尹希果，李后建

（重慶大學(xué) 貿(mào)易與行政學(xué)院，重慶 400044）

0 引言

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的研究始于20世紀(jì)80年代。我國(guó)多年來(lái)一直關(guān)注結(jié)構(gòu)問(wèn)題和區(qū)域問(wèn)題。

究竟如何度量一個(gè)國(guó)家整體或者局部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同程度，聯(lián)合國(guó)工業(yè)發(fā)展組織早在1979年就提出了用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)來(lái)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)只能從靜態(tài)的角度來(lái)度量?jī)蓚€(gè)區(qū)域之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度。后來(lái)P.Krugman（1991）提出了計(jì)算地區(qū)間行業(yè)結(jié)構(gòu)度差異指數(shù)，該指數(shù)可以衡量區(qū)域間行業(yè)的分工程度，但是它只能衡量某個(gè)地區(qū)間行業(yè)的分工程度，不能度量分工程度與結(jié)構(gòu)差異之間的關(guān)系。我國(guó)學(xué)者王志華（2006）對(duì)其進(jìn)行了改進(jìn)，并把它稱(chēng)之為“改進(jìn)的克魯格曼指數(shù)”，該指數(shù)可以把產(chǎn)業(yè)間的同構(gòu)程度和分工程度聯(lián)系起來(lái)，對(duì)研究某個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)間同構(gòu)程度和分工程度的關(guān)系具有非常重要的意義。為了更加進(jìn)一步研究某個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同構(gòu)程度，很多學(xué)者和專(zhuān)家提出了用區(qū)位商來(lái)度量這個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)聚集程度，并間接反映這個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同構(gòu)程度。后來(lái)我國(guó)學(xué)者李學(xué)鑫等（2004）發(fā)展了區(qū)位商指標(biāo)判斷的方法提出了區(qū)位商灰色關(guān)聯(lián)度的分析方法，該指標(biāo)的主要優(yōu)勢(shì)在于能夠反映地區(qū)產(chǎn)業(yè)的專(zhuān)業(yè)化程度和比較優(yōu)勢(shì)，但是區(qū)位商只是一個(gè)相對(duì)指標(biāo)，它不能完全反映某個(gè)地區(qū)的實(shí)際專(zhuān)業(yè)化程度，所以在研究產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的問(wèn)題時(shí)，還必須把區(qū)位商和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)統(tǒng)一起來(lái)進(jìn)行研究。對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異程度的度量主要是Landesmann和Szekely（1995）提出來(lái)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)和Amiti（1998）和 Brulhart（2001）提出來(lái)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基尼系數(shù)，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)可以間接反映某個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，該指數(shù)介于0和1之間，其值越大表明區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異程度越大，那么產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度就越小，但是該指標(biāo)的應(yīng)用性較差，后來(lái)很少有研究者用此指標(biāo)來(lái)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基尼系數(shù)主要度量產(chǎn)業(yè)的專(zhuān)業(yè)化程度，專(zhuān)業(yè)化程度越高，那么產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度就越低。為了進(jìn)一步度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，我國(guó)學(xué)者王志華（2006）發(fā)展了Fringer和Kreinin（1979）年提出的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)相似度指數(shù)，并把這個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為測(cè)量產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的指數(shù)，并稱(chēng)之為“結(jié)構(gòu)重合度指數(shù)”，其值介于0和1之間，值越大表明產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度就越大，那么產(chǎn)業(yè)就越趨于相同。

除此之外度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同度的指標(biāo)還有霍夫曼系數(shù)指標(biāo)、赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù) （Herfindahl-HirschmanIndex，HHI）、洛倫茲指數(shù)（LorenzIndex）和動(dòng)態(tài)產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)等。其中霍夫曼系數(shù)指標(biāo)是指產(chǎn)業(yè)中輕工業(yè)與重工業(yè)的產(chǎn)值比例，可以概略地衡量區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性。霍夫曼系數(shù)越接近，說(shuō)明兩區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越有相似性。此外，某地區(qū)霍夫曼系數(shù)自身變化情況，也可以反映該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況。

在前人研究的基礎(chǔ)上，本文將從多維空間的角度重新構(gòu)造新指標(biāo)反映我國(guó)整體或者局部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，并且從實(shí)證分析的角度研究影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的重要影響因素，以期為下一步產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提供借鑒。

1 指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)描述

1.1 指標(biāo)構(gòu)建與變量選擇

為了簡(jiǎn)化研究程序，本文只考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資水平、對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的影響，并且把這個(gè)因素看成是空間上四種不同的作用力，具體如圖1所示。

從圖1可知各種因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度有正向作用力也有負(fù)向作用，當(dāng)這些作用力達(dá)到平衡的時(shí)候，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度就會(huì)維持原有的現(xiàn)狀不變；當(dāng)這些作用力不平衡時(shí)就會(huì)出現(xiàn)兩種狀態(tài)：一是當(dāng)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的作用力更大的時(shí)候，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就會(huì)越趨同；當(dāng)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的作用力更大的時(shí)候，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就會(huì)越表現(xiàn)出差異性。本文從實(shí)證的角度回答某些因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的作用力方向，為了研究的簡(jiǎn)化只構(gòu)造三維空間，而且也只研究我國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)和直轄市三大產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)趨同程度。從圖1上看其中X軸表示的是第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重；Y軸表示的是第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重；Z軸表示第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同程度就是圖1中黑色點(diǎn)的聚集程度，黑色點(diǎn)的聚集程度越高就表示三大產(chǎn)業(yè)的趨同程度越大，我們用式（1）來(lái)表示三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度：

式（1）中ρt表示的某個(gè)時(shí)間段研究區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，ρt越小表示趨同程度越高，n表示的研究的區(qū)域數(shù)目，xnt表示的是某一地區(qū)某個(gè)時(shí)段第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，其他照此類(lèi)推；xˉ表示所有研究區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重的平均值，其他照此類(lèi)推。 (xˉ,yˉ,zˉ)表示三維空間中這些點(diǎn)的中心點(diǎn)，某個(gè)區(qū)域某個(gè)時(shí)段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在空間中對(duì)應(yīng)的點(diǎn)如果越偏離中心點(diǎn)，那么這個(gè)區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越表現(xiàn)出巨大的差異。為了研究某些因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同作用力的大小和方向，本文構(gòu)建了式（2）的基本計(jì)量模型:

式（2）中下標(biāo)i表示各省、直轄市和自治區(qū)，t表示年份，inst表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，ggdp表示實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，用來(lái)度量該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度；merch表示地區(qū)內(nèi)部貿(mào)易程度，它是當(dāng)?shù)厣鐣?huì)消費(fèi)品零售總額與GDP的比值，用來(lái)反映該地區(qū)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度；trade表示對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度，是當(dāng)?shù)剡M(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP的比值，用來(lái)反映該地區(qū)與外界市場(chǎng)的聯(lián)系程度；invl表示地區(qū)的投資水平，是當(dāng)?shù)毓潭ㄙY產(chǎn)投資總額與GDP的比值，用來(lái)反映該地區(qū)投資規(guī)模程度；yeardum是時(shí)間控制變量，它以1994年為基期，為了控制時(shí)間固定效應(yīng)；μit表示誤差項(xiàng)；α表示各變量的系數(shù)。此外考慮到地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度變化相對(duì)較為緩慢，而且當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)趨同程度可能會(huì)依賴(lài)過(guò)去的水平，所以為了防止基本計(jì)量模式的設(shè)定偏誤，引入了因變量的滯后項(xiàng)將其擴(kuò)展為一個(gè)動(dòng)態(tài)模型。動(dòng)態(tài)模型的優(yōu)點(diǎn)在于，當(dāng)模型中的一些解釋變量存在內(nèi)生性時(shí)，可以通過(guò)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的計(jì)量方法消除消除內(nèi)生性的偏誤從而獲得這些解釋變量系數(shù)的一致性估計(jì)因而，借鑒Arellano and Bond(1991)的方法，我們?cè)O(shè)立如式（3）的動(dòng)態(tài)一階自回歸模型：

其中insti,t-1是因變量的一階滯后項(xiàng)，μi是不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

通過(guò)觀察1987年至2007年我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的走勢(shì)（如圖2），從圖2可知我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值基數(shù)較小，ρt值在0.10～0.13之間，ρt的性質(zhì)可知全國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度在87%上升90%以上，而且ρt值大多數(shù)年份在逐年較小，說(shuō)明我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度在逐年提高；再具體對(duì)比我國(guó)東、中和西部1987年至2007年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值走勢(shì)，可知產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的基數(shù)值ρt從東部向西部逐漸遞減，西部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值最小，這說(shuō)明西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同程度是最大的，從總體上講這三個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值都在減小，也就是說(shuō)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度逐年變大，但是東部和西部近年來(lái)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度有減小的趨勢(shì)，而中部仍然處于逐年增大狀態(tài)。

2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同影響因素的實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 計(jì)量方法

在計(jì)量模型式（3）中，即使假定不存在序列相關(guān)，但是方程中因變量的一階滯后項(xiàng)與復(fù)合誤差項(xiàng)中的非觀測(cè)個(gè)體固定效應(yīng)μi也會(huì)存在著相關(guān)性，從而導(dǎo)致混合OLS估計(jì)和固定效應(yīng)（組內(nèi)）估計(jì)的結(jié)果都是有偏的。一般而言，非觀測(cè)個(gè)體固定效應(yīng)的存在使得因變量滯后項(xiàng)系數(shù)ρ的混合OLS估計(jì)量將會(huì)存在向上偏誤(Hisao，1986)；而在時(shí)間較短的面板中，固定效應(yīng)估計(jì)則會(huì)產(chǎn)生一個(gè)嚴(yán)重向下偏誤的ρ的估計(jì)量（Nickell，1981；Bond，2002）。 因而，ρ 的一致估計(jì)量將處于混合OLS估計(jì)和固定效應(yīng)估計(jì)之間。為了解決計(jì)量模型中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，從而獲得各個(gè)內(nèi)生變量系數(shù)的一致性估計(jì)，我們將使用Arellano and Bond(1991)發(fā)展的差分GMM方法來(lái)對(duì)動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行估計(jì)。Arellano and Bond(1991)的解決方法是，首先對(duì)動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行一階差分，從而消除非觀測(cè)的固定效應(yīng)，然后使用因變量的滯后項(xiàng)和其他內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)作為各自差分項(xiàng)的工具變量來(lái)進(jìn)行估計(jì)。因而，一階差分GMM方法也有助于消除其他解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題。正如許多研究者所強(qiáng)調(diào)的那樣，由于不可觀測(cè)固定效應(yīng)，在這里我們假定所有這些解釋變量都是內(nèi)生的，通過(guò)使用它們的滯后項(xiàng)作為工具變量來(lái)消除模型存在內(nèi)生性偏誤，從而得到更加可靠的回歸結(jié)果。

2.2 實(shí)證結(jié)果分析

本研究使用Arellano and Bond(1991)的方法首先對(duì)模型（3）進(jìn)行了兩步一階差分估計(jì)（GMM），回歸結(jié)果見(jiàn)表1的DGMM列，從中可以看到度量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值是負(fù)相關(guān)的，這表明實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度就越小。為了確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還必須對(duì)模型設(shè)定的合理性和工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。二階序列相關(guān)（AR(2)）的檢驗(yàn)結(jié)果顯示支持了水平方程中誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)的假設(shè)，表明設(shè)定的動(dòng)態(tài)一階自回歸模型是合理的。Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)指出，當(dāng)動(dòng)態(tài)面板的時(shí)間T較短時(shí)，一階差分方程中的工具變量與內(nèi)生解釋變量可能僅存在著較弱的相關(guān)關(guān)系，從而導(dǎo)致差分GMM估計(jì)存在嚴(yán)重的有限樣本偏誤。一個(gè)簡(jiǎn)便而實(shí)用的驗(yàn)證方法是對(duì)差分GMM的估計(jì)結(jié)果同混合OLS和固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比，如果差分GMM估計(jì)中因變量滯后項(xiàng)系數(shù)ρ的估計(jì)值較為接近（或低于）該系數(shù)的固定效應(yīng)估計(jì)值，則表明由于弱的工具變量所導(dǎo)致的有限樣本偏誤是十分嚴(yán)重的（Bond et al.，2001)。因此，我們還對(duì)計(jì)量模型（3）進(jìn)行了混合OLS和固定效應(yīng)估計(jì)（見(jiàn)表1的第POLS和FE列），從估計(jì)比較的結(jié)果來(lái)看滯后因變量insti,t-1的系數(shù)大致處于混合OLS和固定效應(yīng)FE之間，而且它與固定效應(yīng)估計(jì)的結(jié)果存在著較大的差別，再加上sargan概率值不拒絕零假設(shè)為過(guò)度識(shí)別的檢驗(yàn)是有效的，因此我們估計(jì)的結(jié)果是穩(wěn)健的。接下來(lái)就DGMM估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行來(lái)討論實(shí)證研究的結(jié)果。

表1 模型估計(jì)結(jié)果

首先，如果一個(gè)地區(qū)ggdp提高一個(gè)百分點(diǎn)，那么東、中和西部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值會(huì)有不同的表現(xiàn)，其中東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值會(huì)減少0.054個(gè)百分點(diǎn)，也就意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度會(huì)增大0.054個(gè)百分點(diǎn)；對(duì)于中部來(lái)說(shuō)ggdp提高一個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度會(huì)增加0.025個(gè)百分點(diǎn)；西部卻只有0.014個(gè)百分點(diǎn)。這個(gè)結(jié)論與Abegaz（2002）的結(jié)論一致，他強(qiáng)調(diào)一個(gè)地區(qū)由于資源稟賦、技術(shù)條件等相似就會(huì)形成相同的需求，當(dāng)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的時(shí)候，這種需求就會(huì)變得更加強(qiáng)烈，因此也會(huì)形成相同的供給市場(chǎng)，這樣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的布局也就一致了。接下來(lái)再考察各地區(qū)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的影響，發(fā)現(xiàn)度量地區(qū)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的社會(huì)零售商品交易總額GDP比值（mercht）也加大了各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，但是各個(gè)地區(qū)由于各種因素的不同，回歸系數(shù)也表現(xiàn)出明顯的差異性，對(duì)東部來(lái)說(shuō)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的影響不顯著；但對(duì)于中部來(lái)說(shuō)，如果mercht提高一個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值將會(huì)0.038個(gè)百分點(diǎn)；而西部地區(qū)則更大，減少了0.094個(gè)百分點(diǎn)。這就意味著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度作用力對(duì)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的促進(jìn)作用不是很明顯，可能有其他更大的作用力來(lái)促進(jìn)或者阻礙東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度，因而東部地區(qū)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對(duì)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的促進(jìn)作用也就不明顯了，但是對(duì)于中部和西部來(lái)說(shuō)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度是一個(gè)非常重要的作用力，而且在西部這種力量對(duì)于促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的作用更加重要，同時(shí)這個(gè)結(jié)論也與賀燦飛等（2008）的結(jié)論一致，他從實(shí)證角度回答了我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的一些主要原因，他認(rèn)為由于市場(chǎng)化進(jìn)程有利于比較優(yōu)勢(shì)和區(qū)位優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮顯著地促進(jìn)了比較優(yōu)勢(shì)相似的省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同；其次我們?cè)賮?lái)看對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度對(duì)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度作用力的差異，相對(duì)于東部來(lái)說(shuō)，對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度（trade）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的作用力更大。這主要是因?yàn)闁|部有著較好的貿(mào)易區(qū)位優(yōu)勢(shì)。當(dāng)然對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度的作用力就表現(xiàn)得更加明顯了，但是中部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的作用力就要小一些，從回歸系數(shù)來(lái)看當(dāng)對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度提高1個(gè)百分點(diǎn)，那么東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值就會(huì)減少0.038個(gè)百分點(diǎn)，這就意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度要提高0.038個(gè)百分點(diǎn)，而西部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值減少了0.034個(gè)百分點(diǎn)，西部的對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的作用力就表現(xiàn)的不明顯了。這個(gè)觀點(diǎn)與Abegaz（2002）、Ruttan （2001）、 鮑 華俊等（2004）、朱同丹（2003）和王志華（2007）的觀點(diǎn)是一致，他們都認(rèn)為由于對(duì)外貿(mào)易程度加強(qiáng)了東部地區(qū)與世界經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系，使得東部地區(qū)參與到國(guó)際市場(chǎng)分工，這樣?xùn)|、中和西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就會(huì)表現(xiàn)出不同的差異性，但是對(duì)外貿(mào)易程度卻促進(jìn)了該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度；另外關(guān)于投資水平（invl）對(duì)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的影響，從回歸系數(shù)來(lái)看，投資水平對(duì)東部和中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的作用不顯著，但是相對(duì)于西部來(lái)說(shuō)卻減少了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同值，也就意味著促進(jìn)了西部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度；最后年份虛擬變量（yeardum）在東部和中部是顯著成立的，但是在西部表現(xiàn)不明顯，這說(shuō)明1994年前后東部和中部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度具有顯著差異，而西部沒(méi)有什么明顯差別。

3 結(jié)論

本文發(fā)展一個(gè)新的度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度的指標(biāo)ρ，通過(guò)計(jì)算ρ我們發(fā)現(xiàn)從整體上講我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的ρ在逐年減小，也就說(shuō)明整體上我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度在加大，但是東部、中部和西部的ρ值表現(xiàn)出了一些差異性，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度總體上要小于中部地區(qū)，而中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度又小于西部地區(qū)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度隨著年份表現(xiàn)得更加強(qiáng)烈的是中部地區(qū)。本文通過(guò)實(shí)證研究得出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)水平、對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度和投資水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度有不同程度的作用，并且表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異性。

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