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中國醫藥工業(yè)增長(cháng)與市場(chǎng)需求關(guān)系實(shí)證研究
內容摘要：本文運用計量經(jīng)濟學(xué)的研究方法，對1992-2004年我國醫藥工業(yè)增長(cháng)與國內居民藥品消費需求和醫藥出口交貨值之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結果顯示，國內外市場(chǎng)需求對醫藥工業(yè)增長(cháng)具有顯著(zhù)的拉動(dòng)作用，其中，國外市場(chǎng)需求具有比國內市場(chǎng)需求更高的產(chǎn)出彈性�！ ￡P(guān)鍵詞：中國 醫藥工業(yè)增長(cháng) 市場(chǎng)需求 關(guān)系 實(shí)證長(cháng)期以來(lái)，經(jīng)濟學(xué)家分別從不同角度，致力于經(jīng)濟增長(cháng)及其決定因素的各種定性和定量研究，形成了經(jīng)濟增長(cháng)理論。經(jīng)濟增長(cháng)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，分別從資本、勞動(dòng)、技術(shù)等投入要素出發(fā)，分析經(jīng)濟增長(cháng)源泉和增長(cháng)特征。二是從需求角度，分析消費、投資和凈出口等因素在經(jīng)濟增長(cháng)中的作用。
產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的組成部分，因此，國內外學(xué)者借鑒經(jīng)濟增長(cháng)理論對特定產(chǎn)業(yè)增長(cháng)源泉和增長(cháng)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(shuō)，經(jīng)濟增長(cháng)理論為產(chǎn)業(yè)增長(cháng)研究提供了重要的理論支持，而特定產(chǎn)業(yè)增長(cháng)的經(jīng)驗性研究成果又極大地豐富了經(jīng)濟增長(cháng)理論的內涵。
本文將從市場(chǎng)需求的角度，通過(guò)計量經(jīng)濟學(xué)的方法，對我國醫藥工業(yè)的增長(cháng)因素和方式進(jìn)行分析，解釋國內市場(chǎng)需求、國外市場(chǎng)需求與我國醫藥工業(yè)增長(cháng)之間的關(guān)系和長(cháng)期變動(dòng)趨勢。
數據與分析方法
為了檢驗國內市場(chǎng)需求、國外市場(chǎng)需求與我國醫藥產(chǎn)業(yè)增長(cháng)之間的關(guān)系，本文選擇醫藥工業(yè)產(chǎn)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(lái)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(xiàn)”網(wǎng)站數據。
由于運用傳統回歸方法進(jìn)行估計與檢驗時(shí)，其前提是所估計的時(shí)間序列變量數據必須是平穩的，否則會(huì )產(chǎn)生偽回歸（Spurious Regression）現象。然而，大多數時(shí)間序列數據并非都是非平穩的，因此本文擬采用協(xié)整檢驗和單位根檢驗（Unit Root Test）等經(jīng)濟計量方法。
協(xié)整理論是20世紀80年代以來(lái)計量經(jīng)濟學(xué)的新成果，主要用來(lái)探測變量間是否真的存在均衡相依關(guān)系，這對于用非平穩變量建立經(jīng)濟計量模型，以及檢驗這些變量之間的長(cháng)期均衡關(guān)系非常重要。首先，如果多個(gè)非平穩變量具有協(xié)整性，則這些變量可以合成一個(gè)平穩的時(shí)間序列，這個(gè)平穩的時(shí)間序列可用來(lái)描述原變量間的均衡關(guān)系，只要均衡關(guān)系存在，原變量間的平穩的線(xiàn)性組合就存在。其次，當且僅當若干個(gè)非平穩變量具有協(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)整性檢驗是區別真實(shí)回歸和偽回歸的有效方法。
為檢驗兩個(gè)非平穩時(shí)間序列之間的長(cháng)期均衡關(guān)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(jìn)行：第一步，用OLS方法對序列進(jìn)行回歸，確定回歸方程；第二步是對回歸方程的殘差進(jìn)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(xié)整方程，否則就不是。
但是，E-G檢驗并不適用兩個(gè)以上的多變量協(xié)整檢驗，Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的協(xié)整系統方法進(jìn)行檢驗（即JJ 檢驗）。JJ 檢驗由VAR模型推導而來(lái)，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(xié)整關(guān)系。
由于大多數的時(shí)間序列都是非平穩的，在協(xié)整檢驗之前必須對其進(jìn)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(shí)才可以進(jìn)行協(xié)整回歸。在使用該方法前，首先要對被分析的各時(shí)序變量進(jìn)行單整檢驗。一個(gè)序列在成為平穩序列之前經(jīng)過(guò)d次差分，則該序列被稱(chēng)為d階單整，記為I(d)。檢驗單整時(shí)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(shí)證研究
為了研究方便，考慮到通過(guò)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(jìn)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(gè)變量之間的長(cháng)期關(guān)系進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗。
�。ǘ﹨f(xié)整檢驗
由于檢驗涉及到三個(gè)變量，因此采用Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的協(xié)整系統方法進(jìn)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(gè)協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在長(cháng)期的穩定均衡關(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，對應的協(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，國內居民藥品消費需求、醫藥產(chǎn)品出口與中國醫藥工業(yè)增長(cháng)呈現正相關(guān)，兩者之間存在長(cháng)期的依從關(guān)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(huì )有失之偏頗的地方，但是，以上數據和實(shí)證分析所揭示的趨勢特征和基本關(guān)系與理論預期和實(shí)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(jià)值。
上世紀90年代以來(lái)，我國醫藥工業(yè)持續保持高速穩定增長(cháng)，不考慮物價(jià)變動(dòng)因素的影響，1992-2004年年均增長(cháng)率達到16.1%，而同期國內生產(chǎn)總值平均增長(cháng)速度為14.6%。醫藥工業(yè)是一個(gè)兼具防御性和成長(cháng)性的行業(yè)，從一個(gè)國家范圍來(lái)看，醫藥產(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)濟處于景氣周期時(shí)，個(gè)人收入增長(cháng)將拉動(dòng)個(gè)人藥品需求增加，醫藥產(chǎn)業(yè)快速增長(cháng)；而當國家經(jīng)濟處于不景氣周期時(shí)，藥品需求并不會(huì )隨著(zhù)大幅度減少。因此，醫藥工業(yè)受經(jīng)濟波動(dòng)影響較小而表現出的穩定增長(cháng)特征與產(chǎn)業(yè)增長(cháng)總體上高于經(jīng)濟增長(cháng)速度特征同時(shí)并存。
國內市場(chǎng)需求和國外市場(chǎng)需求共同促進(jìn)醫藥工業(yè)增長(cháng)，這種作用不僅表現在較短時(shí)期，而且具有長(cháng)期效果。數據顯示，1992-2004年間，國內醫藥消費年均增長(cháng)21.52%，醫藥產(chǎn)品出口年均增長(cháng)18.89%，正是在國內外消費需求的拉動(dòng)作用下，我國醫藥工業(yè)保持強勁增長(cháng)。經(jīng)濟的高速增長(cháng)、人口的快速增加、人口老年化和農村城鎮化進(jìn)程的加快以及對外開(kāi)放的進(jìn)一步擴大等因素的共同作用，我國醫藥市場(chǎng)需求還將以超過(guò)經(jīng)濟增長(cháng)的速度快速擴張，從而拉動(dòng)醫藥工業(yè)增長(cháng)。
國外市場(chǎng)需求具有更高的產(chǎn)出彈性。實(shí)證結果顯示，lnX1的產(chǎn)出彈性為0.201167，而lnX2的產(chǎn)出彈性為0.725477。雖然目前我國醫藥產(chǎn)品出口僅占總需求比重的20%左右，但從長(cháng)期效果和單位需求的作用來(lái)看，國內醫藥需求對產(chǎn)業(yè)增長(cháng)的拉動(dòng)作用遠不如國外市場(chǎng)需求。主動(dòng)參與國際分工，實(shí)施“走出去”戰略，在全球范圍內拓展我國醫藥工業(yè)的發(fā)展空間，具有非常重要的現實(shí)意義和長(cháng)遠的戰略意義。
參考文獻：
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