基于VAR模型的廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易關(guān)系實(shí)證研究

張宇杰 孫圣蘭

摘 要 目的：為促進(jìn)廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值增加、提高醫(yī)藥制造業(yè)出口占比和國際化水平提供參考。方法：選取1998-2019年廣東省醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)據(jù)，建立向量自回歸（VAR）模型，通過協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解等實(shí)證研究探討廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)（出口交貨值）、研發(fā)投入（研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出）、技術(shù)創(chuàng)新（技術(shù)改造費(fèi)用）間的關(guān)系。結(jié)果與結(jié)論：通過協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)與研發(fā)投入、技術(shù)創(chuàng)新存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系;技術(shù)創(chuàng)新是出口交貨值的格蘭杰原因，其能夠正向促進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)的增加，滯后期為2年;出口交貨值是研發(fā)投入的格蘭杰原因，其能夠促進(jìn)研發(fā)投入的增加，且隨著時(shí)間的推移影響越來越大;研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新的格蘭杰原因，能夠促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的增加。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解可知，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)、研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新存在相互影響的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。出口交貨值的變動(dòng)主要受自身影響較大，技術(shù)創(chuàng)新為輔助促進(jìn)作用（貢獻(xiàn)率約為7%）。建議企業(yè)應(yīng)重視技術(shù)改造與研發(fā)投入，打造高技術(shù)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮嶺南中醫(yī)藥產(chǎn)品的特色，增強(qiáng)優(yōu)勢出口醫(yī)藥產(chǎn)品的技術(shù)競爭力，優(yōu)化醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)布局，提升國際競爭力。

關(guān)鍵詞 醫(yī)藥制造業(yè);出口貿(mào)易活動(dòng);研發(fā)投入;技術(shù)創(chuàng)新;向量自回歸模型

中圖分類號(hào) F426;R95 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號(hào) 1001-0408（2021）06-0647-06

ABSTRACT? ?OBJECTIVE： To provide reference for increasing the export trade of Guangdongs pharmaceutical manufacturing industry， and improving the proportion of pharmaceutical manufacturing export and internationalization level. METHODS： The data of the pharmaceutical manufacturing industry in Guangdong province were collected from 1998 to 2019， and vector autoregressive （VAR） model was established. The relationship of export trade activities （export delivery value）， R&D investment （R&D internal expenditure） and technological innovation （technological transformation cost） of pharmaceutical manufacturing industry in Guangdong province were explored empirically through cointegration relationship test， Granger causality test， impulse response function and variance decomposition. RESULTS & CONCLUSIONS： Through the cointegration relationship test and Granger causality test， it could be seen that there was a stable equilibrium relationship among the export trade activities of Guangdong pharmaceutical manufacturing industry， R&D investment and technological innovation. Technological innovation was the Granger cause of export delivery value and could positively promotes the increase in export trade activities， with a lag period of 2 years. The export delivery value was the Granger reason for R&D investment， which could promote the increase of R&D investment， and the influence will become greater and greater over time. R&D investment is the Granger cause of technological innovation， which can promotes the increase of technological innovation. Through impulse response function and variance decomposition， it could be known that the export trade activities， R&D investment and technological innovation of Guangdongs pharmaceutical manufacturing industry had a dynamic interaction relationship. The change in export delivery value is mainly affected by itself， and technological innovation is an auxiliary promotion effect （contribution rate of 7%）. It is suggested that enterprises should pay attention to technological transformation and R&D investment， build high-tech pharmaceutical manufacturing industry， give full play to the characteristics of Lingnan traditional Chinese medicine products， enhance the technological competitiveness of export pharmaceutical products， optimize the layout of pharmaceu- tical industry， and enhance international competitiveness.

KEYWORDS? ?Pharmaceutical manufacturing industry; Export trade activities; R&D investment; Technological innovation ; Vector autoregressive model

醫(yī)藥制造業(yè)是我國健康事業(yè)發(fā)展的基本保障，是關(guān)系民生的重要產(chǎn)業(yè)。我國政府對醫(yī)藥行業(yè)的發(fā)展尤為重視，近年來出臺(tái)了一系列的政策方案以加快我國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展[1]，同時(shí)對我國醫(yī)藥制造業(yè)也提出了新的規(guī)劃和目標(biāo)。在“十三五”規(guī)劃綱要指引下，工信部制定了《醫(yī)藥工業(yè)發(fā)展規(guī)劃指南》，明確提出醫(yī)藥制造業(yè)的規(guī)模效益要快速增長，創(chuàng)新能力要顯著提高，質(zhì)量管理要不斷加強(qiáng)，國際化步伐要加快[2]。廣東省作為改革開放的先行地區(qū)，經(jīng)過30余年的發(fā)展，工業(yè)體系逐漸完善，科技力量逐漸提高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。2016年9月19日，廣東省政府發(fā)布《廣東省促進(jìn)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展實(shí)施方案》，對廣東省的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展作出了明確規(guī)劃，包括“要深化對外合作，拓展國際發(fā)展空間，醫(yī)藥制造要引進(jìn)和培養(yǎng)熟悉境外法律法規(guī)和市場環(huán)境的國際醫(yī)藥注冊認(rèn)證人才，為省內(nèi)醫(yī)藥企業(yè)獲得美國FDA、美國病理學(xué)會(huì)（CAP）等國際認(rèn)證提供服務(wù)。完善投資環(huán)境，支持在海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域和自貿(mào)區(qū)內(nèi)大力發(fā)展生物醫(yī)藥外包業(yè)務(wù)”[3]。隨著政府支持力度的不斷增加，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)穩(wěn)步發(fā)展，醫(yī)藥制造業(yè)外貿(mào)出口也在不斷增加。據(jù)廣東省的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2019年廣東省制造業(yè)出口交貨值為35 078.20億元，其中醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值達(dá)93.02億元，較2018年增加6.6%;但醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值占廣東省制造業(yè)的比重整體偏低，僅0.26%[3]。

目前有關(guān)研究認(rèn)為，研發(fā)資金投入或者技術(shù)創(chuàng)新是影響出口貿(mào)易的重要因素。江彬[4]運(yùn)用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)浙江省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口與研發(fā)投入存在長期均衡關(guān)系，研發(fā)投入能夠促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口;李平等[5]以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為對象，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入能夠有效拉動(dòng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口擴(kuò)張;葉林等[6]采用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)隨機(jī)概率模型，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新可以顯著提高企業(yè)的出口傾向;胡小娟等[7]實(shí)證分析了技術(shù)創(chuàng)新模式對我國制造業(yè)出口貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)模仿創(chuàng)新和自主創(chuàng)新對我國制造業(yè)出口均有顯著正向作用;邱士雷等[8]通過建立向量自回歸（VAR）模型，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入能夠顯著地提升高技術(shù)產(chǎn)品的出口競爭力;江雯雯等[9]通過建立VAR模型，發(fā)現(xiàn)醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)資金投入與出口貿(mào)易存在長期均衡關(guān)系。梳理上述相關(guān)文獻(xiàn)可以得知，我國學(xué)者對出口貿(mào)易影響因素的研究大都集中于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體，針對地區(qū)以及醫(yī)藥行業(yè)的研究相對較少。VAR模型作為此類研究問題的常用方法，能夠很好地解釋多個(gè)相關(guān)變量之間復(fù)雜的動(dòng)態(tài)關(guān)系，數(shù)據(jù)分析全面、科學(xué)、嚴(yán)謹(jǐn)，對短期和長期的發(fā)展趨勢預(yù)測準(zhǔn)確性高[8]。基于此，本研究以廣東地區(qū)為研究對象，運(yùn)用VAR模型探討醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)、研發(fā)資金投入與技術(shù)創(chuàng)新之間的相互影響關(guān)系，以期為促進(jìn)廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值增加、提高醫(yī)藥制造業(yè)出口占比和國際化水平提供參考。

1 資料與方法

1.1 資料來源

實(shí)證數(shù)據(jù)來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998-2019）和《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998-2020）以及廣東省統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)公開的醫(yī)藥制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)。

1.2 變量確定

參考邱士雷等[8]、江雯雯等[9]的相關(guān)研究，并結(jié)合醫(yī)藥制造業(yè)高技術(shù)的特性，本研究的被解釋變量為衡量醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)的出口交貨值（EX）;解釋變量包括研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新兩個(gè)指標(biāo)，其中研發(fā)投入以研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（RD）衡量，技術(shù)創(chuàng)新以技術(shù)改造費(fèi)用（TG）衡量[10]。

1.3 數(shù)據(jù)處理

為消除變量之間的共線性、異方差性等，增加數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，采用取數(shù)據(jù)自然對數(shù)的方法處理，既方便計(jì)算、減少誤差，又能保證數(shù)據(jù)原有的相對關(guān)系[11]。對EX、RD、TG統(tǒng)一取自然對數(shù)處理，分別記為LNEX、LNRD、LNTG，結(jié)果見表1。

2 模型簡介及構(gòu)建步驟

2.1 VAR模型簡介

VAR模型創(chuàng)立于20世紀(jì)80年代，現(xiàn)已被廣泛用于金融管控、能源出口、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)貿(mào)易等行業(yè)[12]。其本質(zhì)為檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為所有變量滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造回歸模型，表達(dá)式如下：

式中，Y表示K維內(nèi)生變量矢量，A表示系數(shù)矩陣，P表示內(nèi)生變量滯后的階數(shù)，t表示滯后期，ε為常數(shù)項(xiàng)[13]。

2.2 VAR模型構(gòu)建步驟

在參考文獻(xiàn)[14]的基礎(chǔ)上，本研究通過以下步驟建立VAR模型：①數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用單位根檢驗(yàn)（ADF）對LNEX、LNRD、LNTG數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。②最優(yōu)滯后期數(shù)選擇。通過赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）來確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。同時(shí)，對VAR模型進(jìn)行擬合度分析。③協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行判定，檢驗(yàn)變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。④VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)。對特征根倒數(shù)值的大小進(jìn)行檢驗(yàn)，一般通過作圖表述。⑤格蘭杰因果檢驗(yàn)。采用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析變量之間是否存在因果關(guān)系。⑥脈沖（IRF）響應(yīng)。采用IRF響應(yīng)分析各變量之間互相沖擊的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。⑦方差分解。將VAR模型中變量的方差分解到不同的擾動(dòng)因素上，探究不同變量對模型影響的貢獻(xiàn)程度。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，建立VAR模型之前需先進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本研究采用Eviews 10.0軟件，通過ADF檢驗(yàn)LNEX、LNRD、LNTG數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果見表2。由表2可知，原序列LNEX、LNRD、LNTG在1%的顯著性水平下皆為不平穩(wěn)序列，存在單位根，即接受原假設(shè)。對原序列進(jìn)行一階差分，得ΔLNEX、ΔLNRD、ΔLNTG，結(jié)果其在1%的顯著性水平下皆平穩(wěn)，不存在單位根，即拒絕原假設(shè)。因此，可以建立VAR模型。

3.2 滯后階數(shù)選擇

由文獻(xiàn)[15]可知，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。從檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)滯后3期時(shí)，AIC參考值-4.941與SC參考值-3.457分別為最小值，因此VAR模型選擇最優(yōu)滯后期為3期。對VAR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，通過檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知調(diào)整后的R 2值分別為0.914、0.959、0.760，表明模型的擬合度良好[16]。

3.3 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

對變量之間進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。由表3可知，在5%的臨界值水平下，跡統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)。這說明LNEX、LNRD、LNTG 等3個(gè)變量之間最少存在2個(gè)以上協(xié)整關(guān)系，即表示這3個(gè)變量之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.4 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

對VAR模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，若特征根倒數(shù)值大于1表示模型不穩(wěn)定，反之則說明模型穩(wěn)定性良好[9]，結(jié)果見圖1（由于本研究選取了3個(gè)變量，且最優(yōu)滯后期為3期，因此共有9個(gè)特征根）。由圖1可知，9個(gè)特征根的模皆在單位圓內(nèi)（即特征根模的倒數(shù)小于1），因此判斷上文構(gòu)建的模型穩(wěn)定，可進(jìn)行下一步分析。

3.5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證變量之間的作用關(guān)系，采用格蘭杰因果檢驗(yàn)驗(yàn)證出口交貨值、研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出和技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)之間的因果關(guān)系及作用方向，結(jié)果見表4。由表4可知，研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）和技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）與出口交貨值之間（LNEX）存在不同的單向因果關(guān)系。①LNEX是 LNRD的格蘭杰原因，拒絕原假設(shè)，即出口交貨值是研發(fā)投入的重要影響因素;但LNRD不是 LNEX的格蘭杰原因，接受原假設(shè)。②LNTG是LNEX的格蘭杰原因，拒絕原假設(shè)，即技術(shù)創(chuàng)新是出口交貨值的重要影響因素;但LNEX不是LNTG的格蘭杰原因，接受原假設(shè)。③LNRD是LNTG的格蘭杰原因，拒絕原假設(shè)，即研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新的重要影響因素;但LNTG不是LNRD的格蘭杰原因，接受原假設(shè)。

3.6 IRF響應(yīng)分析

IRF響應(yīng)結(jié)果如圖2所示。

由圖2A可知，出口交貨值（LNEX）對自身沖擊較為敏感，整體趨勢表現(xiàn)為正向降低的影響。第1期為峰值（0.127），第2期到第3期出現(xiàn)上升趨勢，至第6期達(dá)到0.101，往后逐漸平緩降低。由圖2B可知，研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）在受到自身沖擊后同樣出現(xiàn)正向降低的趨勢，在第4期和第6期都接近于0，往后在0附近波動(dòng)，但影響不大。這說明研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出在前3期對自身會(huì)產(chǎn)生正向的影響，往后影響并不顯著。

由圖2C可知，研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）在受到出口交貨值（LNEX）的沖擊后，整體呈現(xiàn)較為迅速的正向上升趨勢，第1期出現(xiàn)負(fù)面影響隨后開始正向上升，到第6期達(dá)峰值（0.130），隨著滯后期的增加到第8期往后沖擊逐漸降低趨于穩(wěn)定，累計(jì)效應(yīng)值為0.768。這說明出口交貨值對研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出具有顯著的正向沖擊效應(yīng)，出口交貨值的增加能夠促進(jìn)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的增加。從外貿(mào)角度分析，即出口貿(mào)易活動(dòng)的增加、國外市場份額的增大，均能夠刺激廣東省醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)投入的增加，使得醫(yī)藥制造業(yè)國際化的步伐加快，與政府的醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展規(guī)劃相吻合[3]。

由圖2D可知，出口交貨值（LNEX）受到技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）沖擊后，第1期并不敏感，從2期出現(xiàn)上升的趨勢，在第3期達(dá)到峰值（0.039）;隨后沖擊力度逐漸減弱，整體累積效應(yīng)為正向影響，累計(jì)效應(yīng)值為0.222。這說明技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)對出口交貨值具有正向沖擊作用，且正向影響作用逐漸增大。從外貿(mào)角度分析，隨著技術(shù)的不斷提高，落后的技術(shù)以及藥品生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)很難占有國際市場，技術(shù)改造能夠提高原有生產(chǎn)體系的工藝技術(shù)和產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)，使之與國際接軌，因此可以促進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)的增加;而隨著時(shí)間的推移，技術(shù)更新迭代，原有的技術(shù)改造逐漸落后，對出口貿(mào)易活動(dòng)的增加將逐漸降低。

3.7 方差分解

方差分解結(jié)果見圖3。

由圖3A可知，在第1期，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值（LNEX）變動(dòng)方差主要受自身波動(dòng)影響，貢獻(xiàn)率為100%;隨著滯后期的增加，出口交貨值自身影響逐漸降低，到第10期后逐漸穩(wěn)定，自身波動(dòng)影響的貢獻(xiàn)率始終保持在90%左右。研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）對出口交貨值（LNEX）變動(dòng)的貢獻(xiàn)率從第2期開始逐漸增加，在第5期達(dá)到最大貢獻(xiàn)率（3.17%）;隨著滯后期的增加，研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的貢獻(xiàn)度逐漸穩(wěn)定在2.80%左右。技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）對出口交貨值變動(dòng)的貢獻(xiàn)率同樣從第2期開始逐漸增加，第14期達(dá)到最大貢獻(xiàn)率（7.28%），整體而言技術(shù)改造對醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易的變動(dòng)影響大于研發(fā)投入。

從圖3B可知，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）變動(dòng)方差受出口交貨值（LNEX）影響最大，從第1期開始出口交貨值對研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的貢獻(xiàn)率為0.59%;隨后快速增加，在第10期達(dá)到最大貢獻(xiàn)率（82.11%）。其受自身波動(dòng)的影響從第1期開始開始下降，到第13期達(dá)最小貢獻(xiàn)率（11.62%）。技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）對研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）的影響波動(dòng)較小，對于出口交貨值僅屬于輔助促進(jìn)作用。這說明研發(fā)投入的增加最開始受自身影響較大，隨著時(shí)間的推移，受自身影響逐漸降低，而受出口交貨值影響逐漸增大。

由圖3C可知，技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）變動(dòng)方差受研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（LNRD）的影響最大，但隨著滯后期的增加出現(xiàn)下降，到第14期基本穩(wěn)定在最小貢獻(xiàn)率（26.85%）左右。技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）變動(dòng)方差受自身影響同樣呈下降趨勢，到12期后保持穩(wěn)定貢獻(xiàn)率在19.00%左右。而出口交貨值（LNEX）對技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（LNTG）變動(dòng)方差的影響呈增長趨勢，到第12期增加至最大貢獻(xiàn)率（53.33%）。說明隨著時(shí)間的推移，技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)的變化受出口交貨值的影響大于研發(fā)投入。

3.8 模型分析結(jié)論

本研究采用VAR模型，通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖函數(shù)分析和方差分解，對廣東省醫(yī)藥制造業(yè)1998-2019年貿(mào)易出口活動(dòng)與研發(fā)資金投入、技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，通過研究結(jié)果分析得出以下結(jié)論：

出口交貨值與研發(fā)投入、技術(shù)創(chuàng)新存在協(xié)整關(guān)系但具有差異性。技術(shù)創(chuàng)新能顯著提高廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值，滯后期為2年，貢獻(xiàn)率約為7%;而研發(fā)投入對出口交貨值的波動(dòng)影響并不顯著。因此，為了進(jìn)一步促進(jìn)廣東省醫(yī)藥出口貿(mào)易活動(dòng)、開拓海外市場，應(yīng)更加重視技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)的投入。

出口交貨值對研發(fā)投入有顯著的正向促進(jìn)作用，短期內(nèi)出口交貨值對于研發(fā)資金投入為負(fù)向作用，隨著時(shí)間的推移正向促進(jìn)作用越來越大，最大貢獻(xiàn)率接近82.11%;而出口交貨值對技術(shù)創(chuàng)新并無顯著影響。

廣東省醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)資金投入能夠顯著地促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，即研發(fā)經(jīng)費(fèi)增加的同時(shí)能夠刺激企業(yè)技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)的增加。說明企業(yè)在重視研發(fā)投入的同時(shí)，能夠抓住技術(shù)創(chuàng)新帶來的重要性，從而加快企業(yè)的發(fā)展。

4 討論與建議

筆者基于實(shí)證研究的結(jié)論，結(jié)合廣東省醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，提出以下建議：

4.1 加強(qiáng)技術(shù)改造，針對性補(bǔ)齊醫(yī)藥制造業(yè)短板并對接國際標(biāo)準(zhǔn)

據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析，醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)國際化壁壘最主要的影響因素之一是技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的國際化差異[16]，本文實(shí)證分析結(jié)果與此相吻合。因此，要促進(jìn)廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易的發(fā)展，應(yīng)當(dāng)關(guān)注技術(shù)改造的重要影響，通過技術(shù)改造對接國際標(biāo)準(zhǔn)，從而促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易增長。政府層面，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)推進(jìn)“一致性評價(jià)”政策落實(shí)，從源頭促進(jìn)原料藥、仿制藥、中藥材的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)提高，與國際生產(chǎn)質(zhì)量管理規(guī)范（GMP）標(biāo)準(zhǔn)接軌;同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)對醫(yī)藥制造企業(yè)的財(cái)政經(jīng)費(fèi)支持，幫助其調(diào)整投入結(jié)構(gòu)，尤其注重在國際GMP認(rèn)證、突破性專利技術(shù)、國際競爭力強(qiáng)的科研項(xiàng)目等方面向企業(yè)提供專項(xiàng)資金支持，降低企業(yè)研發(fā)投入風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)層面，應(yīng)當(dāng)與國家政策相結(jié)合，積極推進(jìn)藥品一致性評價(jià)研究，準(zhǔn)確定位自身主營業(yè)務(wù)發(fā)展方向：中小型原料藥生產(chǎn)企業(yè)應(yīng)在提高原料藥、中藥材附加值的科研項(xiàng)目上繼續(xù)增加資金投入，適當(dāng)增加經(jīng)國際認(rèn)證的原料藥、中藥材及飲片的產(chǎn)量，進(jìn)一步擴(kuò)大海外市場的占有率;大型企業(yè)一方面應(yīng)學(xué)習(xí)跨國大企業(yè)的研發(fā)制度，增加原研藥研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入，另一方面應(yīng)加強(qiáng)與海外企業(yè)的合作，通過海外并購、國際合作等方式促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)的國際化進(jìn)程;仿制藥生產(chǎn)可借鑒印度仿制藥發(fā)展歷程，從本土企業(yè)保護(hù)、產(chǎn)業(yè)支持、技術(shù)改造支持等方面推動(dòng)自身發(fā)展;化學(xué)原研藥品生產(chǎn)企業(yè)則應(yīng)當(dāng)學(xué)習(xí)歐美跨國企業(yè)先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，從人才引進(jìn)、專利保護(hù)、研發(fā)體系建設(shè)、產(chǎn)業(yè)布局等方面全面衡量，設(shè)計(jì)適合我省本土企業(yè)的發(fā)展路徑;中藥發(fā)展可借鑒日本、韓國的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，推動(dòng)嶺南道地藥材更快地進(jìn)入國際市場，進(jìn)一步完善中成藥藥品監(jiān)管，制定嚴(yán)格的用法用量標(biāo)準(zhǔn)并與國際市場標(biāo)準(zhǔn)相匹配。

4.2 增加研發(fā)投入，發(fā)揮廣東省中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，拓展中醫(yī)藥國際市場

目前，國際醫(yī)藥市場的需求量急劇增加。廣東省中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢突出，應(yīng)充分利用當(dāng)前國際環(huán)境，借助“一帶一路”倡議的政策紅利，積極拓展沿線國家醫(yī)藥制造企業(yè)之間的合作[18]，鼓勵(lì)大型醫(yī)藥企業(yè)通過并購、入股等方式提升海外市場的占有率。據(jù)《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口主要包括化學(xué)藥品、中藥以及生物制品，其中化學(xué)藥品出口80%以上為化學(xué)原料藥及中間體，而藥品制劑、仿制藥出口占比較低，中藥出口主要是中藥材及飲片，整體出口產(chǎn)品大部分技術(shù)含量低、附加值偏低[17]。因此，應(yīng)當(dāng)增加薄弱產(chǎn)品以及特色中醫(yī)藥產(chǎn)品的研發(fā)投入，同時(shí)加快促進(jìn)“產(chǎn)、學(xué)、研”結(jié)合，加快醫(yī)藥企業(yè)、科研機(jī)構(gòu)、高校之間的科研合作，提高專利與技術(shù)成果轉(zhuǎn)化效率，提升核心科技創(chuàng)新競爭力[9]。此外，廣東省可依托其嶺南藥材為核心的中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)，通過加速其國際化發(fā)展以促進(jìn)中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)研發(fā)的資金投入與技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，推進(jìn)中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)代化，有助于開拓更廣闊的海外市場，并促進(jìn)市場正向循環(huán)的形成。

4.3 優(yōu)化醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)布局，提升國際競爭力

《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值占高技術(shù)制造業(yè)整體產(chǎn)值比例過低（2019年占比3.5%）[16]，政府應(yīng)將醫(yī)藥制造業(yè)作為重點(diǎn)扶持與培育對象，針對不同類型的產(chǎn)品出口制定不同的引導(dǎo)政策，減少不必要的出口程序，完善港口服務(wù)，提高出口效率。應(yīng)加強(qiáng)粵東西北地區(qū)原料藥生產(chǎn)及加工一體化，加快醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)基地建設(shè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局，助力珠三角核心醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大。應(yīng)完善廣東省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)鏈，通過優(yōu)勢互補(bǔ)、結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)整體水平的提高。在粵港澳大灣區(qū)發(fā)展機(jī)遇下，應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)地與香港、澳門地區(qū)醫(yī)藥領(lǐng)域的合作;支持澳門中藥質(zhì)量研究國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室伙伴實(shí)驗(yàn)室和香港特別行政區(qū)政府中藥檢測中心發(fā)揮其優(yōu)勢，與內(nèi)地科研機(jī)構(gòu)共同建立國際認(rèn)可的中醫(yī)藥產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，加快推進(jìn)貿(mào)易出口以及國際競爭力的提升。

5 結(jié)語

綜上所述，廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值與技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)投入存在均衡關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新能顯著提高出口交貨值，出口交貨值對研發(fā)投入有顯著的正向促進(jìn)作用，研發(fā)資金投入又能夠顯著地促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，三者間聯(lián)系密切、相互影響。為促進(jìn)廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口，應(yīng)重視技術(shù)改造與研發(fā)投入，打造高技術(shù)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮嶺南中醫(yī)藥產(chǎn)品的特色，增強(qiáng)優(yōu)勢出口醫(yī)藥產(chǎn)品的技術(shù)競爭力，優(yōu)化醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)布局，提升國際競爭力。廣東省醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易對于提升醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、轉(zhuǎn)型高質(zhì)量發(fā)展意義重大，政府與企業(yè)都應(yīng)把握住粵港澳大灣區(qū)的發(fā)展機(jī)遇，促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易與技術(shù)創(chuàng)新水平相互促進(jìn)的良性循環(huán)。

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（收稿日期：2020-11-25 修回日期：2021-02-17）

（編輯：孫 冰）