中國醫藥工業增長與市場需求關系實證研究

中國醫藥工業增長與市場需求關系實證研究

內容摘要：本文運用計量經濟學的研究方法，對1992-2004年我國醫藥工業增長與國內居民藥品消費需求和醫藥出口交貨值之間關系進行實證分析，結果顯示，國內外市場需求對醫藥工業增長具有顯著的拉動作用，其中，國外市場需求具有比國內市場需求更高的產出彈性�！　￡P鍵詞：中國 醫藥工業增長 市場需求 關系 實證
　　
　　長期以來，經濟學家分別從不同角度，致力于經濟增長及其決定因素的各種定性和定量研究，形成了經濟增長理論。經濟增長的影響因素研究方法主要有兩種：一是從投入的角度，建立生產函數，分別從資本、勞動、技術等投入要素出發，分析經濟增長源泉和增長特征。二是從需求角度，分析消費、投資和凈出口等因素在經濟增長中的作用。
　　產業是國民經濟的組成部分，因此，國內外學者借鑒經濟增長理論對特定產業增長源泉和增長方式進行了大量研究，取得了具有重要價值的理論成果�？梢哉f，經濟增長理論為產業增長研究提供了重要的理論支持，而特定產業增長的經驗性研究成果又極大地豐富了經濟增長理論的內涵。
　　本文將從市場需求的角度，通過計量經濟學的方法，對我國醫藥工業的增長因素和方式進行分析，解釋國內市場需求、國外市場需求與我國醫藥工業增長之間的關系和長期變動趨勢。
　　
　　數據與分析方法
　　
　　為了檢驗國內市場需求、國外市場需求與我國醫藥產業增長之間的關系，本文選擇醫藥工業產值（用Y表示）為被解釋變量，國內居民藥品消費（用X1表示）和醫藥出口交貨值（用X2表示）為解釋變量。數據分別來自《中國醫藥統計年報》歷年數據、《中國衛生年鑒2005》、“炎黃醫藥在線”網站數據。
　　
　　由于運用傳統回歸方法進行估計與檢驗時，其前提是所估計的時間序列變量數據必須是平穩的，否則會產生偽回歸（Spurious Regression）現象。然而，大多數時間序列數據并非都是非平穩的，因此本文擬采用協整檢驗和單位根檢驗（Unit Root Test）等經濟計量方法。
　　協整理論是20世紀80年代以來計量經濟學的新成果，主要用來探測變量間是否真的存在均衡相依關系，這對于用非平穩變量建立經濟計量模型，以及檢驗這些變量之間的長期均衡關系非常重要。首先，如果多個非平穩變量具有協整性，則這些變量可以合成一個平穩的時間序列，這個平穩的時間序列可用來描述原變量間的均衡關系，只要均衡關系存在，原變量間的平穩的線性組合就存在。其次，當且僅當若干個非平穩變量具有協整性時，由這些變量建立的回歸模型才有意義。所以，協整性檢驗是區別真實回歸和偽回歸的有效方法。
　　為檢驗兩個非平穩時間序列之間的長期均衡關系，Engle和Granger于1987年提出了E-G兩步檢驗法。E-G檢驗顧名思義分兩步進行：第一步，用OLS方法對序列進行回歸，確定回歸方程；第二步是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，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整方程，否則就不是。
　　但是，E-G檢驗并不適用兩個以上的多變量協整檢驗，Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的協整系統方法進行檢驗（即JJ 檢驗）。JJ 檢驗由VAR模型推導而來，首先需要依據最小AIC（Akaike Information Criterion）準則，確定Johansen檢驗的最適滯后階數，而后采取跡檢驗（Trace Test）或最大特征值檢驗（Max-Eigenvalue Test），檢驗變量之間是否存在協整關系。
　　由于大多數的時間序列都是非平穩的，在協整檢驗之前必須對其進行單位根檢驗（Unit Root Test），只有當變量序列都為同階單整序列時才可以進行協整回歸。在使用該方法前，首先要對被分析的各時序變量進行單整檢驗。一個序列在成為平穩序列之前經過d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I(d)。檢驗單整時依次檢驗是否為I（0），再檢驗是否為I(1)，判別的根據是單位根檢驗的ADF（Augmentef Dickey-Fuller）檢驗值。
　　
　　實證研究
　　
　　為了研究方便，考慮到通過對數化以后數據序列易得到平穩序列而不改變變量的特征，故對變量Y和X1、X2分別取對數，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。
　�。ㄒ唬﹩挝桓鶛z驗（Unit Root Test）
　　對lnY和lnX1、lnX2進行單位根檢驗，利用EVIEWS5軟件計算結果如表2所示。
　　表2數據顯示，lnY與lnX2變量的水平序列是非平穩的，lnX1變量的水平序列是平穩的。所有變量的一階差分都是平穩的，即都是I(1)序列，可以對三個變量之間的長期關系進行下一步協整檢驗。
　�。ǘ�）協整檢驗
　　由于檢驗涉及到三個變量，因此采用Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的協整系統方法進行檢驗。結果如表3。
　　表3結果表明，在5%的臨界水平下，變量lnY和lnX1、lnX2之間存在至少2個協整關系，即二者之間存在長期的穩定均衡關系�？紤]到兩個解釋變量的產出彈性不為零的情形，在包括截距情況下，對應的協整方程為：
　　lnY=-2.298689 0.201167lnX1 0.725477lnX2
　　　　 (0.03443) (0.04569)　　(0.03562)
　　從協整回歸方程可以看出，國內居民藥品消費需求、醫藥產品出口與中國醫藥工業增長呈現正相關，兩者之間存在長期的依從關系。
　　
　　結論及啟示
　　
　　由于數據的可獲得性原因，基于上述并不充分的樣本數據所得出的分析結論難免會有失之偏頗的地方，但是，以上數據和實證分析所揭示的趨勢特征和基本關系與理論預期和實際情形具有較好的一致，因此，筆者得出如下結論應該具有較高的參考價值。
　　上世紀90年代以來，我國醫藥工業持續保持高速穩定增長，不考慮物價變動因素的影響，1992-2004年年均增長率達到16.1%，而同期國內生產總值平均增長速度為14.6%。醫藥工業是一個兼具防御性和成長性的行業，從一個國家范圍來看，醫藥產品具有較高的需求收入彈性和較低的需求價格彈性，在國家經濟處于景氣周期時，個人收入增長將拉動個人藥品需求增加，醫藥產業快速增長；而當國家經濟處于不景氣周期時，藥品需求并不會隨著大幅度減少。因此，醫藥工業受經濟波動影響較小而表現出的穩定增長特征與產業增長總體上高于經濟增長速度特征同時并存。
　　國內市場需求和國外市場需求共同促進醫藥工業增長，這種作用不僅表現在較短時期，而且具有長期效果。數據顯示，1992-2004年間，國內醫藥消費年均增長21.52%，醫藥產品出口年均增長18.89%，正是在國內外消費需求的拉動作用下，我國醫藥工業保持強勁增長。經濟的高速增長、人口的快速增加、人口老年化和農村城鎮化進程的加快以及對外開放的進一步擴大等因素的共同作用，我國醫藥市場需求還將以超過經濟增長的速度快速擴張，從而拉動醫藥工業增長。
　　國外市場需求具有更高的產出彈性。實證結果顯示，lnX1的產出彈性為0.201167，而lnX2的產出彈性為0.725477。雖然目前我國醫藥產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，國內醫藥需求對產業增長的拉動作用遠不如國外市場需求。主動參與國際分工，實施“走出去”戰略，在全球范圍內拓展我國醫藥工業的發展空間，具有非常重要的現實意義和長遠的戰略意義。
　　
　　參考文獻：
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　　5.陳素紅.醫藥產業在國民經濟中的地位分析[J].中國醫藥情報，1998.4

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