中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)出影響因素的實(shí)證分析

(北京工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100048)

近些年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷增強(qiáng)，人們的健康意識(shí)也在逐漸提高，因此，醫(yī)藥制造業(yè)也越來(lái)越受到人們的重視。學(xué)者們也對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)進(jìn)行過(guò)各方面的研究。謝麗云采用定性和定量相結(jié)合的方法，研究了醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)出的影響因素，利用灰色關(guān)聯(lián)法對(duì)11個(gè)影響因素進(jìn)行了量化處理，得出11個(gè)影響因素對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)的影響大小,并進(jìn)行排序。

本文在謝麗云研究的基礎(chǔ)上，從基本要素投入、醫(yī)藥科技因素和對(duì)外開(kāi)放程度因素中選取醫(yī)藥制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)、醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)投資經(jīng)費(fèi)支出和醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值等數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行簡(jiǎn)單的計(jì)量分析，探究我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)出是否受這些因素影響。

一、建立模型

為了具體分析各要素對(duì)中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)出影響的大小，我們可以用醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值作為被解釋變量，用醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值、醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)投資經(jīng)費(fèi)支出和醫(yī)藥制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)做為解釋變量，來(lái)建立模型。

模型如下：

Y=α0+α1X1+α2X2+α3X3+ε

(1)

其中，Y代表醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值，X1代表醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值，X2代表醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)投資經(jīng)費(fèi)支出，X3代表醫(yī)藥制造業(yè)業(yè)人員數(shù)。我們通過(guò)對(duì)該模型的回歸分析，得出各個(gè)變量與中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)出的影響關(guān)系。

二、模型估計(jì)與檢驗(yàn)

(一)最小二乘法(OLS)

運(yùn)用Eviews7.2軟件采用最小二乘法對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸分析。得出R2=0.852915,修正R2=0.803886，兩個(gè)值均大于0.8，比較接近1，說(shuō)明模型的擬合效果較好。因此，該模型的設(shè)定是合理的，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，帶入模型(1)，從而得出下式：

Y=6912.52+22.78X1+41.30X2+132.33X3

(2)

T=(1.14) (2.95) (1.24) (-1.54)

R2=0.827286 F=17.39632 DW=2.395466 S.E=1730.734

(二)多重共線性檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews7.2測(cè)算解釋變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，可能存在多重共線。

為了消除變量之間的多重共線性，可以利用逐步回歸法，分別做被解釋變量Y和解釋變量X1、X2和X3的一元線性回歸，結(jié)果得出X1與Y的t檢驗(yàn)和擬合效果最好，因此，可以把X1最為基準(zhǔn)變量引入，然后逐步加入X2和X3，經(jīng)檢驗(yàn)，當(dāng)去掉X2時(shí)，模型的多重共線性消失，得到的回歸結(jié)果中，R2=0.887286，修正的R2=0.872743。與進(jìn)行逐步回歸方法之前的R2和修正R2相比，前者的擬合效果更好，并且t檢驗(yàn)值大過(guò)臨界值，即t值檢驗(yàn)十分的顯著。得到的修正后的模型為：

Y=3189.79+17.33X1+5.08X3

(3)

T=(0.69) (2.85) (0.98)

R2=0.887286 F=23.94959 DW=2.078962 S.E=1779.22

(三)異方差檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews7.2軟件，對(duì)模型(3)進(jìn)行White檢驗(yàn)：

(四)自相關(guān)的檢驗(yàn)

模型(3)中，DW=2.078962，在顯著性水平α=0.05下，n=13,k=2的情況下，查DW統(tǒng)計(jì)表可知dl=0.616,du=1.267，此時(shí)du

(五)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1、t檢驗(yàn)：在顯著性水平α=0.05下，查t分布表得自由度為10的臨界值為2.228，而檢驗(yàn)結(jié)果中解釋變量的t 統(tǒng)計(jì)量均大于2.228，說(shuō)明t 檢驗(yàn)顯著；

2、F檢驗(yàn)：在顯著性水平α=0.05下，在F分布表中查出自由度為2和12的臨界值為4.10，檢驗(yàn)結(jié)果中的 F統(tǒng)計(jì)量的值遠(yuǎn)大于3.59，說(shuō)明F檢驗(yàn)顯著；

3、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：模型的擬合優(yōu)度系數(shù)R2和修正R2分別為0.887286和0.872743，說(shuō)明擬合效果較好。

(六)經(jīng)濟(jì)意義

模型估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，在其他影響因素不變的情況下，醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值每增加1個(gè)百分點(diǎn)，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值就會(huì)增加17.33個(gè)百分點(diǎn)；在其他影響因素不變的情況下，醫(yī)藥制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值就會(huì)增加5.08個(gè)百分點(diǎn)。

三、模型的評(píng)價(jià)

本文首先對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，在此基礎(chǔ)之上，進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，并用逐步回歸法消除了多重共線性，此外又進(jìn)行了White檢驗(yàn)和D-W檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖诋惙讲?，也不存在自相關(guān)，得出最終模型，該模型通過(guò)了t、F顯著性檢驗(yàn)，并且擬合優(yōu)度系數(shù)接近于1，與數(shù)據(jù)擬合效果很好，預(yù)測(cè)效果也很好。