中国医药工业增长与市场需求关系实证研究

中国医药工业增长与市场需求关系实证研究

内容摘要：本文运用计量经济学的研究方法，对1992-2004年我国医药工业增长与国内居民药品消费需求和医药出口交货值之间关系进行实证分析，结果显示，国内外市场需求对医药工业增长具有显著的拉动作用，其中，国外市场需求具有比国内市场需求更高的产出弹性。　　关键词：中国 医药工业增长 市场需求 关系 实证
　　
　　长期以来，经济学家分别从不同角度，致力于经济增长及其决定因素的各种定性和定量研究，形成了经济增长理论。经济增长的影响因素研究方法主要有两种：一是从投入的角度，建立生产函数，分别从资本、劳动、技术等投入要素出发，分析经济增长源泉和增长特征。二是从需求角度，分析消费、投资和净出口等因素在经济增长中的作用。
　　产业是国民经济的组成部分，因此，国内外学者借鉴经济增长理论对特定产业增长源泉和增长方式进行了大量研究，取得了具有重要价值的理论成果。可以说，经济增长理论为产业增长研究提供了重要的理论支持，而特定产业增长的经验性研究成果又极大地丰富了经济增长理论的内涵。
　　本文将从市场需求的角度，通过计量经济学的方法，对我国医药工业的增长因素和方式进行分析，解释国内市场需求、国外市场需求与我国医药工业增长之间的关系和长期变动趋势。
　　
　　数据与分析方法
　　
　　为了检验国内市场需求、国外市场需求与我国医药产业增长之间的关系，本文选择医药工业产值（用Y表示）为被解释变量，国内居民药品消费（用X1表示）和医药出口交货值（用X2表示）为解释变量。数据分别来自《中国医药统计年报》历年数据、《中国卫生年鉴2005》、“炎黄医药在线”网站数据。
　　
　　由于运用传统回归方法进行估计与检验时，其前提是所估计的时间序列变量数据必须是平稳的，否则会产生伪回归（Spurious Regression）现象。然而，大多数时间序列数据并非都是非平稳的，因此本文拟采用协整检验和单位根检验（Unit Root Test）等经济计量方法。
　　协整理论是20世纪80年代以来计量经济学的新成果，主要用来探测变量间是否真的存在均衡相依关系，这对于用非平稳变量建立经济计量模型，以及检验这些变量之间的长期均衡关系非常重要。首先，如果多个非平稳变量具有协整性，则这些变量可以合成一个平稳的时间序列，这个平稳的时间序列可用来描述原变量间的均衡关系，只要均衡关系存在，原变量间的平稳的线性组合就存在。其次，当且仅当若干个非平稳变量具有协整性时，由这些变量建立的回归模型才有意义。所以，协整性检验是区别真实回归和伪回归的有效方法。
　　为检验两个非平稳时间序列之间的长期均衡关系，Engle和Granger于1987年提出了E-G两步检验法。E-G检验顾名思义分两步进行：第一步，用OLS方法对序列进行回归，确定回归方程；第二步是对回归方程的残差进行单位根检验，若残差不存在单位根，那么所得到的回归方程就是变量之间的协整方程，否则就不是。
　　但是，E-G检验并不适用两个以上的多变量协整检验，Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的协整系统方法进行检验（即JJ 检验）。JJ 检验由VAR模型推导而来，首先需要依据最小AIC（Akaike Information Criterion）准则，确定Johansen检验的最适滞后阶数，而后采取迹检验（Trace Test）或最大特征值检验（Max-Eigenvalue Test），检验变量之间是否存在协整关系。
　　由于大多数的时间序列都是非平稳的，在协整检验之前必须对其进行单位根检验（Unit Root Test），只有当变量序列都为同阶单整序列时才可以进行协整回归。在使用该方法前，首先要对被分析的各时序变量进行单整检验。一个序列在成为平稳序列之前经过d次差分，则该序列被称为d阶单整，记为I(d)。检验单整时依次检验是否为I（0），再检验是否为I(1)，判别的根据是单位根检验的ADF（Augmentef Dickey-Fuller）检验值。
　　
　　实证研究
　　
　　为了研究方便，考虑到通过对数化以后数据序列易得到平稳序列而不改变变量的特征，故对变量Y和X1、X2分别取对数，从而得到新的变量序列，分别记为lnY和lnX1、lnX2。
　　
　　其一般回归模型为lnY=C(1) C(2)* lnX1 C(3)* lnX2。
　　（一）单位根检验（Unit Root Test）
　　对lnY和lnX1、lnX2进行单位根检验，利用EVIEWS5软件计算结果如表2所示。
　　表2数据显示，lnY与lnX2变量的水平序列是非平稳的，lnX1变量的水平序列是平稳的。所有变量的一阶差分都是平稳的，即都是I(1)序列，可以对三个变量之间的长期关系进行下一步协整检验。
　　（二）协整检验
　　由于检验涉及到三个变量，因此采用Johansen(1988)和Johansen—Juselius(1990)提出的基于VAR方法的协整系统方法进行检验。结果如表3。
　　表3结果表明，在5%的临界水平下，变量lnY和lnX1、lnX2之间存在至少2个协整关系，即二者之间存在长期的稳定均衡关系。考虑到两个解释变量的产出弹性不为零的情形，在包括截距情况下，对应的协整方程为：
　　lnY=-2.298689 0.201167lnX1 0.725477lnX2
　　　　 (0.03443) (0.04569)　　(0.03562)
　　从协整回归方程可以看出，国内居民药品消费需求、医药产品出口与中国医药工业增长呈现正相关，两者之间存在长期的依从关系。
　　
　　结论及启示
　　
　　由于数据的可获得性原因，基于上述并不充分的样本数据所得出的分析结论难免会有失之偏颇的地方，但是，以上数据和实证分析所揭示的趋势特征和基本关系与理论预期和实际情形具有较好的一致，因此，笔者得出如下结论应该具有较高的参考价值。
　　上世纪90年代以来，我国医药工业持续保持高速稳定增长，不考虑物价变动因素的影响，1992-2004年年均增长率达到16.1%，而同期国内生产总值平均增长速度为14.6%。医药工业是一个兼具防御性和成长性的行业，从一个国家范围来看，医药产品具有较高的需求收入弹性和较低的需求价格弹性，在国家经济处于景气周期时，个人收入增长将拉动个人药品需求增加，医药产业快速增长；而当国家经济处于不景气周期时，药品需求并不会随着大幅度减少。因此，医药工业受经济波动影响较小而表现出的稳定增长特征与产业增长总体上高于经济增长速度特征同时并存。
　　国内市场需求和国外市场需求共同促进医药工业增长，这种作用不仅表现在较短时期，而且具有长期效果。数据显示，1992-2004年间，国内医药消费年均增长21.52%，医药产品出口年均增长18.89%，正是在国内外消费需求的拉动作用下，我国医药工业保持强劲增长。经济的高速增长、人口的快速增加、人口老年化和农村城镇化进程的加快以及对外开放的进一步扩大等因素的共同作用，我国医药市场需求还将以超过经济增长的速度快速扩张，从而拉动医药工业增长。
　　国外市场需求具有更高的产出弹性。实证结果显示，lnX1的产出弹性为0.201167，而lnX2的产出弹性为0.725477。虽然目前我国医药产品出口仅占总需求比重的20%左右，但从长期效果和单位需求的作用来看，国内医药需求对产业增长的拉动作用远不如国外市场需求。主动参与国际分工，实施“走出去”战略，在全球范围内拓展我国医药工业的发展空间，具有非常重要的现实意义和长远的战略意义。
　　
　　参考文献：
　　1.沈坤荣.经济增长理论的严谨、比较与评述[J].经济学动态，2006(5)
　　2.中国统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2005
　　3.张晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南 [M].天津：南开大学出版社，2004
　　4.中国卫生年鉴[M].北京：人民卫生出版社，2005
　　5.陈素红.医药产业在国民经济中的地位分析[J].中国医药情报，1998.4

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