目的:探討我國對外經(jīng)濟貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)之間的互動關(guān)系,為我國對外經(jīng)濟貿(mào)易活動及醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展提供參考。方法:收集國家統(tǒng)計局、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》等公布的1998-2018年我國對外經(jīng)濟貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù),參考相關(guān)文獻方法,構(gòu)建包含對外經(jīng)濟貿(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)則重要性法對數(shù)據(jù)指標(biāo)賦權(quán),采用線性加權(quán)法計算綜合評價指標(biāo)結(jié)果,采用向量自回歸模型對我國對外經(jīng)濟貿(mào)易與醫(yī)藥制造業(yè)的關(guān)系進行研究分析,并提出相應(yīng)建議。結(jié)果與結(jié)論:從協(xié)整檢驗結(jié)果來看,我國對外經(jīng)濟貿(mào)易的發(fā)展對于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定的促進作用和帶動作用(相關(guān)系數(shù)為0.432 918);從格蘭杰因果檢驗結(jié)果來看,對外經(jīng)濟貿(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)展不是對外經(jīng)濟貿(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,我國對外經(jīng)濟貿(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,但對外經(jīng)濟貿(mào)易對醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展影響的貢獻較小。建議我國醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)及時把握市場需求和貿(mào)易機會,通過提供高質(zhì)量的醫(yī)藥品進一步擴大經(jīng)營規(guī)模;充分利用新型貿(mào)易方式,加快醫(yī)藥品在對外經(jīng)濟貿(mào)易活動中的流通速度和效率,以進一步拓寬其國內(nèi)外市場;國家應(yīng)盡快制定和完善對醫(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,以推動醫(yī)藥制造業(yè)快速發(fā)展,實現(xiàn)對外經(jīng)濟貿(mào)易和醫(yī)藥制造業(yè)相互促進的良性循環(huán)。
【部分圖文】：

(1)ADF檢驗。首先，將表3中的數(shù)據(jù)錄入Eviews10.0軟件，分別對對外經(jīng)濟貿(mào)易（記為WM）和醫(yī)藥制造業(yè)（記為YZ）的綜合評價指標(biāo)結(jié)果進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果顯示均含有單位根，表示兩組數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)時間序列。隨后，對取過對數(shù)后的數(shù)據(jù)（分別記為LNWM、LNYZ）進行ADF檢驗，結(jié)果見表4（表中，c代表截距，t代表趨勢）。由表4可見，經(jīng)檢驗，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)時間序列，說明可對兩組數(shù)據(jù)進行VAR模型的構(gòu)建[15]。(2）數(shù)據(jù)協(xié)整性檢驗。為進一步確保數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，對兩組數(shù)據(jù)進行協(xié)整關(guān)系檢驗[16]。利用Eviews 10.0軟件對二者進行協(xié)整分析，并獲得協(xié)整方程如下：LNYZ=0.432 918LNWM-0.706 265(R2=0.584,F=26.635）。對所構(gòu)建方程的殘差進行ADF檢驗，并設(shè)置殘差變量為RES[17]。經(jīng)計算，變量殘差RES單位根檢驗值為-4.645，表明殘差變量RES為平穩(wěn)時間序列，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，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，相應(yīng)的LNYZ會增加0.432 918%，即從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，我國對外經(jīng)濟貿(mào)易的發(fā)展對于醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定的促進作用和帶動作用。

(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，對外經(jīng)濟貿(mào)易對于來自醫(yī)藥制造業(yè)的擾動未作出立即響應(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)對于來自對外經(jīng)濟貿(mào)易的擾動非常明顯，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)，隨著時間的增加LNYZ的貢獻度逐漸增加，并于第10期時達到了最高值24.07%；在LNYZ的方差分解中，LNWM對LNYZ在第1期即作出了響應(yīng)，貢獻度為0.07%，從第2期時開始出現(xiàn)了較快速的增長，并于第10期逐漸穩(wěn)定于5%左右�？梢�，對外經(jīng)濟貿(mào)易對醫(yī)藥制造業(yè)在最初時期就存在一定的貢獻度和影響，但后期貢獻度不大，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影響，對外經(jīng)濟貿(mào)易在醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展中起一定的輔助促進作用。

(6）方差分解。在LNWM的方差分解中，LNWM對來自LNYZ的沖擊在第1期未作出響應(yīng)，在第2期開始響應(yīng)，隨著時間的增加LNYZ的貢獻度逐漸增加，并于第10期時達到了最高值24.07%；在LNYZ的方差分解中，LNWM對LNYZ在第1期即作出了響應(yīng)，貢獻度為0.07%，從第2期時開始出現(xiàn)了較快速的增長，并于第10期逐漸穩(wěn)定于5%左右�？梢�，對外經(jīng)濟貿(mào)易對醫(yī)藥制造業(yè)在最初時期就存在一定的貢獻度和影響，但后期貢獻度不大，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影響，對外經(jīng)濟貿(mào)易在醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展中起一定的輔助促進作用。3 分析與討論
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