曹允春 林浩楠

中圖分類號(hào) F752.65;R95 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號(hào) 1001-0408（2020）14-1670-07

DOI 10.6039/j.issn.1001-0408.2020.14.02

摘 要 目的：探討我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)之間的互動(dòng)關(guān)系，為我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)及醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展提供參考。方法：收集國家統(tǒng)計(jì)局、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》等公布的1998-2018年我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，參考相關(guān)文獻(xiàn)方法，構(gòu)建包含對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系統(tǒng)和醫(yī)藥制造業(yè)系統(tǒng)的數(shù)據(jù)指標(biāo)體系，采用準(zhǔn)則重要性法對(duì)數(shù)據(jù)指標(biāo)賦權(quán)，采用線性加權(quán)法計(jì)算綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果，采用向量自回歸模型對(duì)我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的關(guān)系進(jìn)行研究分析，并提出相應(yīng)建議。結(jié)果與結(jié)論：從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用和帶動(dòng)作用（相關(guān)系數(shù)為0.432 918）;從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展是醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因（置信概率小于0.001），而醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展不是對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的格蘭杰原因（置信概率為0.358）;從脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果來看，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展間存在相互影響的關(guān)系，但對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展影響的貢獻(xiàn)較小。建議我國醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)及時(shí)把握市場(chǎng)需求和貿(mào)易機(jī)會(huì)，通過提供高質(zhì)量的醫(yī)藥品進(jìn)一步擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模;充分利用新型貿(mào)易方式，加快醫(yī)藥品在對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)中的流通速度和效率，以進(jìn)一步拓寬其國內(nèi)外市場(chǎng);國家應(yīng)盡快制定和完善對(duì)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的優(yōu)惠及扶持政策，為醫(yī)藥制造企業(yè)減輕負(fù)擔(dān)。無論是從國家層面還是企業(yè)層面，均應(yīng)適當(dāng)增加醫(yī)藥制造業(yè)科研投入，加大產(chǎn)業(yè)培育力度，以推動(dòng)醫(yī)藥制造業(yè)快速發(fā)展，實(shí)現(xiàn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和醫(yī)藥制造業(yè)相互促進(jìn)的良性循環(huán)。

關(guān)鍵詞 對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易;醫(yī)藥制造業(yè);互動(dòng)關(guān)系;實(shí)證研究;向量自回歸模型

Empirical Study on the Interaction between Foreign Economic Trade and Pharmaceutical Manufacturing Industry Based on the Annual Data of 1998-2018 in China

CAO Yunchun1，2，LIN Haonan1，2（1. Institute of Airport Economics， Civil Aviation University of China， Tianjin 300300， China; 2. College of Economics and Management， Civil Aviation University of China， Tianjin 300300， China）

ABSTRACT? ?OBJECTIVE： To investigate the intraction between Chinas foreign economic trade and pharmaceutical manufacturing industry， in order to provide the reference for Chinas foreign economic trade growth and pharmaceutical manufacturing industry development in the future. METHODS： By collecting the data of Chinas foreign economic trade and pharmaceutical manufacturing industry during 1998-2018 issued by National Bureau of Statistics， China Statistics Yearbook on High Technology Industry? and China Statistics Yearbook on Scientific Technology， referring to relevant literature method， index system was established that includes the foreign economic trade system and the pharmaceutical manufacturing system. CRITIC method was adopted to assign the weight of data index and calculate comprehensive evaluation data. VAR model was used to analyze the interaction between Chinas foreign economic trade and pharmaceutical manufacturing industry and put forward the suggestions. RESULTS & CONCLUSIONS： From the results of cointegration test， foreign economic trade development played a strong role in promoting and driving pharmaceutical manufacturing industry development （correlation coefficient was 0.432 198）; from the results of Granger causality test， the development of foreign economic trade was the Granger cause for pharmaceutical manufacturing industry development （confidence probability was lower than 0.001）， but the pharmaceutical manufacturing industry development was not the Grangers reason for foreign economic trade （confidence probability was 0.358）. By the results of impulse response and variance decomposition， it reflected an interrelationship between the two， but the contribution of foreign economic trade to the development of pharmaceutical manufacturing is relatively small. It is suggested that Chinas pharmaceutical manufacturing enterprises should grasp the market demand and trade opportunities in time， and further expand the scale of business by providing high quality pharmaceutices products; make full use of new trade mode and speed up the circulation of pharmaceutical products in economic and trade activities so as to further expand the domestic and foreign markets of pharmaceutical products; the state should formulate and improve the preferential and supporting policies for pharmaceutical manufacturing industry as soon as possible to reduce the burden for pharmaceutical manufacturing enterprises. In addition， from the national level and the enterprise level， we should appropriately increase the investment in scientific research of pharmaceutical manufacturing industry and increase industry cultiration， so as to promote the rapid development of pharmaceutical manufacturing industry and realize a virtuous circle of mutual promotion of foreign economic trade and pharmaceutical manufacturing industry.

KEYWORDS? ?Foreign economic trade; Pharmaceutical manufacturing industry; Interaction; Empirical study; Vector autoregressive model

2001年12月，我國正式加入世界貿(mào)易組織（WTO），此舉大大促進(jìn)了我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展[1]。2013年9月，我國相繼提出“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”“21世紀(jì)海上絲綢之路”（簡(jiǎn)稱“一帶一路”）的合作倡議，以推動(dòng)我國與沿線各國的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來[2]。2019年，國務(wù)院同意增設(shè)山東、江蘇、河北等6個(gè)省份設(shè)立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，至此，我國自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)數(shù)量已達(dá)到18個(gè);與此同時(shí)，跨境電商、保稅物流等一系列開放政策的頒布與實(shí)施，進(jìn)一步推動(dòng)了我國對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易的增長[3]。2019年，我國醫(yī)藥保健產(chǎn)品進(jìn)出口總額為1 456.91億美元，醫(yī)藥品作為高附加值貨品在我國進(jìn)出口貿(mào)易交易總額中約占3%，醫(yī)藥制造業(yè)也伴隨著對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展而快速進(jìn)步[4]。為探討我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的影響，本研究采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的向量自回歸（Vector autoregression，VAR）模型，以對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展規(guī)模為對(duì)象，深入探討二者之間存在的互動(dòng)及影響關(guān)系，旨在為對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)及我國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展提供參考。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本研究的數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999-2019）和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999-2019）等公布的1998-2018年我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

1.2 指標(biāo)選取與變量設(shè)定

本研究結(jié)合部分學(xué)者對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r和對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的研究情況進(jìn)行數(shù)據(jù)指標(biāo)選取和指標(biāo)體系的構(gòu)建。在葉夢(mèng)寒等[5]的研究基礎(chǔ)上，選取醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)量、醫(yī)藥制造業(yè)總產(chǎn)值、醫(yī)藥制造業(yè)主營業(yè)務(wù)收入、醫(yī)藥制造業(yè)利潤、醫(yī)藥制造業(yè)科研活動(dòng)人員數(shù)量、醫(yī)藥制造業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、醫(yī)藥制造業(yè)擁有發(fā)明專利數(shù)量、醫(yī)藥制造業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值作為數(shù)據(jù)指標(biāo)來反映醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展?fàn)顩r;參照江雯雯等[6]的研究并在其研究基礎(chǔ)上，采用進(jìn)出口總額、醫(yī)藥品出口額、醫(yī)藥品進(jìn)口額、醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值、醫(yī)藥制造業(yè)新產(chǎn)品出口銷售收入等數(shù)據(jù)反映我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展情況。將上述指標(biāo)分為2個(gè)一級(jí)指標(biāo)，即對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系統(tǒng)和醫(yī)藥制造業(yè)系統(tǒng)，共計(jì)6個(gè)二級(jí)指標(biāo)、13個(gè)三級(jí)指標(biāo)，詳見表1。

1.3 數(shù)據(jù)處理與模型建立

1.3.1 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理方法

由于不同量綱的數(shù)據(jù)之間存在差異性，本文采取極差標(biāo)準(zhǔn)化法對(duì)所選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而消除由數(shù)據(jù)量綱不同所導(dǎo)致的數(shù)據(jù)差異問題[7]。對(duì)于極大值型數(shù)據(jù)指標(biāo)采用公式Xij=[xij-min（xij）]/[max（xij）-min（xij）]（公式①）對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，對(duì)于極小值型數(shù)據(jù)指標(biāo)采用公式Xij=[max（xij）-xij]/[max（xij）-min（xij）]（公式②）對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。式中，i表示所選取的以年份為單位的時(shí)間序列，j表示評(píng)價(jià)的各類統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，xij表示第i年第j項(xiàng)指標(biāo)，Xij表示標(biāo)準(zhǔn)化后的第i年第j項(xiàng)指標(biāo)，max（xij）表示第i年第j項(xiàng)指標(biāo)中的最大值，min（xij）表示第i年第j項(xiàng)指標(biāo)中的最小值。

1.3.2 綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)計(jì)算方法

對(duì)于評(píng)價(jià)醫(yī)藥制造業(yè)和對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易所選取的數(shù)據(jù)指標(biāo)體系，需要通過賦權(quán)法對(duì)于所選取的數(shù)據(jù)指標(biāo)體系進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)處理。目前，研究文獻(xiàn)中常用的幾種客觀賦權(quán)法有熵權(quán)法、標(biāo)準(zhǔn)離差法和準(zhǔn)則間相關(guān)性的準(zhǔn)則重要性法（Criteria importance though intercrieria correlation，CRITIC）等[8]。有學(xué)者對(duì)幾種客觀權(quán)重賦權(quán)法進(jìn)行了比較，結(jié)果認(rèn)為，相比于其他幾種客觀權(quán)重賦權(quán)法，使用CRITIC法對(duì)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)時(shí)，不僅考慮到了數(shù)據(jù)指標(biāo)變異對(duì)權(quán)重的影響，而且還考慮到了數(shù)據(jù)指標(biāo)之間的關(guān)聯(lián)性和沖突性，因此CRITIC法可以更加全面和客觀地對(duì)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，并且更適用于多數(shù)據(jù)指標(biāo)賦權(quán)計(jì)算[9-10]。本研究借鑒文獻(xiàn)[11]的方法，從客觀角度和指標(biāo)變異大小等方面對(duì)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)。

CRITIC法的主要思路為將評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)指標(biāo)所包含的信息量轉(zhuǎn)化為權(quán)重值。從客觀角度，結(jié)合各指標(biāo)內(nèi)部的變異性和沖突性來綜合衡量和評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)指標(biāo)。其中，數(shù)據(jù)指標(biāo)的變異性采用標(biāo)準(zhǔn)差（σn）來表示，數(shù)據(jù)內(nèi)部的沖突性根據(jù)公式Rn=Σ（1-rmn）算得（式中，rmn表示第n個(gè)指標(biāo)和第m個(gè)指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)）。CRITIC法的運(yùn)算公式為：Cn=σnRn=σnΣ（1-rmn）（公式③）。式中，Cn表示第n個(gè)評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)指標(biāo)所包含的信息量，其值越大，表示對(duì)應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)的信息量就越大，則該指標(biāo)的重要性就越高;其權(quán)重（Wn）的計(jì)算公式為：Wn=Cn/ΣCn（公式④）。

通過CRITIC法對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)賦權(quán)之后，采用線性加權(quán)法對(duì)構(gòu)建出的綜合評(píng)價(jià)體系內(nèi)的指標(biāo)進(jìn)行計(jì)算，公式為In=ΣXijWn（公式⑤）。式中，Xij為極差標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，In為線性加權(quán)后計(jì)算得到的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果。

1.3.3 VAR模型的構(gòu)建

VAR模型是指根據(jù)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立相對(duì)應(yīng)的動(dòng)態(tài)模型，將每一個(gè)內(nèi)生變量作為全部?jī)?nèi)生變量的滯后期進(jìn)行回歸，從而估計(jì)模型中全部?jī)?nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系[12]。該模型適用于處理多個(gè)具有相關(guān)性的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，可以達(dá)到分析數(shù)據(jù)和預(yù)測(cè)未來趨勢(shì)的目的[12]。當(dāng)模型含有n個(gè)變量且滯后期為k時(shí)，其VAR模型數(shù)學(xué)表達(dá)式為Yt=μ+∏1Yt-1+∏2Yt-2+…+∏kYt-k+ut（公式⑥）[13]。式中，Yt為n×1階時(shí)間序列列向量，μ為n×1階常數(shù)項(xiàng)列向量，∏為n×n階參數(shù)矩陣（即待估系數(shù)矩陣），ut為n×1階隨機(jī)誤差列向量。根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究，可以將VAR模型的操作步驟[14]分為以下幾步：

（1）采用ADF（Augmented dickey-fullertest）檢驗(yàn)（也稱“單位根檢驗(yàn)”）對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

（2）協(xié)整處理。若不平穩(wěn)的時(shí)間序列符合協(xié)整關(guān)系，則也可進(jìn)行VAR模型分析和檢驗(yàn)。

（3）利用赤池信息量準(zhǔn)則（Akaike information criterion，AIC）和施瓦茲準(zhǔn)則（Schwarz criterion，SC）確定VAR模型最佳滯后期，并建立滯后期為k的VAR模型。

（4）利用格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)結(jié)果進(jìn)行分析。

（5）采用脈沖響應(yīng)分析反映短期內(nèi)兩個(gè)因素各自波動(dòng)對(duì)對(duì)方的沖擊效果及對(duì)未來取值的影響。

（6）為了進(jìn)一步了解每個(gè)變量的變動(dòng)對(duì)VAR模型影響的貢獻(xiàn)度，對(duì)VAR模型中的兩組變量進(jìn)行方差分解。

2 結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)處理過程

2.1.1 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理

分別將各組原始數(shù)據(jù)（如表2所示）進(jìn)行判斷分類，隨后帶入公式①、②進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理計(jì)算，算得極差標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)。

2.1.2 綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)的計(jì)算

根據(jù)所建立的評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)指標(biāo)和相關(guān)原始數(shù)據(jù)，利用公式③、④，計(jì)算得出醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展系統(tǒng)和對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系統(tǒng)各指標(biāo)的權(quán)重，結(jié)果見表1。

分別將對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)指標(biāo)體系中的評(píng)價(jià)指標(biāo)帶入公式⑤算出對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和醫(yī)藥制造業(yè)綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果，詳見表3。

參考文獻(xiàn)[11]，采用取對(duì)數(shù)的方法剔除數(shù)據(jù)存在的異方差，并繪制兩組數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后的折線圖，詳見圖1。由圖1可見，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展隨時(shí)間變化的趨勢(shì)較為一致，即隨著時(shí)間的變化，醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展水平和對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易均整體呈現(xiàn)出逐步上升的趨勢(shì)，且二者在2000年我國加入WTO后的2～3年增長水平最為明顯。

2.1.3 VAR模型的建立

（1）ADF檢驗(yàn)。首先，將表3中的數(shù)據(jù)錄入Eviews 10.0軟件，分別對(duì)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易（記為WM）和醫(yī)藥制造業(yè)（記為YZ）的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示均含有單位根，表示兩組數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。隨后，對(duì)取過對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)（分別記為LNWM、LNYZ）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表4（表中，c代表截距，t代表趨勢(shì)）。由表4可見，經(jīng)檢驗(yàn)，LNWM和LNYZ兩組數(shù)據(jù)的ADF值分別為-6.168和-7.786，且二者在1%、5%、10%不同顯著性水平下均為平穩(wěn)時(shí)間序列，說明可對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行VAR模型的構(gòu)建[15]。

（2）數(shù)據(jù)協(xié)整性檢驗(yàn)。為進(jìn)一步確保數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)[16]。利用Eviews 10.0軟件對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整分析，并獲得協(xié)整方程如下：LNYZ = 0.432 918LNWM-0.706 265（R 2=0.584，F(xiàn)=26.635）。對(duì)所構(gòu)建方程的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，并設(shè)置殘差變量為RES[17]。經(jīng)計(jì)算，變量殘差RES單位根檢驗(yàn)值為-4.645，表明殘差變量RES為平穩(wěn)時(shí)間序列，可認(rèn)為LNYZ和LNWM之間存在協(xié)整關(guān)系，可以構(gòu)建基于兩者數(shù)據(jù)的VAR模型。同時(shí)，由于上述協(xié)整方程F值為26.635，說明協(xié)整結(jié)果較好，可滿足顯著性水平要求。通過上述協(xié)整方程可得知，LNYZ與LNWM之間成正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.432 918，說明當(dāng)LNWM每增加1%時(shí)，相應(yīng)的LNYZ會(huì)增加0.432 918%，即從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用和帶動(dòng)作用。

（3）最佳滯后期的確定。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，當(dāng)AIC和SC檢驗(yàn)數(shù)值均為最小值時(shí)所確定的滯后期為最佳[3]。經(jīng)計(jì)算，當(dāng)滯后期為（即k=3）時(shí)，AIC和SC檢驗(yàn)數(shù)值分別為-4.157和-3.464，均為各滯后期檢驗(yàn)中的最小值，故最終確定最佳滯后期為3。

根據(jù)上述結(jié)果建立對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)間的VAR模型（如表5所示，其中t為統(tǒng)計(jì)量，C為常數(shù)項(xiàng)），并檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷钠椒€(wěn)性（如圖2所示）。由圖2可知，所有特征根的模均落在單位圓內(nèi)，所以可以判斷LNWM與LNYZ之間的VAR模型是穩(wěn)定的。但VAR模型的缺陷在于通過t檢驗(yàn)數(shù)值判斷其是否通過檢驗(yàn)，無法直接反映變量之間的具體聯(lián)系，所以需要進(jìn)一步采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)VAR模型的數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)在關(guān)系判斷[18]。

（4）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)上述VAR模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)（以置信概率=0.05作為衡量標(biāo)準(zhǔn)）[19]，檢驗(yàn)結(jié)果詳見表6。由表6可見，由于LNYZ與LNWM的格蘭杰因果檢驗(yàn)置信概率為0.358，所以接受原假設(shè)H0，認(rèn)為LNYZ不是LNWM的格蘭杰原因，即醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展不是影響對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的重要原因;由于LNWM與LNYZ的格蘭杰因果檢驗(yàn)置信概率小于0.001，所以拒絕原假設(shè)H1，認(rèn)為LNWM是LNYZ的格蘭杰原因，即對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易是影響醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展的重要原因。

（5）脈沖響應(yīng)分析。利用Eviews 10.0軟件作LNWM與LNYZ的脈沖響應(yīng)分析，得脈沖響應(yīng)函數(shù)擬合值及其95%置信區(qū)間（CI），詳見圖3。由圖3A可見，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)于來自醫(yī)藥制造業(yè)的擾動(dòng)未作出立即響應(yīng)，在第1期響應(yīng)值為0，從第2期開始迅速上升，并于第3期到達(dá)最大值，從第4期開始緩慢下降，并逐漸趨近于平穩(wěn);相反，由圖3B可見，醫(yī)藥制造業(yè)對(duì)于來自對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的擾動(dòng)非常明顯，在第1期就立即作出了響應(yīng)，并于第3期開始逐漸上升，在第5期之后開始緩慢下降，逐漸趨于平穩(wěn)。

（6）方差分解。在LNWM的方差分解中，LNWM對(duì)來自LNYZ的沖擊在第1期未作出響應(yīng)，在第2期開始響應(yīng)，隨著時(shí)間的增加LNYZ的貢獻(xiàn)度逐漸增加，并于第10期時(shí)達(dá)到了最高值24.07%;在LNYZ的方差分解中，LNWM對(duì)LNYZ在第1期即作出了響應(yīng)，貢獻(xiàn)度為0.07%，從第2期時(shí)開始出現(xiàn)了較快速的增長，并于第10期逐漸穩(wěn)定于5%左右?？梢?，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)在最初時(shí)期就存在一定的貢獻(xiàn)度和影響，但后期貢獻(xiàn)度不大，說明現(xiàn)階段醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展主要來源于自身的貢獻(xiàn)影響，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易在醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展中起一定的輔助促進(jìn)作用。

3 分析與討論

從對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)1998-2018年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)在近20年間呈現(xiàn)出快速增長的趨勢(shì)。在對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易方面，隨著我國加入WTO，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易得到了快速發(fā)展，進(jìn)出口總額整體呈上升趨勢(shì)，對(duì)外貿(mào)易量不斷增加;同時(shí)，醫(yī)藥品進(jìn)出口額在對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易份額中的比重也在不斷增加，并為醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)造了巨大的收益。在醫(yī)藥制造業(yè)方面，行業(yè)整體規(guī)模不斷擴(kuò)大，企業(yè)數(shù)量逐年上升，且醫(yī)藥制造業(yè)在近20年間加大了科研投入，科研活動(dòng)人員隊(duì)伍不斷壯大，科研活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出不斷增加，大大增強(qiáng)了醫(yī)藥制造企業(yè)和科研機(jī)構(gòu)在醫(yī)藥品研究及新產(chǎn)品研發(fā)方面的實(shí)力[20]，促使醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)明專利的數(shù)量不斷增長，推動(dòng)醫(yī)藥制造企業(yè)由仿制藥生產(chǎn)向原研藥生產(chǎn)的轉(zhuǎn)變。對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易為醫(yī)藥制造業(yè)帶來巨大的市場(chǎng)需求，同時(shí)也提供了巨大的發(fā)展空間，促進(jìn)了醫(yī)藥制造業(yè)的快速發(fā)展，同時(shí)醫(yī)藥品作為高附加值產(chǎn)品，近年來在對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易中的份額不斷增大，也為我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)提供了支持。

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定的促進(jìn)和帶動(dòng)作用;從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展是醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，而醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展不是對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的格蘭杰原因，說明對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用，為醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展提供了幫助;從脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果來看，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展間存在相互影響的關(guān)系，但對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)影響的貢獻(xiàn)較小，僅起到一定的輔助促進(jìn)作用，現(xiàn)階段我國醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展主要受科研經(jīng)費(fèi)投入、固定資產(chǎn)投入等自身因素的影響[21]，可見對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)所產(chǎn)生的貢獻(xiàn)還有待進(jìn)一步發(fā)掘。

4 建議

根據(jù)本研究統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)結(jié)果及VAR模型檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)合當(dāng)下我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)現(xiàn)狀和醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展情況，筆者給予以下建議：

第一，由于對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)為醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展提供了輔助促進(jìn)作用，所以醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)當(dāng)緊抓對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的總體形勢(shì)，充分利用對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的影響，加大對(duì)自身建設(shè)的投入，促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展[21]。當(dāng)前“一帶一路”沿線國家正在積極拓展多方面的合作，在貿(mào)易領(lǐng)域我國也將積極拓展國外市場(chǎng)，這將為醫(yī)藥制造業(yè)提供一定的市場(chǎng)空間[22]。同時(shí)，縱觀全球醫(yī)藥市場(chǎng)發(fā)展趨勢(shì)，消費(fèi)者對(duì)醫(yī)藥品的需求逐漸增長，市場(chǎng)規(guī)模不斷擴(kuò)大，為我國醫(yī)藥制造業(yè)帶來了良好的發(fā)展機(jī)遇，所以建議我國醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)準(zhǔn)確掌握市場(chǎng)需求并及時(shí)把握貿(mào)易機(jī)會(huì)，通過提供高質(zhì)量的醫(yī)藥品進(jìn)一步擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，從而促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展，最終為推動(dòng)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易增長助力。

第二，醫(yī)藥制造業(yè)作為我國中高端制造業(yè)，同時(shí)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其產(chǎn)品具有高質(zhì)量、高附加值等特點(diǎn)，是促進(jìn)我國未來對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)中的主要產(chǎn)品。因此，從國家層面和企業(yè)層面，均應(yīng)適當(dāng)增加醫(yī)藥制造業(yè)科研投入，加大醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)培育力度，促進(jìn)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)“產(chǎn)、學(xué)、研、用”一體化發(fā)展，將科研成果進(jìn)行有效轉(zhuǎn)化，延長并拓展行業(yè)的技術(shù)鏈及產(chǎn)業(yè)鏈，并尤其重視原研藥及新藥的投入和開發(fā)[23]。

第三，隨著當(dāng)下跨境電商、保稅物流等新型貿(mào)易方式的興起，航空物流和多式聯(lián)運(yùn)等高效物流運(yùn)輸方式迅速發(fā)展，不僅增加了產(chǎn)品的銷售渠道，而且也提高了產(chǎn)品的流通效率。因此，醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)充分利用新型貿(mào)易方式，加快醫(yī)藥品在對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易活動(dòng)中的流通速度和效率，以進(jìn)一步拓寬其國內(nèi)外市場(chǎng)。

第四，國家應(yīng)盡快制定和完善對(duì)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的優(yōu)惠及扶持政策，為醫(yī)藥制造企業(yè)減輕負(fù)擔(dān)，推動(dòng)醫(yī)藥制造業(yè)快速發(fā)展。本次VAR模型結(jié)果顯示，目前對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展僅具有一定的輔助促進(jìn)作用，因此如何充分發(fā)揮對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展的潛力，則需要通過相應(yīng)的政策來進(jìn)行正確的引導(dǎo)。例如，可適當(dāng)對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易方面給予關(guān)稅補(bǔ)貼，降低企業(yè)承擔(dān)的成本負(fù)擔(dān)，幫助提升企業(yè)的國際市場(chǎng)份額;同時(shí)，可適當(dāng)實(shí)行進(jìn)口保護(hù)政策，降低進(jìn)口醫(yī)藥品對(duì)國內(nèi)醫(yī)藥市場(chǎng)的沖擊[24]。此外，應(yīng)適當(dāng)對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)給予一定的研發(fā)補(bǔ)貼，提高企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)能力，開發(fā)具有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)的醫(yī)藥品，進(jìn)而提升國產(chǎn)醫(yī)藥品的競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展。

5 結(jié)語

綜上所述，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展具有輔助促進(jìn)作用。未來，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展將進(jìn)一步拉動(dòng)我國醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時(shí)醫(yī)藥制造業(yè)作為高附加值產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展對(duì)于促進(jìn)我國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要作用。無論是國家層面還是企業(yè)層面，均應(yīng)把握當(dāng)下社會(huì)發(fā)展的形勢(shì)和機(jī)遇，采取相關(guān)措施實(shí)現(xiàn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和醫(yī)藥制造業(yè)相互促進(jìn)的良性循環(huán)。

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（收稿日期：2020-03-15 修回日期：2020-06-09）

（編輯：孫 冰）