協整回歸模型用于醫藥創新投入與經濟發展關系研究*

傅書勇，孫淑軍，楊 莉

（1.沈陽藥科大學工商管理學院，遼寧 沈陽 110016；2.遼寧科技學院思政部，遼寧 本溪 117004）

近年來，關于醫藥行業創新問題的研究文獻較多，大多集中在如何建立創新體系、設計各類創新評價指標等問題[1]，而缺乏創新投入效果研究，也有少量文獻研究創新效率問題，但研究的角度大多是創新投入、產出角度[2－4]。事實上，醫藥行業的發展離不開社會經濟系統，醫藥行業的創新投入與經濟發展存在一定的關聯：一方面經濟發展會增加居民對醫藥產品的購買力，促進醫藥創新投入；另一方面醫藥創新投入會增加人民健康水平，增加人力資本，從而又會促進經濟發展[5－6]。由此可見，若能了解地區醫藥創新投入與經濟發展的關系，無疑有助于提升該地區的醫藥行業創新政策研究水平和及時調整好未來的投資方向。

1 實證研究

1.1 數據來源

醫藥創新投入數據來自1996年至2012年的《中國高技術產業統計年鑒》，國內生產總值(GDP)數據來源于1996年至2012年的《遼寧省統計年鑒》，并用GDP平減指數進行處理。變量表示為LPI和LGDP，處理數據所用軟件為Eviews6.0。遼寧省醫藥創新投入與經濟增長的關系其折線圖見圖1。可見，雖然遼寧省醫藥行業的創新投入在某些年份出現一定波動，但從長期來看，經濟總量和醫藥行業創新投入均有明顯增長趨勢，且變動方向較為一致。

圖1 遼寧省醫藥創新投入與經濟增長的關系（1995－2011年）

1.2 平穩性檢驗

采用ADF單位根檢驗方法對LPI及LGDP進行檢驗，借助于Eviews6.0軟件完成，序列LPI和LGDP平穩性檢驗結果見表1。可見，LGDP和LPIADF統計量均大于1%的臨界值，因此兩序列均存在單位根，是非平穩序列；但兩者經一階差分后，其ADF統計量均小于1%臨界值，因此拒絕原假設，即在1%顯著性水平下，兩個序列均不存在單位根，均為平穩序列，所以LGDP和LPI均為一階單整序列，即為Ⅰ（1）。

表1 單位根平穩性ADF檢驗

1.3 協整關系檢驗

由于LGDP和LPI序列滿足協整回歸條件，可以認為兩者存在一種長期的均衡關系。因此，可以利用協整方法分析二者的動態關系。利用Engle－Granger兩步法檢驗，首先用OLS法估計長期靜態回歸方程，其次用ADF統計量檢驗殘差估計值的平穩性，可以用ADF單位根檢驗方法對其檢驗，相關數據見表2。可見，在1%的顯著性水平下，拒絕存在單位根的假設，表明殘差序列為平穩的，因此LPI和LGDP之間是協整關系。

1.4 格蘭杰因果關系檢驗

為驗證LGDP和LPI兩序列之間的因果關系，選用格蘭杰因果關系法進行檢驗，相關數據見表3。可見，通過對滯后期數1，2，3檢驗，結果表明，當滯后期數是2時，接受原假設LPI不是LGDP格蘭杰原因，而滯后期數為1和3時，拒絕原假設LGDP不是LPI格蘭杰原因。綜合考慮，可以得出結論，遼寧省經濟發展是醫藥創新投入的格蘭杰原因，而創新投入不是經濟發展的格蘭杰原因。由此可知，地區經濟發展影響醫藥創新投入。

表2 殘差序列單位根檢驗表

1.5 協整回歸模型

協整檢驗表明，LPI和LGDP存在協整關系，可以對這2個時間序列建立回歸模型，且不會產生偽回歸問題。又由格蘭杰因果檢驗可知LGDP是因，故以LGDP為自變量，LPI為因變量，建立回歸模型。根據Eviews6.0軟件分析結果，可得其回歸方程：

表3 滯后期數為1，2，3時格蘭杰因果關系判斷情況

LPI＝－15.496＋1.645×LGDP

R2＝0.85，DW＝1.63

其中，模型擬優度(R2＝0.85)較高，說明LPI和LGDP擬合效果較好。常數下t′值等于－9.86、小于－1.96，自變量參數t值等于9.28大于1.96，均通過t檢驗。查閱DW檢驗臨界值表（α＝0.05）可知，dU＝1.38，4－dU＝2.62，dU＝1.38＜DW＝1.632＜4－dU＝2.62，因此，可判斷誤差項不存在一階自相關[6]。

2 分析

2.1 醫藥創新投入與經濟發展之間存在長期均衡關系

從協整檢驗的角度來看，遼寧省醫藥創新投入與經濟發展之間存在長期穩定的相互關系，而從增長趨勢來看，醫藥創新投入增長不如GDP增長具有規律性。原因在于醫藥創新投入不僅取決于地區經濟發展，而且還受其他因素影響，如其他市場吸引力；除此之外，醫藥創新投入還存在一定的滯后期，即新藥研發存在一定的周期性，從研發到上市要經過一定時間。因此，創新投入的效果可能存在一定的滯后性。

2.2 經濟發展影響了醫藥行業創新投入

通過格蘭杰因果檢驗發現，遼寧省醫藥創新投入與經濟增長之間是單向因果關系，即經濟發展是醫藥行業創新投入的格蘭杰原因。這一規律符合醫藥產業的發展規律。如在經濟發展方面，1995年遼寧省GDP占7省市（北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、廣東）平均值的79.7%，而2008年這一比值則降為62.5%。在醫藥投入方面，與北京等7省市相比，1995年遼寧為2410萬元，占7省市平均值的63.0%；而2008年此項指標遼寧則變為1.02億元，占比變為13.5%。由此可見，地區經濟發展會影響到醫藥產業的創新投入。原因一是經濟發達地區有更多的資金投入到醫藥創新領域，二是發達地區會吸引更多人才，也會有利于實現醫藥創新行為。

2.3 應優先實現醫藥產業聚集效應

由于經濟發展會促進醫藥創新投入，從制訂醫藥政策角度出發，應優先發展沈陽、大連等經濟發達地區的醫藥產業，這兩個地區正是沈陽經濟區和沿海經濟帶的核心地區，制訂合理政策實現這兩個地區的醫藥產業聚集，會有利于醫藥創新投資的增加，從而實現遼寧省醫藥行業的快速發展。

3 結語

地區經濟發展如何影響醫藥創新投入，醫藥創新投入是否通過某種途徑影響地區經濟的發展，這些問題尚需深入分析和研究，也將成為未來研究的重點課題。

參考文獻：

[1]汪 洋.提升江蘇省生物醫藥產業創新能力的若干思考[J].價值工程，2012（13）：7－8.

[2]謝 超，張 悅.基于綜合經濟效益視角研究的產業結構調整[J].學習與探索，2010（6）：126－131.

[3]于麗英.我國生物醫藥產業的集聚態勢及其效應的實證分析[J].工業技術經濟，2009，28（9）：72－76.

[4]謝 偉，胡 瑋，夏紹模.中國高新技術產業研發效率及其影響因素分析[J].科學與科學技術管理，2008（3）：144－149.

[5]傅書勇.人力資本、技術進步與經濟增長[D].沈陽：遼寧大學，2012.

[6]孫淑軍.人力資本與經濟增長[D].沈陽：遼寧大學，2012.