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中國醫(yī)藥工業(yè)增長與市場需求關(guān)系實(shí)證研究
內(nèi)容摘要：本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法，對(duì)1992-2004年我國醫(yī)藥工業(yè)增長與國內(nèi)居民藥品消費(fèi)需求和醫(yī)藥出口交貨值之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示，國內(nèi)外市場需求對(duì)醫(yī)藥工業(yè)增長具有顯著的拉動(dòng)作用，其中，國外市場需求具有比國內(nèi)市場需求更高的產(chǎn)出彈性�！ ￡P(guān)鍵詞：中國 醫(yī)藥工業(yè)增長 市場需求 關(guān)系 實(shí)證長期以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家分別從不同角度，致力于經(jīng)濟(jì)增長及其決定因素的各種定性和定量研究，形成了經(jīng)濟(jì)增長理論。經(jīng)濟(jì)增長的影響因素研究方法主要有兩種：一是從投入的角度，建立生產(chǎn)函數(shù)，分別從資本、勞動(dòng)、技術(shù)等投入要素出發(fā)，分析經(jīng)濟(jì)增長源泉和增長特征。二是從需求角度，分析消費(fèi)、投資和凈出口等因素在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。
產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的組成部分，因此，國內(nèi)外學(xué)者借鑒經(jīng)濟(jì)增長理論對(duì)特定產(chǎn)業(yè)增長源泉和增長方式進(jìn)行了大量研究，取得了具有重要價(jià)值的理論成果�？梢哉f，經(jīng)濟(jì)增長理論為產(chǎn)業(yè)增長研究提供了重要的理論支持，而特定產(chǎn)業(yè)增長的經(jīng)驗(yàn)性研究成果又極大地豐富了經(jīng)濟(jì)增長理論的內(nèi)涵。
本文將從市場需求的角度，通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，對(duì)我國醫(yī)藥工業(yè)的增長因素和方式進(jìn)行分析，解釋國內(nèi)市場需求、國外市場需求與我國醫(yī)藥工業(yè)增長之間的關(guān)系和長期變動(dòng)趨勢。
數(shù)據(jù)與分析方法
為了檢驗(yàn)國內(nèi)市場需求、國外市場需求與我國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)增長之間的關(guān)系，本文選擇醫(yī)藥工業(yè)產(chǎn)值（用Y表示）為被解釋變量，國內(nèi)居民藥品消費(fèi)（用X1表示）和醫(yī)藥出口交貨值（用X2表示）為解釋變量。數(shù)據(jù)分別來自《中國醫(yī)藥統(tǒng)計(jì)年報(bào)》歷年數(shù)據(jù)、《中國衛(wèi)生年鑒2005》、“炎黃醫(yī)藥在線”網(wǎng)站數(shù)據(jù)。
由于運(yùn)用傳統(tǒng)回歸方法進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)時(shí)，其前提是所估計(jì)的時(shí)間序列變量數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則會(huì)產(chǎn)生偽回歸（Spurious Regression）現(xiàn)象。然而，大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)并非都是非平穩(wěn)的，因此本文擬采用協(xié)整檢驗(yàn)和單位根檢驗(yàn)（Unit Root Test）等經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法。
協(xié)整理論是20世紀(jì)80年代以來計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的新成果，主要用來探測變量間是否真的存在均衡相依關(guān)系，這對(duì)于用非平穩(wěn)變量建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，以及檢驗(yàn)這些變量之間的長期均衡關(guān)系非常重要。首先，如果多個(gè)非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性，則這些變量可以合成一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，這個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列可用來描述原變量間的均衡關(guān)系，只要均衡關(guān)系存在，原變量間的平穩(wěn)的線性組合就存在。其次，當(dāng)且僅當(dāng)若干個(gè)非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性時(shí)，由這些變量建立的回歸模型才有意義。所以，協(xié)整性檢驗(yàn)是區(qū)別真實(shí)回歸和偽回歸的有效方法。
為檢驗(yàn)兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的長期均衡關(guān)系，Engle和Granger于1987年提出了E-G兩步檢驗(yàn)法。E-G檢驗(yàn)顧名思義分兩步進(jìn)行：第一步，用OLS方法對(duì)序列進(jìn)行回歸，確定回歸方程；第二步是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差不存在單位根，那么所得到的回歸方程就是變量之間的協(xié)整方程，否則就不是。
但是，E-G檢驗(yàn)并不適用兩個(gè)以上的多變量協(xié)整檢驗(yàn)，Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的協(xié)整系統(tǒng)方法進(jìn)行檢驗(yàn)（即JJ 檢驗(yàn)）。JJ 檢驗(yàn)由VAR模型推導(dǎo)而來，首先需要依據(jù)最小AIC（Akaike Information Criterion）準(zhǔn)則，確定Johansen檢驗(yàn)的最適滯后階數(shù)，而后采取跡檢驗(yàn)（Trace Test）或最大特征值檢驗(yàn)（Max-Eigenvalue Test），檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。
由于大多數(shù)的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，在協(xié)整檢驗(yàn)之前必須對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（Unit Root Test），只有當(dāng)變量序列都為同階單整序列時(shí)才可以進(jìn)行協(xié)整回歸。在使用該方法前，首先要對(duì)被分析的各時(shí)序變量進(jìn)行單整檢驗(yàn)。一個(gè)序列在成為平穩(wěn)序列之前經(jīng)過d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I(d)。檢驗(yàn)單整時(shí)依次檢驗(yàn)是否為I（0），再檢驗(yàn)是否為I(1)，判別的根據(jù)是單位根檢驗(yàn)的ADF（Augmentef Dickey-Fuller）檢驗(yàn)值。
實(shí)證研究
為了研究方便，考慮到通過對(duì)數(shù)化以后數(shù)據(jù)序列易得到平穩(wěn)序列而不改變變量的特征，故對(duì)變量Y和X1、X2分別取對(duì)數(shù)，從而得到新的變量序列，分別記為lnY和lnX1、lnX2。
其一般回歸模型為lnY=C(1) C(2)* lnX1 C(3)* lnX2。
（一）單位根檢驗(yàn)（Unit Root Test）
對(duì)lnY和lnX1、lnX2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，利用EVIEWS5軟件計(jì)算結(jié)果如表2所示。
表2數(shù)據(jù)顯示，lnY與lnX2變量的水平序列是非平穩(wěn)的，lnX1變量的水平序列是平穩(wěn)的。所有變量的一階差分都是平穩(wěn)的，即都是I(1)序列，可以對(duì)三個(gè)變量之間的長期關(guān)系進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗(yàn)。
�。ǘ﹨f(xié)整檢驗(yàn)
由于檢驗(yàn)涉及到三個(gè)變量，因此采用Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的協(xié)整系統(tǒng)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表3。
表3結(jié)果表明，在5%的臨界水平下，變量lnY和lnX1、lnX2之間存在至少2個(gè)協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系�？紤]到兩個(gè)解釋變量的產(chǎn)出彈性不為零的情形，在包括截距情況下，對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為：
lnY=-2.298689 0.201167lnX1 0.725477lnX2
(0.03443) (0.04569) (0.03562)
從協(xié)整回歸方程可以看出，國內(nèi)居民藥品消費(fèi)需求、醫(yī)藥產(chǎn)品出口與中國醫(yī)藥工業(yè)增長呈現(xiàn)正相關(guān)，兩者之間存在長期的依從關(guān)系。
結(jié)論及啟示
由于數(shù)據(jù)的可獲得性原因，基于上述并不充分的樣本數(shù)據(jù)所得出的分析結(jié)論難免會(huì)有失之偏頗的地方，但是，以上數(shù)據(jù)和實(shí)證分析所揭示的趨勢特征和基本關(guān)系與理論預(yù)期和實(shí)際情形具有較好的一致，因此，筆者得出如下結(jié)論應(yīng)該具有較高的參考價(jià)值。
上世紀(jì)90年代以來，我國醫(yī)藥工業(yè)持續(xù)保持高速穩(wěn)定增長，不考慮物價(jià)變動(dòng)因素的影響，1992-2004年年均增長率達(dá)到16.1%，而同期國內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長速度為14.6%。醫(yī)藥工業(yè)是一個(gè)兼具防御性和成長性的行業(yè)，從一個(gè)國家范圍來看，醫(yī)藥產(chǎn)品具有較高的需求收入彈性和較低的需求價(jià)格彈性，在國家經(jīng)濟(jì)處于景氣周期時(shí)，個(gè)人收入增長將拉動(dòng)個(gè)人藥品需求增加，醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)快速增長；而當(dāng)國家經(jīng)濟(jì)處于不景氣周期時(shí)，藥品需求并不會(huì)隨著大幅度減少。因此，醫(yī)藥工業(yè)受經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響較小而表現(xiàn)出的穩(wěn)定增長特征與產(chǎn)業(yè)增長總體上高于經(jīng)濟(jì)增長速度特征同時(shí)并存。
國內(nèi)市場需求和國外市場需求共同促進(jìn)醫(yī)藥工業(yè)增長，這種作用不僅表現(xiàn)在較短時(shí)期，而且具有長期效果。數(shù)據(jù)顯示，1992-2004年間，國內(nèi)醫(yī)藥消費(fèi)年均增長21.52%，醫(yī)藥產(chǎn)品出口年均增長18.89%，正是在國內(nèi)外消費(fèi)需求的拉動(dòng)作用下，我國醫(yī)藥工業(yè)保持強(qiáng)勁增長。經(jīng)濟(jì)的高速增長、人口的快速增加、人口老年化和農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快以及對(duì)外開放的進(jìn)一步擴(kuò)大等因素的共同作用，我國醫(yī)藥市場需求還將以超過經(jīng)濟(jì)增長的速度快速擴(kuò)張，從而拉動(dòng)醫(yī)藥工業(yè)增長。
國外市場需求具有更高的產(chǎn)出彈性。實(shí)證結(jié)果顯示，lnX1的產(chǎn)出彈性為0.201167，而lnX2的產(chǎn)出彈性為0.725477。雖然目前我國醫(yī)藥產(chǎn)品出口僅占總需求比重的20%左右，但從長期效果和單位需求的作用來看，國內(nèi)醫(yī)藥需求對(duì)產(chǎn)業(yè)增長的拉動(dòng)作用遠(yuǎn)不如國外市場需求。主動(dòng)參與國際分工，實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，在全球范圍內(nèi)拓展我國醫(yī)藥工業(yè)的發(fā)展空間，具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義和長遠(yuǎn)的戰(zhàn)略意義。
參考文獻(xiàn)：
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