【摘要】随着世界经济一体化深入发展,企业进行海外投资愈加频繁,世界经济联系愈发紧密。国家对中医药健康服务业的重视,中医药健康服务的需求在世界上不断增长,中医药产业结构的不断调整,“一带一路”沿线国家的贸易合作越来越紧密,使中医药健康服务业逐渐成为中国医药企业的海外投资热点。
中医药健康服务业进行海外投资受多方面影响,而本文探究对外开放度对其的影响,因此首先分析了2000-2018年的中国对外开放度情况;其次,对我国中医药健康服务业的海外投资现状进行了梳理;继而,又分析了我国中医药健康服务业海外投资的主要形式;通过构建面板回归模型,运用实证方法,分析对外开放度对中医药健康服务业海外投资的影响。
结果表明,长期内贸易开放度提高能够促进我国中医药健康服务业的海外投资,而投资开放度和服务贸易开放度可以在短期内促进我国中医药健康服务业的海外投资;贸易开放度和我国中医药健康服务业海外投资额之间互为强格兰杰原因,贸易开放度的变化对我国中医药健康服务业海外投资额有较强影响,但投资开放度和服务贸易开放度与我国中医药健康服务业海外投资额之间互为弱格兰杰因果关系;贸易开放度和投资开放度的变动受自身影响较大,受中医药健康服务业海外投资的影响较小。随后根据实证分析的结果,提出了相关的政策意见。
【关键词】对外开放度;中医药;健康服务业;对外投资
1前言
随着世界经济一体化深入发展,企业进行海外投资愈加频繁,世界经济联系愈发紧密。国家对中医药健康服务业的重视,中医药健康服务的需求在世界上不断增长,中医药产业结构的不断调整,“一带一路”1沿线国家的贸易合作越来越紧密,使中医药健康服务业逐渐成为中国医药企业的海外投资热点。中医药健康服务业海外投资一定程度上对于发展中医药健康服务业是起到促进作用的,让中医药企业在资本寒冬下找到一线希望,更可能在调整的产业结构下带来新的利润增长点。当然,影响中医药健康服务业海外投资的因素不可忽略。本文则针对对外开放度这一因素对中医药健康服务业海外投资的影响进行研究,以其能针对问题找出其关系以及给出相应建议,推动其发展。
1.1研究背景与研究意义
1.1.1 研究背景
国家发展改革委、国家中医药管理局等部门共同发布的《促进健康产业高质量发展行动纲要(2019—2023年)》中提及到要提高中医药健康服务的质量,呼吁鼓励通过民间的力量去建立中医药服务相关机构,保持并增强中医药的传统服务贸易有利条件,并且推进中医药的服务贸易与互联网结合起来,支持有能力的企业通过各种投资方式。通过不断沟通与合作,推进中医药健康服务业的发展[1]。中医药健康服务是运用中医药理念、方法、技术维护和增进人民群众身心健康的活动,主要包括中医药养生、保健、医疗、康复服务,涉及健康养老、中医药文化、健康旅游等相关服务[2]。XX及企业积极利用中医药所具有的特点,有利于帮助中医药事业充分发展,促进中医药健康服务业的发展。除此之外,通过上述措施,也有利于充分优化医药卫生体制、增强人民的身体素质、转变经济发展方式。
由于中国产业结构逐渐优化,中国企业进行海外投资不断向支持结构调整和转型升级的领域转移,中国企业不断在全球价值链上价值较高的项目进行投资。目前,中医药已经宣传到世界上一百多个国家和地区,尤其是最近这几年中医药健康服务在亚洲、欧洲发展得特别快,这使中医药健康服务业进行海外投资具有后发优势,中医药健康服务业在海外进行投资正处于关键阶段。其他国家和地区越来越重视中医药。与此同时,中医药健康服务业海外投资的积极性受多方面影响,对外开放度则是其中一个重要因素。因此,分析对外开放度对中医药健康服务业海外投资的影响,是当前亟需解决的问题。
1.1.2 研究意义
海外投资对推动对中医药健康服务业发展有诸多意义,其可以推动中医药传承创新、促进中医药走向世界、加强国家人文交流、使他国人民也能享受中医药健康服务。而在中国企业进行海外投资的过程中,对外开放度对其有着深刻影响。
本文利用我国2000-2018年有关数据,通过构建空间自相关模型和空间误差模型,实证分析了对外开放度对中医药健康服务业海外投资的影响。目的是为海外投资者在中医药健康服务业方面作相关决策时提供参考,提高决策的可行性与合理性,为XX制定相应的中医药事业发展政策提供支持,从而间接推动我国中医药健康服务业的海外发展。
2国内外文献综述
由于我国中医药健康服务业海外投资是近几年才兴起的,专门针对此方面的
研究不是很多,所以笔者还查阅了对外开放度和中医药健康服务业海外投资的相关研究文章,以便开拓思路,拓宽视野。
2.1国外研究现状
John Z (2007)预估世界各国医疗旅游市场规模即将增加到1000亿美元。内容中透露了每个国家为吸引医疗游客而增加的投资。作者认为,医疗旅游可能会对发展中国家的公共卫生服务构成挑战[21]。
Richard D Smith(2004)全球化是卫生政策制定者面临的关键挑战。这方面的一个重要方面是卫生服务的直接贸易,这是跨国公司的崛起,卫生保健筹资面临的挑战,边界薄弱以及技术改进为卫生保健“外国直接投资”(FDI)的增加创造了空间[22]。
2.2国内研究现状
白琦瑶等(2018)归纳国内中医药服务贸易的发展状况,提出“一带一路”战略为中医药服务贸易发展创造的机会,并提出了相关的发展建议[3]。
孟方琳等(2018)分析中医药服务贸易目前遇到的主要问题,认为促进中医药服务贸易的发展,要建设在世界上具有竞争和发展潜力的中医药服务实体;增强中医药产业链的可持续发展性;将中医药结合不同类别创造新的模式等[4]。
倪郭明等(2018) 认为应该根据在不同国家和地区选择具代表性的大健康2产业发展案例,归纳经验,摸索规律,为我国大健康产业发展提供借鉴[5]。
杨帆(2018)表示目前旺盛的需求以及健康服务体系内部的活力的共同作用下,中医中药领域的发展有了新转机,并提出了相关的建议[6]。
侯胜田等(2019)归纳了阻碍中医药服务贸易发展的因素和提出相关发展策略,探讨研究内容、方法等方面存在的问题[7]。
2.3文献述评
这些年来,中医药的飞快发展使得越来越多的学者对中医药健康服务业以及中医药健康服务业海外投资的影响因素进行研究,通过上述所整理的文献,不难发现,无论是国内研究还是国外研究,大多研究重点都是放在中医药健康服务业发展政策和模式的研究和探讨,而中医药健康服务业海外投资是其发展的一种模式,因此研究对外开放度对中医药健康服务业海外投资的影响,是关系中医药健康服务业发展模式探索的重要问题。但是,对外开放度并不是影响中医药健康服务业海外投资的唯一因素,要想更高效地促进中医药健康服务业海外投资发展,需要加强各方面的协调配合,探讨影响因素并对症下药,为中医药健康服务业海外投资创造更加良好的环境,甚至构建一个完整的体系,为中医药健康服务业海外投资的发展方向提供指导。
本文采用查找详细资料和数据等方法,参考对外开放度的理论基础和利用数据进行实证分析,利用图表更加直观地表达,同时加以文字表述,计算出对外开放度的综合得分,研究对外开放度对中医药健康服务业海外投资的影响,本文在这些分析的基础上构建了向量自回归模型测算对外开放度对中医药健康服务业的影响效应的程度和特征、最终得出相关的政策建议。
3中医药健康服务业海外投资现状
根据我国《对外直接投资统计制度》,对外直接投资指中国国内投资者以现金、实物、无形资产等方式在国外及港澳台地区设立、购买国(境)外企业(机构),并以控制该企业(机构)的经营管理权为核心的经济活动[9]。
本文所涉及的中医药健康服务业海外投资主要为:一国企业、私人或者XX等资本持有者对另一国中医药健康服务产业所进行的对外直接投资[10]。
3.1中医药健康服务产业海外投资的内容
海外投资涉及不同的领域,从最基础的中医药治疗服务到中医药增值业务,同时考虑人们对于中医药健康服务需求,而中医药健康服务业海外投资的内容有以下五个方面。
表3-1中医药健康服务业海外投资的内容
涉及领域 | 服务内容 |
医疗服务 | 中医药治疗:中医全科诊疗的优秀临床经验、中医针灸、中药方剂、拔罐、刮痧、按摩等
中医药养生方案、中医药保健、远程医疗等内容 |
教育服务 | 以中医药为主要内容的各种形式的教育服务:学历教育、技能培训、继续教育、远程教育等内容 |
科技服务 | 学术交流、科研外包、科技咨询、知识产权使用、科研联合等内容 |
文化娱乐服务 | 中医药医疗旅游、音像制品、广告等内容 |
其他类服务 | 随着科技进步而进一步更新的内容 |
3.2中医药健康服务产业海外投资的主要形式及发展现状
3.2.1中医医疗服务机构
2016年,在海外设立的中医诊所接待过超过30多万的海外病人,年营业收入达到8亿美元,可知中医药的治疗价值越来越受到国际的认可,未来海外发展的趋势越来越好。瑞士(莲福) 中医药集团在瑞士开设了约21家中医诊所,是瑞士目前最大的中医诊所连锁机构,另外,该集团还在德国和X开设的中医诊所[11]。国外大部分的中医医疗服务机构都是通过独立经营型和连锁经营型等商业模式运营,主要提供中医治疗和针灸等服务[12]。海外中医医疗的运营主要是小众的个体诊所、医疗保健中心,但市场分布面较广。
3.2.2中医药教育机构
中医药健康服务业逐渐在海外扩张,产业人才需求越来越大,更多的人加入到了中医药教育课程中。中医药企业在海外投资的其中一种重要方式之一,就是在海外开设中医药教育机构或者和海外的大学合作办校。在海外开设中医药教育机构有着特别的优点和可观前景,由于在中医药方面中国比较权威,并且其体现的价值也逐渐被外界重视,因此国内高校及研究机构逐渐关注这一类机构的发展。一些中医药院校、研究机构、医疗机构,甚至是医药集团,逐渐探索在中医药服务贸易的框架内增加多种形式的海外办学,在已有平台上提供中医药教育服务,从而全面构建实体中医药教育机构,这样可以更加快速直接地促进中医药在海外的传播与发展。
3.2.3联合实验室
《国家中长期教育改革和发展规划纲要( 2010—2020年) 》中[23],鼓励具有特色的学科,学院办学时应该更加具有国际化视野,赞成积极投入到国家组织之间的学术交流,鼓励与国外具有高质素教育、科研机构共同设立合作研发基地[13]。中医药健康服务业进行海外投资的另一种重要方式是与国外平台一起设立联合实验室,目的是为了进行中医药这一方面的疾病防控治疗实验研究,中方可提供中医药相关经验,国外可提供高科技研究设备,而研究成果大家共享。现在,大量国外中医药研究任务与中医药研究机构密切关联。近段时间,全球内的中医药研究机构数量明显处于增长状态,只计算X的中医研究机构就有150多个。
3.2.4中医药健康服务企业
中医药健康服务企业有两种类型,一种是单独出资建立的中医药健康服务企业,另一种是国内和国外共同出资建立的中医药健康服务企业。共同出资建立的企业可互相利用双方的资源 ,如先进管理经验、资金等,缺点是控制权减少,受监管部门增多,投资回报相对较少;独资设立的企业的优势是可以把对企业资产控制权、所有权、收益权、经营权结合起来,但劣势是需要投入较多的资金、不能充分利用双方资源以及风险较大。
3.2.5中医药中心
到目前为止,中国已经有16个中医药海外中心,分布在“一带一路”沿线的国家和地区,为研究人员提供了资源丰富的医学、教育、科研合作平台[14],有力地促进了中国与“一带一路”国家的友好往来,进一步实施 “一带一路”,同时也带动了沿线国家的产业和经济发展。中医药中心设立和管理的方式主要是XX主导或教育机构间合作,而投资的主要目标是为了弘扬中医药传统文化,推动中医药在全球发展,让国外的人也能体验中医药治疗的功效[24]。现在中医药中心在经营管理过程中依然有许多问题等待解决,比如缺乏具备充分知识的人员、缺少运营资源、在海外知名度不足,因此中国投资者需要对发展方案不断更新,以适应变化。
4 模型构建与实证分析
4.1 模型建立、指标选取与数据来源
4.1.1 模型建立
为了解决很难辨别传统回归模型中外生变量和内生变量等问题,因此建立VAR模型,而这也常用于经济学研究中[15]。本文应用VAR模型,如公式(1)所示。其中Y表示内生三维变量向量,(i=1,2…p)表示各向量的系数矩阵,P表示内生变量的滞后阶数,表示随机扰动项。
(1)
4.1.2对外开放度的界定
查阅资料,可知现在还没有一个一致的对于对外开放度的定义,不同的定义会使对外开放度测量结果产生差异,首先,要厘清对外开放度的定义以及不同定义之间的关系,总结出主要有两类观点。第一类,对外开放度等同于外贸依存度。学者小岛清(1987)最早提出了对外开放度的观念,即一国的经济与对外贸易的程度相关[16]。据此,外贸依存度的计算方法是:贸易依存度=对外贸易总额/国民生产总值。另一类,随着研究的不断推进,另外一些学者,如黄德发(2000)、刘朝明和韦海明(2001)认为,随着全球商品和服务进出口的限制逐步减少、以跨国公司为主体的对外直接投资在逐渐地扩展规模和改变形式下,一国对外开放度的测量不能仅局限于某一个方面、某一部分,应充分吸收最新的经济要素,构建更趋合理的指标体系[8]。所以本文对外开放程度的综合计量主要从贸易开放、投资开放和服务贸易开放三个方面进行研究。
4.1.3 对外开放度的测定
本文主要目的是为了研究对外开放度对某一国家产业海外投资的影响,所以,测量对外开放程度要尽量体现一个国家对外开放规模和水平,结合中国中医药健康服务业的现实现状和数据查找的难易程度,本文借鉴付磊(2019)和王长泽(2018)等的实证方式,选择如下三个,即贸易开放度、投资开放度以及服务贸易开放度,作为对外开放度的一级指标变量,主要用作权衡在贸易方面的开放程度的指标变量是贸易开放度;主要用作权衡在外商投资方面的开放程度的指标变量是投资开放度;主 要 用 作 权 衡 在 服 务 贸 易 方 面 的 开 放 程 度 的 指 标 变 量 是 服 务 贸 易 开 放 度。贸 易 开 放 度 的 定 义 为 一 国 某 年 进 出 口 贸 易 金 额 在 该 国 当 年 GDP总 额 占 多 大 比 重。具体计算公式为:
式中:为i国家在j年的进口总额;
为i国家在j年的出口总额;
为i国家在j年的生产总值;投资开放度选取外商直接投资(
的比值来表示,服务贸易开放度选取服务贸易进出口总额
的比值来表示,具体如下表所示:
表4-1对外开放度指标体系
一级指标变量 | 测算值 |
贸易开放度(Trade) | ![]() |
投资开放度(Invest) | ![]() |
服务贸易开放度(Service Trade) | ![]() |
我们将上述三个变量综合考虑,用于测量对外开放度,原因是在经济经活动越来越超越国界过程之中,三个指标所蕴含的意义都是中国进行对外开放的关键举措,只有将三者综合考量,才能更充分地测量中国对外开放的程度。
参考已有资料的做法以及本文的研究目的适合采用主成分分析法。主成分分析法生成的指数能够更好地体现差异性。它的基本原理是给赋予较大差异的变量更多的权重,赋予较少差异的变量以相对小的权重[16]。
构建的模型为:如果有 n 个研究单元,待测算的指标体系中包含 m 个旧变量(),我们假设有新变量为
(r≤m),其中
不能互相线性表示,且为
的线性组合。则新变量
分别代表第一、第二、第三 、…、第 r 主成分指标。
基于2009年到2018年的中国货物进出口总额、实际利用外商直接投资和中国服务贸易进出口总额的面板数据,使用SPSS软件得出中国的对外开放度得分。
旧变量相关系数如表4-2所示:
表4-2旧变量的相关系数
相关系数 | 进出口 | 实际利用外资 | 服务贸易进出口 | |
Trade | 1 | 0.218 | 0.439 | |
Visit | 0.218 | 1 | -0.671 | |
Service Trade | 0.439 | -0.671 | 1 |
表4-3解释总方差(累计贡献率)
初始特征值提取平方和载入 | ||||||
成分 | 合计 | 方差的% | 累积的% | 合计 | 方差的% | 累积的% |
1 | 1.715 | 57.163 | 57.163 | 1.715 | 57.163 | 57.163 |
2 | 1.197 | 39.903 | 97.066 | 1.197 | 39.903 | 97.066 |
3 | 0.088 | 2.934 | 100.000 | |||
提取方法:主成分分析 |
表4-4主成分荷载矩阵
旧变量成分 | |||
1 | 2 | ||
Trade | 贸易开放度 | 0.351 | 0.926 |
Invest | 投资开放度 | -0.805 | 0.567 |
Service Trade | 服务贸易开放度 | 0.971 | 0.134 |
故
表4-5 2000-2018中国对外开放度得分
年份 | 对外开放度得分 |
2018 | 0.108602099 |
2017 | 0.110647567 |
2016 | 0.112953911 |
2015 | 0.124412696 |
2014 | 0.134747912 |
2013 | 0.139348309 |
2012 | 0.143797318 |
2011 | 0.15102036 |
2010 | 0.154234477 |
2009 | 0.139676474 |
2008 | 0.18301474 |
2007 | 0.20234564 |
2006 | 0.206856145 |
2005 | 0.196010392 |
2004 | 0.176424862 |
2003 | 0.152693163 |
2002 | 0.127106572 |
2001 | 0.113821698 |
2000 | 0.114870632 |
4.1.4 数据来源及处理
经过搜集与分析数据的重要程度,本文主要利用2000-2018年中经网产业数据库–医药库,以及《中国统计年鉴》中的国内生产总值、进出口总额、服务贸易进出口额和实际利用外资额的数据进行处理。由于直接进行数据利用,容易造成数据的波动,导致数据出现异方差,从而得出的结论不科学的问题,因此,先将以上四个变量取自然对数得。
4.2 实证分析
4.2.1平稳性检验
本文使用ADF方法对变量进行平稳性检验,目的是防止出现伪回归问题,若原始数据不平稳,就要通过差分法来除去原始时间序列存在的确定趋势或者随机趋势,结果如下表4-6所示。
由检验结果得出,ADF 值都不能分别在5%、1% 显著性水平下拒绝原假设,因此表明四个变量的原序列都是非平稳的。而能够通过显著性水平检验的结果是二阶差分序列,因此可认为都为二阶平稳序列。
表4-6平稳性检验结果
变量 | 检验形式(c,t,n) | ADF值 | 是否平稳 |
![]() |
(c,t,0) | -1.67 | 否 |
![]() |
(c,0,0) | -5.31*** | 是 |
![]() |
(c,0,0) | -2.31 | 否 |
![]() |
(0,0,0) | -9.71*** | 是 |
![]() |
(0,0,2) | -1.67 | 否 |
![]() |
(0,0,0) | -4.48** | 是 |
![]() |
(c,t,1) | -2.48 | 否 |
![]() |
(c,0,1) | -5.86*** | 是 |
4.2.2 协整检验
由上述结果得知都是二阶平稳序列,因此对处理过的数据进行协整检验,以确定对外开放度和中医药健康服务业海外投资之间的关系。Johansen 检验法是本文采用的方法,对
进行协整检验,而在这个步骤前,要先确定适合的滞后阶数,需要比较不同滞后期中模型的AIC和SC值,如果都为最小时,那么就是最优滞后期[17]。观察表4-7,当滞后阶数为2 时,AIC和SC的信息标准一致(以“*” 标记),所以2为最优滞后阶数,得出的结果如表5-3所示。在5%的显著性水平下,可以拒绝“没有协整关系”这一原假设,由此得出四个变量之间至少存在一个协整关系。
通过标准化之后,得到协整检验的结果,得出协整向量(1.00,-1.86,2.15)。中医药对外出口额()、 贸易开放度(
)投资开放度(
)和服务贸易开放度(
)之间的协整方程为:
(2)
(0.38) (0.18) (1.14)
由服务贸易开放度计算公式可知,中医药对外出口额与贸易开放度负相关,与投资开放度正相关,与服务贸易开放度正相关。贸易开放度对我中医药对外出口的抑制作用比服务贸易开放度和投资开放度对我国中医药对外出口的促进作用比更弱。
表4-7 最优滞后阶数检验结果
Lag | LogL | LR | FPE | AIC | SC | HQ |
0 | 47.28855 | NA | 7.22e-08 | -5.092770 | -4.896720 | -5.073283 |
1 | 118.0222 | 99.85921* | 1.24e-10 | -11.53202 | -10.55177 | -11.43458 |
2 | 144.3415 | 24.77119 | 5.53e-11* | -12.74606* | -10.98161* | -12.57067* |
表4-8 协整检验结果
Hypothesized | Trace | 0.05 | ||
No. of CE(s) | Eigenvalue | Statistic | Critical value | Prob.** |
None* | 0.904461 | 81.12135 | 47.85613 | 0.0000 |
At most 1* | 0.831657 | 41.20152 | 29.79707 | 0.0016 |
At most 2 | 0.389860 | 10.91177 | 15.49471 | 0.2170 |
At most 3 | 0.137398 | 2.512625 | 3.841466 | 0.1129 |
4.2.3 VAR模型分析
构建VAR模型 ,其滞后阶数为2得出模型的详细结果输出如式(3)所示。由输出结果得知构建的VAR模型的可决系数等于0.99,调整后的可决系数也等于0.99,二者都接近于1,说明方程(3)的拟合效果非常好,用该式来表达本文3个变量间的关系是可信的。
对 VAR 模型的每一序列分别进行单位根检验,如果AR结果都在单位圆内,则说明VAR满足平稳性条件[18]。由检验结果图4-1可以知道,AR 根的模均在单位圆内,因此是一个稳定的VAR模型,也意味着对外开放度与中医药健康服务业对外投资有关,对模型进行下一步检验分析所得结果都是有效的。
4.2.4 格兰杰因果关系检验
观察协整检验结果,可以得知中国中医药对外出口额( )、 贸易开放度()投资开放度()和服务贸易开放度()之间的协整关系是长期稳定。之后我们要确定是否有因果关系存在于这种协整关系当中。如果变量之间互相依赖,则存在因果关系。为了确定它们之间是否存在先后的因果关系,需要通过格兰杰因果关系检验。检验得出的的结果如表4-9所示。
表4-9 格兰杰因果关系检验结果
滞后阶数(期) | 原假设 | F统计量 | P值 | 是否接受原假设 |
LnX1 不是 LnY 的格兰杰原因 | 4.69917 | 0.0467 | 否 | |
LnY 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 10.1210 | 0.0062 | 否 | |
LnX2 不是 LnY 的格兰杰原因 | 8.19953 | 0.0118 | 否 | |
LnY 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 0.29776 | 0.5933 | 是 | |
LnX3 不是 LnY 的格兰杰原因 | 5.52543 | 0.0328 | 否 | |
1 | LnY 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 0.46371 | 0.5063 | 是 |
LnX1 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 7.00208 | 0.0183 | 否 | |
LnX2 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 0.25947 | 0.6179 | 是 | |
LnX1 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 12.5910 | 0.0029 | 否 | |
LnX3 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 2.45071 | 0.1383 | 是 | |
LnX2 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 0.36046 | 0.5572 | 是 | |
LnX3 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 0.00072 | 0.9789 | 是 | |
LnX1 不是 LnY 的格兰杰原因 | 1.08792 | 0.3680 | 是 | |
LnY 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 6.80470 | 0.0106 | 否 | |
LnX2 不是 LnY 的格兰杰原因 | 6.69989 | 0.0111 | 否 | |
LnY 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 2.65747 | 0.1108 | 是 | |
LnX3 不是 LnY 的格兰杰原因 | 2.68459 | 0.1087 | 是 | |
2 | LnY 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 0.25507 | 0.7790 | 是 |
LnX1 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 5.11459 | 0.0247 | 否 | |
LnX2 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 3.20403 | 0.0767 | 是 | |
LnX1 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 7.61854 | 0.0073 | 否 | |
LnX3 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 1.72173 | 0.2201 | 是 | |
LnX2 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 1.25243 | 0.3206 | 是 | |
LnX3 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 0.33546 | 0.7215 | 是 | |
LnX1 不是 LnY 的格兰杰原因 | 0.90718 | 0.4751 | 是 | |
LnY 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 5.28508 | 0.0224 | 否 | |
LnX2 不是 LnY 的格兰杰原因 | 3.91941 | 0.0483 | 否 | |
LnY 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 1.06535 | 0.4111 | 是 | |
LnX3 不是 LnY 的格兰杰原因 | 5.21884 | 0.0232 | 否 | |
3 | LnY 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 0.41883 | 0.7439 | 是 |
LnX1 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 4.86109 | 0.0281 | 否 | |
LnX2 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 1.10886 | 0.3952 | 是 | |
LnX1 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 5.27157 | 0.0226 | 否 | |
LnX3 不是 LnX1 的格兰杰原因 | 1.04314 | 0.4195 | 是 | |
LnX2 不是 LnX3 的格兰杰原因 | 0.84538 | 0.5029 | 是 | |
LnX3 不是 LnX2 的格兰杰原因 | 1.39286 | 0.3069 | 是 |
由表4-9可知:
两个变量的因果关系消失,剩下的变量因果关系为单项。说明中国中医药海外投资额增长的关键来源并非投资开放度和服务贸易开放度,并且在长时间内外资开放度也不会受其影响而产生显著变化,不过从很长一段阶段来观察,我国中医药健康服务业海外投资额的增长会对我国贸易开放度造成影响,即中医药健康服务海外投资额所得外汇增加会影响我国的贸易开放度。
4.2.5脉冲响应函数分析
通常,在模型当中一个指标的系数仅能够体现该项指标对被解释变量的影响,但却不能够充分体现不同变量互相的动态关系。本文根据建立的模型,对其进行脉冲影响分析,给模型给予一个标准差大小的脉冲冲击,从而得出该模型整体的变化情况,本文选用滞后2期数为10年。分析结果如图4-2所示。
4.2.6方差分解
通过研究各变量的变化对内生变量变化的贡献程度,从而得出不同变量冲击重要性是方差分解的分析方法[19]。本文选定的滞后期为10年,结果如下表所示。
表4-10的方差分解
Variance Decomposition of LNY: | |||||
Period | S.E. | LNY | LNX1 | LNX2 | LNX3 |
1 | 0.049836 | 100.0000 | 0.000000 | 0.000000 | 0.000000 |
2 | 0.065202 | 82.49521 | 0.652344 | 11.54047 | 5.311978 |
3 | 0.142254 | 34.61394 | 0.141211 | 59.54081 | 5.704042 |
4 | 0.200874 | 35.71716 | 0.246349 | 60.64004 | 3.396449 |
5 | 0.216338 | 36.80392 | 0.240034 | 59.95462 | 3.001426 |
6 | 0.218853 | 36.05222 | 0.263658 | 60.70498 | 2.979142 |
7 | 0.223296 | 34.66034 | 1.082600 | 61.39359 | 2.863468 |
8 | 0.238101 | 31.52324 | 2.879851 | 62.83751 | 2.759398 |
9 | 0.256327 | 30.24440 | 4.014531 | 63.13265 | 2.608414 |
10 | 0.266059 | 29.98285 | 4.429978 | 63.10817 | 2.478999 |
表4-11
的方差分解
Variance Decomposition of LNX1: | |||||
Period | S.E. | LNY | LNX1 | LNX2 | LNX3 |
1 | 0.085388 | 13.11589 | 86.88411 | 0.000000 | 0.000000 |
2 | 0.114448 | 7.452652 | 90.26516 | 1.488402 | 0.793785 |
3 | 0.123097 | 6.494253 | 91.51395 | 1.299164 | 0.692630 |
4 | 0.128695 | 7.146419 | 85.64606 | 6.425923 | 0.781599 |
5 | 0.138346 | 10.96201 | 74.43156 | 13.61218 | 0.994254 |
6 | 0.144136 | 13.42319 | 68.76592 | 16.83066 | 0.980219 |
7 | 0.145282 | 13.62436 | 67.77425 | 17.63340 | 0.967995 |
8 | 0.145991 | 13.49524 | 67.13839 | 18.40760 | 0.958769 |
9 | 0.148257 | 13.25694 | 65.45780 | 20.31682 | 0.968445 |
10 | 0.152347 | 13.54465 | 62.50228 | 22.93643 | 1.016636 |
表4-12
的方差分解
Variance Decomposition of LNX2: | |||||
Period | S.E. | LNY | LNX1 | LNX2 | LNX3 |
1 | 0.052679 | 14.20286 | 4.184725 | 81.61241 | 0.000000 |
2 | 0.070334 | 14.77319 | 3.325942 | 81.52939 | 0.371475 |
3 | 0.099840 | 17.96542 | 4.302605 | 76.27189 | 1.460080 |
4 | 0.113606 | 18.87172 | 5.641512 | 74.29037 | 1.196398 |
5 | 0.120962 | 18.51676 | 6.351739 | 73.97516 | 1.156350 |
6 | 0.126469 | 17.42252 | 7.675618 | 73.83413 | 1.067731 |
7 | 0.132971 | 16.46116 | 9.015625 | 73.45831 | 1.064905 |
8 | 0.140678 | 16.08824 | 10.02180 | 72.81544 | 1.074525 |
9 | 0.146654 | 16.11289 | 10.61483 | 72.20957 | 1.062704 |
10 | 0.150448 | 15.97896 | 11.07706 | 71.90656 | 1.037423 |
表4-13
的方差分解
Variance Decomposition of LNX3: | |||||
Period | S.E. | LNY | LNX1 | LNX2 | LNX3 |
1 | 0.046406 | 49.56195 | 13.84769 | 23.41909 | 13.17127 |
2 | 0.057860 | 31.98270 | 29.45637 | 24.77711 | 13.78382 |
3 | 0.070542 | 25.93041 | 35.90577 | 28.75343 | 9.410400 |
4 | 0.072590 | 27.53558 | 35.72057 | 27.65280 | 9.091046 |
5 | 0.073833 | 27.32869 | 34.69365 | 28.78548 | 9.192180 |
6 | 0.077627 | 29.65689 | 31.50725 | 30.23712 | 8.598750 |
7 | 0.078282 | 30.14822 | 31.62628 | 29.75739 | 8.468103 |
8 | 0.078942 | 29.97794 | 31.65888 | 29.93504 | 8.428146 |
9 | 0.079356 | 30.50022 | 31.34589 | 29.77927 | 8.374618 |
10 | 0.079659 | 30.28168 | 31.20375 | 30.15069 | 8.363882 |
从表可看出: 在的波动中,自身解释29.98% 以上,贸易开放度解释0~4.42%,投资开放度解释0~63.11%,服务贸易开放度解释0~2.49%;但是从第一期之后,投资开放度对我国中医药海外投资的影响就已经强于贸易开放度和服务贸易开放度了。说明投资开放度比贸易开放度和服务贸易开放度对中医药海外投资额波动的解释力度更大。在的波动中,自身解释62.50%~86.88%, 0~22.94% 、0~1.01%和 13.12%~13.54%分别由和解释,这说明投资开放度、服务贸易开放度和中医药海外投资额都不是贸易开放度变动的原因。在的波动中,其自身解释71.90% 以上,另外14.20%~18.98%还可由 解释,0~1.02%还可由解释,剩下的部分则由解释,说明投资开放度自身具有较强的惯性,在 的波动中,8.36%~13.17% 可由其自身解释,和可解释的部分分别为 13.85%~31.20% 、23.42%~30.15%和30.28%~49.56%。
4.2.7 实证结果分析
根据2000~2018 年相关数据,本文建立VAR 模型实证分析对外开放度对我国中医药健康服务业海外投资的影响。结果表明:长期内,贸易开放度提高能够促进我国中医药健康服务业的海外投资,而投资开放度和服务贸易开放度可以在短期内促进我国中医药健康服务业的海外投资;贸易开放度和我国中医药健康服务业海外投资额之间互为强格兰杰原因,贸易开放度的变化对我国中医药健康服务业海外投资额有较强影响,但投资开放度和服务贸易开放度与我国中医药健康服务业海外投资额之间互为弱格兰杰因果关系,贸易开放度和投资开放度的变动受自身影响较大,受中医药健康服务业海外投资的影响较小。
5 中医药健康服务业对外投资发展策略
从实证结果可知,长期内,贸易开放度提高能够促进我国中医药健康服务业的海外投资,而投资开放度和服务贸易开放度可以在短期内促进我国中医药健康服务业的海外投资。因此采取能提高对外开放度的措施能够推动中医药健康服务业海外投资的发展,同时也有利于发展中医药事业。
5.1 完善及落实相关政策法规
注重顶层设计,积极支持XX颁布的规划纲要,严格按规定实施。支持不同地区因应环境不同而做出些许变化,根据地区需要制定促进中医药健康服务业海外投资的相关政策。另外,要大力保护知识产权,订立中医药相关专利法规。需要将中医药及中医疗法层面融入到知识产权国际保护中[25],推动中医药知识产权保护体系的建立,从而保障中医药知识的合法权益。除此之外,可以参考国外对于医药方面知识产权保护的经验,与国外知识产权制定者展开交流研讨,交换想法,进行制度的创新,同时积极参与制定相应的国际规则。
5.2 加大宣传和交流,增强海外对中医药健康服务的认识
除了提供科技、教育、医疗和文化娱乐等中医药产品服务贸易,中医药健康服务在全球的发展更为有意义的是在宣扬中医药文化、中医药理论和中医学知识,向国外分享一种有益身心的疗养和生活方式,提倡医疗保健模式的核心是以人为本。实践过程中,可以在国外开展中医药健康服务的宣传活动,为当地居民提供针灸、推拿、拔火罐等免费义诊,让其体验和了解中医药健康服务。另外,与当地医疗机构合作共同治疗,与医生交流中医药健康服务的医治原理与过程,提高中医药健康服务的可信度。除此之外,可以开展中医药健康服务交流会,邀请体验过中医药健康服务的当地居民分享体验中医药健康服务后的感受。
5.3 提高中医药健康服务水平,提供迎合需求的综合服务
进行海外投资时需要关注所提供的服务水平,积极推动建立中医药标准化体系,这对于中医药健康服务的教育以及操作规范性有着非常重要的作用。打造当地信赖和认同的服务品牌,提高中医药健康服务企业在海外市场的竞争力。另外,随着医学模式、疾病谱的变化,人们对中医健康服务的需求越来越多样化,体现在中医医疗、预防、养生、保健、调理等各方面的需求,因此提供健康服务的中医药企业需要在坚守自身特质和优点的根基上,联合现在科技前沿和最新的研究和发展收获,通过不断地的革新和改变,构建出多元服务模式,提供迎合需求的综合服务,以适应国际市场的变化。
5.4加快布局建设,鼓励民间资本境外投资
中医药健康服务业在海外发展必定依赖大量资本的支撑,而大部分中小企业则会面临融资难的问题,获得资金的途径以及容量极其有限,有不少中小企业希望获得相应的融资支持,然而通过银行获取融资的机会非常渺茫。由于这个原因,中小企业慢慢地倾向于寻求其他融资渠道来获得资金支持。而很有效的一个方式就是筹得民间资本,也就是民间融资。继而,鼓励民间资本进行境外投资就成了促进中医药健康服务业在海外发展重要手段。
5.5重视中医药人才的培育
在中医药健康服务业在海外投资的规模不断扩大的过程中,中医药治疗机构、教育培训机构等需要大量的与中医药相关的复合型专业人才。而现在许多学校仍未开设此专业,人才十分紧缺。教育部门可以与中医药企业和相关院校进行沟通合作,培育出适合中医药海外发展的人才,并对企业进行输送,实现端到端的教育优势。另外,由于教育全球化,中国的教育优势越来越受到海外学生青睐。而为留学生提供教育的机构应该不断提高授课内容的质量,设计出适合海外留学生的课程,消除在语言、文化和生活等方面的障碍。
6.结论
由于世界经济向着一体化的趋势发展,企业进行海外投资愈加频繁,世界经济之间的联系更加紧密。国家十分重视中医药健康服务业的发展,中医药健康服务的需求在世界上不断增长,中医药产业结构的不断调整,各个国家的贸易合作越来越紧密,使中医药健康服务业逐渐成为中国医药企业进行海外投资的其中一个热点项目。随着海外友人对中医药价值的认可度不断增强,进行海外投资涉及的领域也在不断增加,从最基础的中医药治疗服务到中医药增值业务,多样化的业务让中医药健康服务业在海外发展更加有活力。
本文首先总结了中医药健康服务业海外投资的内容、主要形式和发展现状,对中医药健康服务业有基本的了解。然后通过查找详细资料和数据等方法,参考对外开放度的理论基础和利用数据进行实证分析,利用图表更加直观地表达,同时加以文字表述,计算出对外开放度的综合得分,并且实证对外开放度对中医药健康服务业海外投资的影响。得出的实证结果为,长期内,贸易开放度提高能够促进我国中医药健康服务业的海外投资,而投资开放度和服务贸易开放度可以在短期内促进我国中医药健康服务业的海外投资。最后从政策、宣传、服务水平、布局建设和人才培养五方面给出了中医药健康服务业对外投资的发展策略。
通过查阅文献和实证分析,可以知道中医药健康服务业在进行海外投资时会遇到各种各样的问题,但也能看出,在海外发展中医药健康服务业有利于推进中医药事业的传承与创新发展,只要有关部门能完善及落实相关政策法规,严格按规定实施;加大宣传和交流,增强海外对中医药健康服务的认识;提高中医药健康服务水平,提供迎合需求的综合服务,以适应国际市场的变化;加快布局建设,鼓励民间资本境外投资,为中小企业争取获得融资的机会;重视中医药人才的培育,教育出与中医药相关的复合型专业人才,一定能让中医药企业在海外进行海外投资更加顺利地进行,让中医药健康服务业得到更好的发展。
参考文献
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