉴段文斌等的做法，本文采用城市货运总量来表示城市交通便利程度，货运总量越高意味着该城市综合交通便利水平越高。接着，本文以样本期内284个城市货运总量均值的中位数为基准，构建城市交通便利型虚拟变量TPC，即将大于中位数的城市赋值1，反之则赋值为0。接着，本文将ECDP×TPC的交叉项纳入基准模型中进行估计，估计结果报告于表6第（4）列。据此可知，ECDP×TPC的系数在1%统计水平上显著为负，而ECDP的系数不显著，这说明电商“双试点”政策能够显著缩小交通便利型城市与最发达城市之间的经济差距。相比交通不便利的城市，交通便利型城市的运输成本明显更低，对本地商业经济的带动作用更强。此时，当交通便利性城市受“双试点”政策的红利支持时，这类城市经济发展动力明显增强，进而有效缩小其与发达城市之间的经济差距。
（三）机制检验与分析
结合前文的理论分析，本文接下来就电商“双试点”政策对区域经济差距的三个传导路径进行检验。为规避传统中介效应模型中潜在的估计偏误问题，本文遵循江艇的研究建议，在机制变量与区域经济差距的理论关系得到广泛共识的情况下，本文着重检验和估计电子商务“双试点”政策对三个机制变量的影响。此外，为进一步确认三个机制变量的传导作用，借鉴李健等的做法，本文采用广义结构方程模型（GSEM）进行再次检验，以解决相关性分析中区分直接与间接作用和获得因果关系等问题。具体的估计结果报告于表7中。
在机制变量测算方面，首先，借鉴许捷和柏培文、Yao等的做法，本文采用资本错配与劳动力错配的比值与1的差值来表示资源相对错配程度（RM），其错配程度越低表明资源配置效应表现越好。然后，我国市场分割与整合的力量对比决定着地方保护主义程度及其演变趋势，同时地方保护主义行为阻碍了市场一体化进程。因此，本文采用城市财政支出占GDP比重来表示市场分割程度（MS），比重值越大表明地方保护主义行为明显，市场一体化水平越低。最后，借鉴韩峰和柯善咨的做法，基于科技人才的空间交流的视角，本文采用地理加权后的城市科技人才从业数TE与城镇单位从业总数E的比值表示技术扩散指标
，其中Dab表示城市间地理距离，科技人才从业人员数采用城市层面城镇单位信息传输、计算机服务和软件业和科学研究和技术服务两类行业的从业数来表示。上述指标所需数据均整理自历年城市统计年鉴、各城市统计年鉴和统计公报，相应的缺失数据采用移动平均方法进行补齐。
依据表7可知，从资源配置来看，列（1）中ECDP的系数显著为负（-0.3895），对应GSEM的间接效应也显著为负（-2.6550），表明电商“双试点”政策的实施能够有效抑制资源错配问题，进而推动资源的优化配置。从市场一体化来看，列（2）中ECDP的系数在1%统计水平上显著为负（-0.0186），对应GSEM的间接效应也显著为负（-4.7705），表明电商“双试点”政策的实施能够有效缓解市场分割问题，进而有利于市场一体化发展。从技术扩散来看，列（3）中ECDP的系数在1%统计水平上显著为正（0.0105），对应GSEM的间接效应结果也显著为正（9.3242），表明电商“双试点”政策的实施能够显著促进技术扩散。综上，电子商务“双试点”政策通过优化资源配置、推动市场一体化和促进技术扩散三个渠道来缩小区域经济差距，进而验证了本文的第二个理论假设2。
基于2003—2022年284个地级及以上城市面板数据，本文以国家电子商务示范城市政策和跨境电商产业政策为电子商务“双试点”政策，采用跨期DID模型实证检验“双试点”政策对区域经济差距的影响及传导机制。本文得到如下主要结论：第一，在满足平行趋势检验、安慰剂检验和异质性处理效应等识别假设下，电子商务“双试点”政策能够显著缩小区域经济差距，这在经过PSM-DID估计、替换关键变量、克服内生性问题、剔除特殊样本和单试点政策分析等系列稳健性检验仍成立；第二，相比实施电商“单试点”政策，电商“双试点”政策和先实施跨境电商政策后实施“双试点”政策均能够有效缩小区域经济差距，进而体现了电商“双试点”政策协同效应；第三，异质性分析发现，相比其他类型的城市，电子商务“双试点”政策更能够有效缩小非东北部城市、商业魅力型城市、非资源型城市和交通便利型城市与最发达城市之间的经济差距；第四，机制检验结果发现，电子商务“双试点”政策通过优化资源配置、推动市场一体化和促进技术扩散三个渠道来缩小区域经济差距。
本研究对实现新时期区域经济协调发展和电子商务高质量发展具有重要的政策启示意义。具体来看，第一，应高度重视电子商务及其“双试点”政策在缩小区域经济差距中的作用，尽快完善电子商务所需的数字平台框架及制度体系，坚持实施契合新时期区域协调发展格局的电商发展政策。应增强电商在数字经济发展中的驱动力，通过完善的数字化基础设施弥合“数字鸿沟”，尽可能释放“数字红利”，进而缩小区域经济差距。第二，应破除市场壁垒及其体制障碍，实现资源和生产要素的自由流动和高效配置，同时加快市场一体化进程，并为欠发达地区提供相关先进技术。加快欠发达地区的人力资本积累和科技投入，构建互联互通立体化的交通基础设施，同时打造契合本地优势和电商发展的产业集群基地。还应始终坚持高质量的对外开放，吸引先进技术和管理经验，提高跨境贸易的产品竞争力，为欠发达地区经济发展注入新活力。第三，还应优化电商“双试点”政策的城市试点范围和推进机制，重点研究和推进东北地区城市、非商业魅力型城市、资源型城市和交通不便利城市的试点工作。同时，还应加大对欠经济发达城市的人力资本提升和科技研发投入，加快推进互联互通的交通及数字基础设施建设，充分释放和挖掘市场潜能和区位优势，进而为缩小与经济发达城市之间的相对差距。第四，应加快解决与电商发展密切相关的人才引进、就业培训、数字技术发展、市场监管制度、营商环境、网络安全和平台治理等问题，积极建设智能物流体系和商贸流通中心，完善与电商发展的相关硬件与软件配套设施，为充分发挥和释放电商“双试点”政策的红利及辐射效应提供可靠的发展环境。