中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)外商直接投資與出口貿(mào)易活動(dòng)關(guān)系研究

王東宇，王素，江雯雯，陳玉文

作者單位：沈陽藥科大學(xué)工商管理學(xué)院，遼寧 沈陽110016

在全球醫(yī)藥行業(yè)高速發(fā)展的今天，中國(guó)已經(jīng)躍居成為全球僅次于美國(guó)的第二大醫(yī)藥市場(chǎng)，并且現(xiàn)已成為全球化學(xué)原料藥的生產(chǎn)和出口大國(guó)。但是，我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)起步晚、基礎(chǔ)差，自主創(chuàng)新能力不足，整體技術(shù)水平與國(guó)際成熟市場(chǎng)仍有較大差距；同時(shí)，我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)仍然以附加值較低、污染較重的化學(xué)原料藥出口為主，而高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重較低；另外，我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)國(guó)際市場(chǎng)開發(fā)力度較低，對(duì)國(guó)際市場(chǎng)信息反應(yīng)遲緩，缺乏聯(lián)合開拓國(guó)際市場(chǎng)的意識(shí)與機(jī)制［1］。這些問題都制約著我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的長(zhǎng)足發(fā)展，因此擴(kuò)大國(guó)際間醫(yī)藥合作，吸收發(fā)達(dá)國(guó)家先進(jìn)的技術(shù)水平和管理經(jīng)驗(yàn)，提高我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)自主創(chuàng)新能力，從而改善醫(yī)藥出口產(chǎn)品的現(xiàn)狀，增強(qiáng)我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力已成為刻不容緩的研究課題。

醫(yī)藥制造業(yè)作為中國(guó)最早引進(jìn)外資的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之一，始終堅(jiān)持合理引進(jìn)外資，積極吸收海外先進(jìn)的經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)，因此通過外商直接投資（FDI）活動(dòng)有效地促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。FDI可以帶來先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，它的進(jìn)入必然會(huì)對(duì)中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的創(chuàng)新能力產(chǎn)生巨大影響。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，全球各大跨國(guó)制藥公司紛紛來中國(guó)進(jìn)行投資并建立獨(dú)資和合資企業(yè)，致使中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的三資企業(yè)數(shù)量逐年上升，進(jìn)一步促進(jìn)了中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和出口活動(dòng)。同時(shí)，出口貿(mào)易活動(dòng)作為影響中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)健康發(fā)展的重要因素，也在一定程度上體現(xiàn)了中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的創(chuàng)新能力和自主研發(fā)水平。2016年國(guó)家工信部編制的《醫(yī)藥工業(yè)發(fā)展規(guī)劃指南》中提到：2015年中國(guó)醫(yī)藥出口額穩(wěn)定增長(zhǎng)，高達(dá)564億美元；出口結(jié)構(gòu)進(jìn)一步完善，制劑和醫(yī)療器械出口比重加大，實(shí)現(xiàn)發(fā)達(dá)國(guó)家制劑市場(chǎng)的銷售突破；海外投資從設(shè)立研發(fā)中心向建立生產(chǎn)基地發(fā)展，過億美元的海外并購項(xiàng)目達(dá)10個(gè)以上［1］。由此可見，中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)正在深化國(guó)際間的相互合作，其發(fā)展也將逐步與發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)水平接軌。

前不久，中美貿(mào)易問題對(duì)于中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的FDI與出口貿(mào)易活動(dòng)或多或少會(huì)產(chǎn)生影響。2017年，中國(guó)規(guī)模以上醫(yī)藥企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為2.98萬億元。根據(jù)商務(wù)部海關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2017年對(duì)美國(guó)出口的原料藥、制劑和醫(yī)療器械分別為39億美元、12億美元和58億美元，對(duì)整個(gè)靜態(tài)行業(yè)影響不大；反而相對(duì)于美國(guó)來說，出口到中國(guó)的均為高端醫(yī)藥產(chǎn)品，并且美國(guó)需要進(jìn)口中國(guó)廉價(jià)的原料藥，此舉必將抬高其本土藥企的成本。短期貿(mào)易保護(hù)主義的興起，對(duì)國(guó)內(nèi)制藥企業(yè)影響甚微。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，這將有助于加快國(guó)內(nèi)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的升級(jí)，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力。

綜上所述，中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動(dòng)之間具有密不可分的聯(lián)系?；凇爸忻蕾Q(mào)易戰(zhàn)”的大背景，本研究選取中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對(duì)象，實(shí)證分析其FDI與出口貿(mào)易活動(dòng)之間的關(guān)系，旨在為中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)制定相關(guān)研發(fā)投資和出口貿(mào)易決策提供參考，進(jìn)而促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和健康發(fā)展。

1 國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀

1.1國(guó)外研究現(xiàn)狀1949年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Samuelson提出了FDI對(duì)出口貿(mào)易的替代作用，1957年被譽(yù)為“歐元之父”的經(jīng)濟(jì)學(xué)家 Mundell［2］也認(rèn)為 FDI與出口貿(mào)易的關(guān)系是替代效應(yīng)。然而日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清（Kiyoshi Kojima）［3］則提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，認(rèn)為FDI與出口貿(mào)易是互補(bǔ)而不是替代關(guān)系。Kneller、Pisu［4］選取 1992—1999 年英國(guó)制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)證明了FDI在出口強(qiáng)度方面存在顯著為正的水平出口溢出效應(yīng)；Nguyen、Sun［5］運(yùn)用2003—2004年越南制造業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，結(jié)果表明FDI對(duì)制造業(yè)企業(yè)有顯著的出口溢出效應(yīng)。此后，越來越多的國(guó)外學(xué)者開始對(duì)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行研究，大多研究認(rèn)為FDI能夠促進(jìn)東道國(guó)企業(yè)技術(shù)水平的提升，從而進(jìn)一步影響出口貿(mào)易活動(dòng)。

1.2國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀吳亞萍［6］的研究中選取了中國(guó)2001—2011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)各子行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了FDI對(duì)這兩種產(chǎn)業(yè)的出口溢出效應(yīng)，結(jié)果表明FDI對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的內(nèi)資企業(yè)出口具有顯著的促進(jìn)作用。在袁爽、張濤［7］的研究中，分析了FDI對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)，結(jié)果表明，F(xiàn)DI進(jìn)一步擴(kuò)大了中國(guó)的出口規(guī)模，在中國(guó)出口總額中所占的比重越來越大。王琳［8］運(yùn)用理論分析與實(shí)證分析相結(jié)合的方法對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的FDI出口溢出效應(yīng)進(jìn)行研究，最終發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的水平出口溢出效應(yīng)具有正向推動(dòng)作用。何玲［9］選取了1996—2012年醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行理論和實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)醫(yī)藥產(chǎn)品的出口活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用。吳洪芳、蒙浩［10］利用廣西省2006—2016的十年數(shù)據(jù)，論證了FDI對(duì)廣西出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明FDI對(duì)廣西出口貿(mào)易不僅有顯著的促進(jìn)作用，而且對(duì)廣西的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有一定程度的優(yōu)化效應(yīng)。王艷梅［11］選用安徽省作為研究對(duì)象，同時(shí)與其余五省形成對(duì)比，證明FDI對(duì)中部六省的出口總量和結(jié)構(gòu)上均有正向作用，且能優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)。孫綱［12］運(yùn)用1987—2007年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析FDI與出口貿(mào)易增長(zhǎng)的關(guān)系，研究表明FDI促進(jìn)了我國(guó)出口的增長(zhǎng)，提升了我國(guó)工業(yè)制成品的出口競(jìng)爭(zhēng)力。胡恒松、栗榮劍［13］利用我國(guó)1985—2014年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)證明了FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易有越來越顯著的促進(jìn)作用。

根據(jù)以上文獻(xiàn)研究可發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)今對(duì)于中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI和出口貿(mào)易活動(dòng)間關(guān)系的研究較少，相關(guān)研究也只進(jìn)行了單方向影響的分析，沒有對(duì)兩者之間的相互影響關(guān)系進(jìn)行深入探討。所以本研究以中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對(duì)象，利用相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)其FDI和出口貿(mào)易活動(dòng)之間的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。并提出如下假設(shè)：①中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI對(duì)出口貿(mào)易活動(dòng)產(chǎn)生正向影響；②中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)對(duì)FDI產(chǎn)生正向影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1研究理論與模型

2.1.1向量自回歸（VAR）模型 VAR模型（Vector Auto-regression Model）是由世界著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家Sims［14］在1980年提出進(jìn)而得到推廣應(yīng)用。VAR模型是使用模型中的所有當(dāng)期變量對(duì)所有變量中的多個(gè)滯后變量進(jìn)行回歸，該方法無任何先決條件約束，即可估計(jì)聯(lián)合內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系［15］。本研究要研究醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動(dòng)之間的關(guān)系，通常的方法是對(duì)變量直接進(jìn)行回歸分析，但是對(duì)于隨時(shí)間變化而變化的非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行最小二乘法的估計(jì)則有可能出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象［16］?；诖耍狙芯窟\(yùn)用EViews10軟件對(duì)所選變量建立無約束的VAR模型來確定最優(yōu)滯后階數(shù)，以便更準(zhǔn)確地進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)以及矢量誤差修正（VEC）模型的建立。

2.1.2VEC模型 VEC模型（Vector Error Correction Model）是由Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型結(jié)合起來建立的，其本質(zhì)則為在差分序列建立的VAR模型中加入一個(gè)誤差修正項(xiàng)［15］。由于VEC模型只能應(yīng)用于存在協(xié)整關(guān)系的變量序列中，因此在建立誤差修正模型之前需要進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，如果Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，則可以進(jìn)一步建立VEC模型［17］。也就是說VEC模型是包含協(xié)整約束條件的VAR模型，因此其對(duì)于像本研究所選取的非平穩(wěn)的時(shí)間經(jīng)濟(jì)變量分析優(yōu)于VAR模型，不會(huì)導(dǎo)致變量間的相關(guān)信息丟失，從而使分析結(jié)果較為準(zhǔn)確。

分析VAR以及VEC模型需要借助格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和方差分解等工具。格蘭杰因果關(guān)系可以用來檢驗(yàn)一個(gè)變量的所有滯后項(xiàng)是否對(duì)另一個(gè)或幾個(gè)變量的當(dāng)期值有影響；IRF能綜合反應(yīng)短期內(nèi)各個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)效應(yīng)；方差分解可以將VAR模型系統(tǒng)內(nèi)一個(gè)變量的方差分解到各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)上，并給出了關(guān)于每個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)因素影響模型內(nèi)各個(gè)變量的相對(duì)程度［17］。

2.2指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明本研究選取中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對(duì)象，F(xiàn)DI作為解釋變量，由于近些年的統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有統(tǒng)計(jì)外商直接投資額這一指標(biāo)，本研究以三資企業(yè)投資額來代替外商直接投資額作為衡量指標(biāo)［18］，記為TZE；選取出口貿(mào)易活動(dòng)為被解釋變量，以出口交貨值衡量，記為EX。

以上指標(biāo)及所選數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》［19］，由于1996—1999年TZE的數(shù)據(jù)缺失，因此本研究選取2000—2016年中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)TZE和EX兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行相關(guān)數(shù)據(jù)分析。本研究使用的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析軟件是EViews10。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)所選變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，記為lnTZE、lnEX，處理后的數(shù)據(jù)不會(huì)改變變量之間的相關(guān)關(guān)系。

中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)如表1所示，圖1描繪了相應(yīng)數(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)。由表1可知，2000年中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)TZE僅為25.96億元，2016年則增長(zhǎng)到447.91億元，增速達(dá)到了17倍；EX由2000年的1 679 300.0萬元增加到2016年的14 604 200.0萬元。從圖1可以直觀地看出在這16年間我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)TZE和EX均呈逐年上升的趨勢(shì)，但兩者之間會(huì)不會(huì)引起相應(yīng)的變動(dòng)仍需進(jìn)行后續(xù)模型的驗(yàn)證。由圖1可知，2000年—2016年中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)三資企業(yè)的數(shù)量總體上呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢(shì)，2008—2009年醫(yī)藥制造業(yè)三資企業(yè)數(shù)量達(dá)到了近16年的峰值（1 144個(gè)），之后開始回落直至穩(wěn)定在800～900個(gè)之間。

表1 2000—2016年中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）

3 實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)是最為常見的單位根檢驗(yàn)方法，且ADF檢驗(yàn)是DF檢驗(yàn)的拓展故更為準(zhǔn)確，基于此，本研究運(yùn)用EViews10軟件選擇ADF法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

從表2中可以看出，lnEX、lnTZE的原序列在1%、5%、10%的置信水平下接受原假設(shè)，說明原序列均是非平穩(wěn)時(shí)間序列，符合Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的要求，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。分別對(duì)lnTZE和lnEX序列進(jìn)行一階差分后，得到ΔlnTZE和ΔlnEX，再對(duì)其進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。由表中數(shù)據(jù)可知，變量ΔlnEX和ΔlnTZE在5%的置信水平下，ADF檢驗(yàn)值的絕對(duì)值均大于臨界值，表明ΔlnEX和ΔlnTZE都不存在單位根，是平穩(wěn)的時(shí)間序列。所以lnEX和lnTZE在5%的置信水平下都是一階單整，即lnEX～I(xiàn)（1），lnTZE～I(xiàn)（1），可以建立VAR模型確定最優(yōu)滯后階數(shù)。

圖1 中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)2000—2016年三資企業(yè)投資額（TZE）、出口交貨值（EX）以及三資企業(yè)數(shù)量變化趨勢(shì)圖

表2 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）滯后階數(shù)檢驗(yàn)

3.2最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇根據(jù)本研究所選的年度數(shù)據(jù)，綜合考慮模型的穩(wěn)定性和滯后階選擇的信息準(zhǔn)則后構(gòu)建lnEX和lnTZE的VAR模型的最大滯后期為3，運(yùn)用EViews10軟件確定最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，綜合LR（似然比）、AIC（赤池信息準(zhǔn)則）、SC（施瓦茨信息準(zhǔn)則）等都得出當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，所建立的VAR模型最穩(wěn)定。

3.3Johansen協(xié)整檢驗(yàn)兩個(gè)及兩個(gè)以上非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量協(xié)整關(guān)系的分析中，最常用的是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，即數(shù)個(gè)非平穩(wěn)變量間存有協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而推論變量之間存在長(zhǎng)期關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)首先是檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)，同時(shí)獲得協(xié)整矢量的估計(jì)結(jié)果，最后得到調(diào)整參數(shù)估計(jì)值，從而可以進(jìn)一步得到VEC模型的估計(jì)結(jié)果。

由上述單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnEX和lnTZE均為不平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此可以進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4，5所示。

根據(jù)表4，5的結(jié)果可以看出，基于跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值的檢驗(yàn)結(jié)果是一致的，均在5%的置信水平下拒絕第一原假設(shè)，即至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；在5%的置信水平下接受第二原假設(shè)，即有且只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。這說明TZE與EX序列之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

建立最小二乘回歸方程得到lnEX＝0.45lnTZE。說明lnTZE和lnEX存在正相關(guān)的均衡關(guān)系，即TZE每增加1%，EX則增加0.45%。由此，還可得出lnTZE＝2.22lnEX，即從長(zhǎng)期來看，EX每增加1%，TZE則增加2.22%。

表4 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）基于跡統(tǒng)計(jì)量的協(xié)整檢驗(yàn)

表5 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）基于最大特征值的協(xié)整檢驗(yàn)

3.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)通過Johanson協(xié)整檢驗(yàn)可得TZE與EX之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此還需進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，看解釋變量的前期變化是否能有效地解釋被解釋變量的變化。對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表6。

表6 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

分析上表結(jié)果可知，當(dāng)滯后階數(shù)為1和2時(shí)，均拒絕lnTZE不是lnEX的格蘭杰原因的原假設(shè)，并且接受lnEX不是lnTZE的格蘭杰原因的原假設(shè)，即lnTZE是lnEX的格蘭杰原因，但lnEX卻不能有效地解釋lnTZE的變動(dòng)；滯后階為3和5時(shí)，均接受原假設(shè)，兩者之間不存在格蘭杰因果關(guān)系；當(dāng)滯后階為4時(shí)，至少在92.54%的置信水平下lnEX是lnTZE的格蘭杰原因。

3.5VEC模型的構(gòu)建通過Johansen檢驗(yàn)證明了兩個(gè)變量間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，因此使用EViews10對(duì)lnTZE和lnEX建立VEC模型。從短期看，因變量的變動(dòng)是長(zhǎng)期的均衡關(guān)系和短期波動(dòng)共同作用的結(jié)果，從長(zhǎng)期看，誤差修正項(xiàng)ECM會(huì)將變量拉回長(zhǎng)期的均衡狀態(tài)［20］。建立VEC模型后對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所有特征根倒數(shù)的值均小于1，說明構(gòu)建的VEC模型是平穩(wěn)的。根據(jù)VEC模型得出協(xié)整關(guān)系誤差修正項(xiàng)的形式為：CointEQ1＝lnEX-0.45lnTZE-13.48。

3.6脈沖響應(yīng)分析利用EViews10基于VEC模型建立TZE與EX的IRF，分析其短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)變化，結(jié)果如圖2所示，橫軸表示脈沖響應(yīng)追蹤時(shí)期數(shù)（選取10年）；縱軸表示IRF的大小。

由圖2脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知：

（1）在當(dāng)期EX受到TZE一個(gè)正向沖擊后，從第1期開始負(fù)向增大到峰值（0.01），然后在第2期沖擊作用逐漸下降，直至第2期末EX的響應(yīng)變?yōu)?，從第3期開始EX受TZE的沖擊效應(yīng)開始正向上升，在第3期以較快的速度上升到0.015左右，之后增速稍微變緩，但仍保持上升趨勢(shì)，第4期達(dá)到0.028左右，接下來從第4期之后呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，一直到第10期達(dá)到0.05，由此可見，TZE對(duì)EX在短期內(nèi)有正向沖擊作用，且這種正向沖擊作用具有滯后性。

（2）TZE受到EX的一個(gè)正向沖擊后，產(chǎn)生的是負(fù)向影響，前2期保持相對(duì)穩(wěn)定。從第1期開始TZE維持在-0.05左右，然后沖擊作用開始加強(qiáng)，到第3期TZE負(fù)向增長(zhǎng)到最大（-0.041），之后又逐漸下降，第4期時(shí)回落到原始水平，10期以內(nèi)均產(chǎn)生負(fù)向影響。

圖2 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果：A為TZE對(duì)EX的脈沖函數(shù)圖；B為EX對(duì)TZE的脈沖函數(shù)圖

3.7方差分解基于VEC模型對(duì)其進(jìn)行方差分解，分析EX和TZE對(duì)各自變化的貢獻(xiàn)度，具體結(jié)果見表7。

由表7知，第1期EX受自身波動(dòng)沖擊100%的影響，但是自身擾動(dòng)效應(yīng)逐漸降低，最后穩(wěn)定在25.000%左右；TZE對(duì)于EX擾動(dòng)的影響大幅增加，在第10期達(dá)到峰值，即76.873%的EX變動(dòng)方差可以由TZE的變動(dòng)解釋；而第1期TZE受自身波動(dòng)沖擊84.573%的影響，自身擾動(dòng)影響在第2期和第4期略有上升，之后開始平穩(wěn)下降，第10期降為84.277%，EX對(duì)于投資額擾動(dòng)的影響也分為兩部分，第2期到第4期有小幅降低，第4期以后逐漸增加，第10期達(dá)到15.723%。

表7 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）方差分解結(jié)果

4 結(jié)果

本研究通過對(duì)所選數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析以及建立VAR模型和VEC模型對(duì)中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，并且在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、IRF分析和方差分解，得到如下結(jié)果：

（1）中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)TZE和EX均呈逐年遞增趨勢(shì)，我國(guó)三資企業(yè)數(shù)量在2000—2009年是逐年上升的，但是2009年以后三資企業(yè)數(shù)量開始回落，增速放緩，這些企業(yè)大部分分布在東南沿海地帶，不僅有利于吸引外資，而且降低了產(chǎn)品的運(yùn)輸出口成本。

（2）ADF檢驗(yàn)表明，F(xiàn)DI與出口貿(mào)易活動(dòng)的時(shí)間序列為非平穩(wěn)時(shí)間序列，存在單位根。但是其一階差分序列是同階單整，即兩者之間的線性組合可能是平穩(wěn)的，存在協(xié)整關(guān)系。

（3）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明，F(xiàn)DI與出口貿(mào)易活動(dòng)之間存在協(xié)整關(guān)系，TZE每增加1%，EX則增加0.45%；反之EX增加1%，TZE增加2.22%。

（4）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，當(dāng)滯后階數(shù)為1和2時(shí)，lnTZE是lnEX的格蘭杰原因，滯后階數(shù)為4時(shí)，lnEX是lnTZE的格蘭杰原因。

（5）IRF表明，短期內(nèi)出口貿(mào)易活動(dòng)對(duì)FDI最初產(chǎn)生的是負(fù)向影響，而且存在一定的滯后效應(yīng)；而短期內(nèi)FDI對(duì)出口貿(mào)易活動(dòng)則為正向推動(dòng)作用。

（6）方差分解結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)于出口貿(mào)易活動(dòng)的擾動(dòng)效應(yīng)十分明顯，最終達(dá)到76.873%，由此可以證明在短期內(nèi)中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI對(duì)于出口貿(mào)易活動(dòng)的影響較大；相反，在短期內(nèi)出口貿(mào)易活動(dòng)對(duì)于FDI的貢獻(xiàn)度最后穩(wěn)定在15.000%左右，影響并不是十分顯著。

5 討論

結(jié)合以上結(jié)果進(jìn)行分析討論，在較短時(shí)間內(nèi)，中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)出口活動(dòng)的增加并不會(huì)明顯地促進(jìn)FDI的增加，這可能是因?yàn)槲覈?guó)現(xiàn)階段出口的醫(yī)藥產(chǎn)品仍以附加值較低、污染較為嚴(yán)重的化學(xué)原料藥為主，高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重較低，所以在短期內(nèi)還未占領(lǐng)較高的國(guó)際市場(chǎng)地位，并沒有引起外國(guó)投資者足夠的重視。但是隨著我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)能力和技術(shù)水平的不斷增強(qiáng)，醫(yī)藥產(chǎn)品的出口將逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橐愿咝录夹g(shù)產(chǎn)品為主，進(jìn)而拓展和提升我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的國(guó)際市場(chǎng)地位，將會(huì)吸引越來越多的跨國(guó)藥企來中國(guó)進(jìn)行投資。

5.1結(jié)論（1）從長(zhǎng)期看，中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動(dòng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，TZE每增加1%，EX增加0.45%，即FDI能夠長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向促進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)；反之，EX每增加1%，TZE增加2.22%，即出口貿(mào)易活動(dòng)能夠長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向促進(jìn)FDI。也就是說，在中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)中，出口貿(mào)易活動(dòng)與FDI互為正向促進(jìn)關(guān)系，但出口貿(mào)易活動(dòng)對(duì)吸引外資的影響遠(yuǎn)大于通過外資引入對(duì)出口貿(mào)易活動(dòng)的影響。

（2）中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)FDI對(duì)出口貿(mào)易活動(dòng)的正向推動(dòng)作用在短期內(nèi)較為明顯，在滯后1年和2年時(shí)最顯著，即FDI的增加在較短時(shí)間內(nèi)就可以促進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)。

（3）在短期內(nèi)，中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動(dòng)并不能顯著促進(jìn)FDI的增加，存在滯后效應(yīng)，在滯后4年時(shí)促進(jìn)作用最明顯，即前期出口貿(mào)易活動(dòng)的積累為吸引醫(yī)藥制造業(yè)FDI奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

5.2建議（1）我國(guó)政府及相關(guān)部門應(yīng)持續(xù)擴(kuò)大對(duì)外開放，改善外資環(huán)境，進(jìn)一步加強(qiáng)吸引外資的工作。對(duì)外開放是我國(guó)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化，建立現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系，增強(qiáng)國(guó)際地位的強(qiáng)有力措施。在擴(kuò)大對(duì)外開放的同時(shí)，必須堅(jiān)持互惠互利，合作共贏的原則，創(chuàng)造公平競(jìng)爭(zhēng)的投資環(huán)境，深化外資體制改革，繼續(xù)面向全國(guó)統(tǒng)籌推進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的建設(shè)，探索建立具有中國(guó)特色的自由貿(mào)易區(qū)。

（2）提升我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)引進(jìn)外資的質(zhì)量，優(yōu)化外資的來源和結(jié)構(gòu)，同時(shí)引導(dǎo)外商的投資方向，建立健全醫(yī)藥三資企業(yè)的監(jiān)督機(jī)制，從而吸引更多的優(yōu)質(zhì)外資。我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)將引資對(duì)象范圍擴(kuò)展至歐洲等發(fā)達(dá)國(guó)家，利用“一帶一路”政策吸引更多具有發(fā)展?jié)摿Φ目鐕?guó)制藥巨頭來我國(guó)進(jìn)行投資乃至建立研發(fā)中心，此舉也可為我國(guó)本土醫(yī)藥制造業(yè)帶來一定的競(jìng)爭(zhēng)壓力，促使國(guó)內(nèi)藥企提高生產(chǎn)率和出口藥品的質(zhì)量。

（3）制定我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)出口產(chǎn)品的專項(xiàng)法規(guī)政策，維護(hù)醫(yī)藥產(chǎn)品出口的貿(mào)易安全，同時(shí)制定貿(mào)易補(bǔ)貼、出口退稅及相關(guān)優(yōu)惠政策以促進(jìn)我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)進(jìn)行出口貿(mào)易活動(dòng)。逐步改善我國(guó)醫(yī)藥產(chǎn)品的出口類型和結(jié)構(gòu)，嚴(yán)厲打擊假劣醫(yī)藥產(chǎn)品的出口，對(duì)其進(jìn)行監(jiān)督和檢查，確保出口到海外的醫(yī)藥產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)且安全，以此吸引更多的優(yōu)質(zhì)外商來我國(guó)進(jìn)行投資。

（4）政府及相關(guān)部門應(yīng)積極鼓勵(lì)我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，樹立民族品牌，并將其推廣至海外以吸引更多的外資。對(duì)于我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)來說，要加快企業(yè)間的重組并購，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升醫(yī)藥企業(yè)的集中度和競(jìng)爭(zhēng)力；同時(shí)大力培養(yǎng)創(chuàng)新醫(yī)藥人才，創(chuàng)造人才出入境的便利條件，以發(fā)展具有中國(guó)特色的醫(yī)藥制造業(yè)三資企業(yè)。