中國醫藥制造業外商直接投資與出口貿易活動關系研究

王東宇，王素，江雯雯，陳玉文

作者單位：沈陽藥科大學工商管理學院，遼寧 沈陽110016

在全球醫藥行業高速發展的今天，中國已經躍居成為全球僅次于美國的第二大醫藥市場，并且現已成為全球化學原料藥的生產和出口大國。但是，我國醫藥制造業起步晚、基礎差，自主創新能力不足，整體技術水平與國際成熟市場仍有較大差距；同時，我國醫藥制造業仍然以附加值較低、污染較重的化學原料藥出口為主，而高新技術產品出口比重較低；另外，我國醫藥制造業國際市場開發力度較低，對國際市場信息反應遲緩，缺乏聯合開拓國際市場的意識與機制［1］。這些問題都制約著我國醫藥制造業的長足發展，因此擴大國際間醫藥合作，吸收發達國家先進的技術水平和管理經驗，提高我國醫藥制造業自主創新能力，從而改善醫藥出口產品的現狀，增強我國醫藥制造業的國際競爭力已成為刻不容緩的研究課題。

醫藥制造業作為中國最早引進外資的高技術產業之一，始終堅持合理引進外資，積極吸收海外先進的經驗和技術，因此通過外商直接投資（FDI）活動有效地促進了產業的健康發展。FDI可以帶來先進的技術和管理經驗，它的進入必然會對中國醫藥制造業的創新能力產生巨大影響。隨著中國經濟的快速發展，全球各大跨國制藥公司紛紛來中國進行投資并建立獨資和合資企業，致使中國醫藥制造業的三資企業數量逐年上升，進一步促進了中國醫藥制造業的技術進步和出口活動。同時，出口貿易活動作為影響中國醫藥制造業健康發展的重要因素，也在一定程度上體現了中國醫藥制造業的創新能力和自主研發水平。2016年國家工信部編制的《醫藥工業發展規劃指南》中提到：2015年中國醫藥出口額穩定增長，高達564億美元；出口結構進一步完善，制劑和醫療器械出口比重加大，實現發達國家制劑市場的銷售突破；海外投資從設立研發中心向建立生產基地發展，過億美元的海外并購項目達10個以上［1］。由此可見，中國醫藥制造業正在深化國際間的相互合作，其發展也將逐步與發達國家的先進水平接軌。

前不久，中美貿易問題對于中國醫藥制造業的FDI與出口貿易活動或多或少會產生影響。2017年，中國規模以上醫藥企業主營業務收入為2.98萬億元。根據商務部海關數據統計，2017年對美國出口的原料藥、制劑和醫療器械分別為39億美元、12億美元和58億美元，對整個靜態行業影響不大；反而相對于美國來說，出口到中國的均為高端醫藥產品，并且美國需要進口中國廉價的原料藥，此舉必將抬高其本土藥企的成本。短期貿易保護主義的興起，對國內制藥企業影響甚微。從長遠來看，這將有助于加快國內醫藥產業的升級，增強自主創新能力。

綜上所述，中國醫藥制造業FDI與出口貿易活動之間具有密不可分的聯系。基于“中美貿易戰”的大背景，本研究選取中國醫藥制造業作為研究對象，實證分析其FDI與出口貿易活動之間的關系，旨在為中國醫藥制造業制定相關研發投資和出口貿易決策提供參考，進而促進醫藥制造業的技術進步和健康發展。

1 國內外研究現狀

1.1國外研究現狀1949年，美國經濟學家Samuelson提出了FDI對出口貿易的替代作用，1957年被譽為“歐元之父”的經濟學家 Mundell［2］也認為 FDI與出口貿易的關系是替代效應。然而日本經濟學家小島清（Kiyoshi Kojima）［3］則提出了邊際產業擴張理論，認為FDI與出口貿易是互補而不是替代關系。Kneller、Pisu［4］選取 1992—1999 年英國制造業企業的數據證明了FDI在出口強度方面存在顯著為正的水平出口溢出效應；Nguyen、Sun［5］運用2003—2004年越南制造業面板數據進行了分析，結果表明FDI對制造業企業有顯著的出口溢出效應。此后，越來越多的國外學者開始對FDI的技術溢出效應進行研究，大多研究認為FDI能夠促進東道國企業技術水平的提升，從而進一步影響出口貿易活動。

1.2國內研究現狀吳亞萍［6］的研究中選取了中國2001—2011年高技術產業和傳統產業各子行業的面板數據，實證分析了FDI對這兩種產業的出口溢出效應，結果表明FDI對中國高技術產業和傳統產業的內資企業出口具有顯著的促進作用。在袁爽、張濤［7］的研究中，分析了FDI對中國出口貿易的貢獻，結果表明，FDI進一步擴大了中國的出口規模，在中國出口總額中所占的比重越來越大。王琳［8］運用理論分析與實證分析相結合的方法對中國高技術產業內資企業的FDI出口溢出效應進行研究，最終發現FDI對中國高技術產業的水平出口溢出效應具有正向推動作用。何玲［9］選取了1996—2012年醫藥制造業的相關數據進行理論和實證分析，研究發現FDI對醫藥產品的出口活動具有顯著的促進作用。吳洪芳、蒙浩［10］利用廣西省2006—2016的十年數據，論證了FDI對廣西出口貿易的影響，結果表明FDI對廣西出口貿易不僅有顯著的促進作用，而且對廣西的出口貿易結構有一定程度的優化效應。王艷梅［11］選用安徽省作為研究對象，同時與其余五省形成對比，證明FDI對中部六省的出口總量和結構上均有正向作用，且能優化出口結構。孫綱［12］運用1987—2007年的數據實證分析FDI與出口貿易增長的關系，研究表明FDI促進了我國出口的增長，提升了我國工業制成品的出口競爭力。胡恒松、栗榮劍［13］利用我國1985—2014年的經濟數據證明了FDI對進出口貿易有越來越顯著的促進作用。

根據以上文獻研究可發現，現今對于中國醫藥制造業FDI和出口貿易活動間關系的研究較少，相關研究也只進行了單方向影響的分析，沒有對兩者之間的相互影響關系進行深入探討。所以本研究以中國醫藥制造業作為研究對象，利用相關數據對其FDI和出口貿易活動之間的相互關系進行實證研究。并提出如下假設：①中國醫藥制造業FDI對出口貿易活動產生正向影響；②中國醫藥制造業出口貿易活動對FDI產生正向影響。

2 研究設計

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）是由世界著名的經濟學家Sims［14］在1980年提出進而得到推廣應用。VAR模型是使用模型中的所有當期變量對所有變量中的多個滯后變量進行回歸，該方法無任何先決條件約束，即可估計聯合內生變量之間的動態關系［15］。本研究要研究醫藥制造業FDI與出口貿易活動之間的關系，通常的方法是對變量直接進行回歸分析，但是對于隨時間變化而變化的非平穩的經濟變量進行最小二乘法的估計則有可能出現“偽回歸”的現象［16］。基于此，本研究運用EViews10軟件對所選變量建立無約束的VAR模型來確定最優滯后階數，以便更準確地進行Johansen協整檢驗以及矢量誤差修正（VEC）模型的建立。

2.1.2VEC模型 VEC模型（Vector Error Correction Model）是由Engle和Granger將協整與誤差修正模型結合起來建立的，其本質則為在差分序列建立的VAR模型中加入一個誤差修正項［15］。由于VEC模型只能應用于存在協整關系的變量序列中，因此在建立誤差修正模型之前需要進行Johansen協整檢驗，如果Johansen協整檢驗結果表明至少存在一個協整關系，則可以進一步建立VEC模型［17］。也就是說VEC模型是包含協整約束條件的VAR模型，因此其對于像本研究所選取的非平穩的時間經濟變量分析優于VAR模型，不會導致變量間的相關信息丟失，從而使分析結果較為準確。

分析VAR以及VEC模型需要借助格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數（IRF）和方差分解等工具。格蘭杰因果關系可以用來檢驗一個變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當期值有影響；IRF能綜合反應短期內各個變量之間的動態效應；方差分解可以將VAR模型系統內一個變量的方差分解到各個擾動項上，并給出了關于每個擾動項因素影響模型內各個變量的相對程度［17］。

2.2指標選取及數據說明本研究選取中國醫藥制造業作為研究對象，FDI作為解釋變量，由于近些年的統計年鑒中沒有統計外商直接投資額這一指標，本研究以三資企業投資額來代替外商直接投資額作為衡量指標［18］，記為TZE；選取出口貿易活動為被解釋變量，以出口交貨值衡量，記為EX。

以上指標及所選數據均來源于《中國高技術產業統計年鑒》［19］，由于1996—1999年TZE的數據缺失，因此本研究選取2000—2016年中國醫藥制造業TZE和EX兩個時間序列進行相關數據分析。本研究使用的數據統計分析軟件是EViews10。為了消除數據中可能存在的異方差現象，對所選變量進行對數化處理，記為lnTZE、lnEX，處理后的數據不會改變變量之間的相關關系。

中國醫藥制造業相關數據如表1所示，圖1描繪了相應數據的變化趨勢。由表1可知，2000年中國醫藥制造業TZE僅為25.96億元，2016年則增長到447.91億元，增速達到了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年間我國醫藥制造業TZE和EX均呈逐年上升的趨勢，但兩者之間會不會引起相應的變動仍需進行后續模型的驗證。由圖1可知，2000年—2016年中國醫藥制造業三資企業的數量總體上呈現平穩上升趨勢，2008—2009年醫藥制造業三資企業數量達到了近16年的峰值（1 144個），之后開始回落直至穩定在800～900個之間。

表1 2000—2016年中國醫藥制造業三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）

3 實證分析

3.1單位根檢驗DF檢驗和ADF檢驗是最為常見的單位根檢驗方法，且ADF檢驗是DF檢驗的拓展故更為準確，基于此，本研究運用EViews10軟件選擇ADF法進行檢驗，結果見表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，說明原序列均是非平穩時間序列，符合Johansen協整檢驗的要求，可以對其進行協整檢驗。分別對lnTZE和lnEX序列進行一階差分后，得到ΔlnTZE和ΔlnEX，再對其進行ADF單位根檢驗。由表中數據可知，變量ΔlnEX和ΔlnTZE在5%的置信水平下，ADF檢驗值的絕對值均大于臨界值，表明ΔlnEX和ΔlnTZE都不存在單位根，是平穩的時間序列。所以lnEX和lnTZE在5%的置信水平下都是一階單整，即lnEX～I（1），lnTZE～I（1），可以建立VAR模型確定最優滯后階數。

圖1 中國醫藥制造業2000—2016年三資企業投資額（TZE）、出口交貨值（EX）以及三資企業數量變化趨勢圖

表2 三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）單位根檢驗結果

表3 三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）滯后階數檢驗

3.2最優滯后階數的選擇根據本研究所選的年度數據，綜合考慮模型的穩定性和滯后階選擇的信息準則后構建lnEX和lnTZE的VAR模型的最大滯后期為3，運用EViews10軟件確定最優滯后階數，結果如表3所示。

由表3可知，綜合LR（似然比）、AIC（赤池信息準則）、SC（施瓦茨信息準則）等都得出當滯后階數為2時，所建立的VAR模型最穩定。

3.3Johansen協整檢驗兩個及兩個以上非平穩的時間序列變量協整關系的分析中，最常用的是Johansen協整檢驗方法，即數個非平穩變量間存有協整關系，進而推論變量之間存在長期關系。Johansen協整檢驗首先是檢驗協整關系的個數，同時獲得協整矢量的估計結果，最后得到調整參數估計值，從而可以進一步得到VEC模型的估計結果。

由上述單位根檢驗結果可知，lnEX和lnTZE均為不平穩的時間序列，因此可以進行Johansen協整檢驗，檢驗結果如表4，5所示。

根據表4，5的結果可以看出，基于跡統計量和最大特征值的檢驗結果是一致的，均在5%的置信水平下拒絕第一原假設，即至少存在一個協整關系；在5%的置信水平下接受第二原假設，即有且只有一個協整關系。這說明TZE與EX序列之間存在長期穩定的均衡關系。

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

表4 三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）基于跡統計量的協整檢驗

表5 三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）基于最大特征值的協整檢驗

3.4格蘭杰因果關系檢驗通過Johanson協整檢驗可得TZE與EX之間存在長期穩定的協整關系，因此還需進一步進行格蘭杰因果關系檢驗，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。對兩者進行格蘭杰因果關系檢驗，具體結果見表6。

表6 三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）格蘭杰因果關系檢驗結果

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

3.5VEC模型的構建通過Johansen檢驗證明了兩個變量間存在長期的協整關系，因此使用EViews10對lnTZE和lnEX建立VEC模型。從短期看，因變量的變動是長期的均衡關系和短期波動共同作用的結果，從長期看，誤差修正項ECM會將變量拉回長期的均衡狀態［20］。建立VEC模型后對其進行單位根檢驗，所有特征根倒數的值均小于1，說明構建的VEC模型是平穩的。根據VEC模型得出協整關系誤差修正項的形式為：CointEQ1＝lnEX-0.45lnTZE-13.48。

3.6脈沖響應分析利用EViews10基于VEC模型建立TZE與EX的IRF，分析其短期內的動態變化，結果如圖2所示，橫軸表示脈沖響應追蹤時期數（選取10年）；縱軸表示IRF的大小。

由圖2脈沖響應函數圖可知：

（1）在當期EX受到TZE一個正向沖擊后，從第1期開始負向增大到峰值（0.01），然后在第2期沖擊作用逐漸下降，直至第2期末EX的響應變為0，從第3期開始EX受TZE的沖擊效應開始正向上升，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，第4期達到0.028左右，接下來從第4期之后呈現穩步上升的趨勢，一直到第10期達到0.05，由此可見，TZE對EX在短期內有正向沖擊作用，且這種正向沖擊作用具有滯后性。

（2）TZE受到EX的一個正向沖擊后，產生的是負向影響，前2期保持相對穩定。從第1期開始TZE維持在-0.05左右，然后沖擊作用開始加強，到第3期TZE負向增長到最大（-0.041），之后又逐漸下降，第4期時回落到原始水平，10期以內均產生負向影響。

圖2 脈沖響應分析結果：A為TZE對EX的脈沖函數圖；B為EX對TZE的脈沖函數圖

3.7方差分解基于VEC模型對其進行方差分解，分析EX和TZE對各自變化的貢獻度，具體結果見表7。

由表7知，第1期EX受自身波動沖擊100%的影響，但是自身擾動效應逐漸降低，最后穩定在25.000%左右；TZE對于EX擾動的影響大幅增加，在第10期達到峰值，即76.873%的EX變動方差可以由TZE的變動解釋；而第1期TZE受自身波動沖擊84.573%的影響，自身擾動影響在第2期和第4期略有上升，之后開始平穩下降，第10期降為84.277%，EX對于投資額擾動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期達到15.723%。

表7 三資企業投資額（TZE）和出口交貨值（EX）方差分解結果

4 結果

本研究通過對所選數據進行描述性分析以及建立VAR模型和VEC模型對中國醫藥制造業FDI與出口貿易活動之間的關系進行了實證研究，并且在此基礎上進行了格蘭杰因果關系檢驗、IRF分析和方差分解，得到如下結果：

（1）中國醫藥制造業TZE和EX均呈逐年遞增趨勢，我國三資企業數量在2000—2009年是逐年上升的，但是2009年以后三資企業數量開始回落，增速放緩，這些企業大部分分布在東南沿海地帶，不僅有利于吸引外資，而且降低了產品的運輸出口成本。

（2）ADF檢驗表明，FDI與出口貿易活動的時間序列為非平穩時間序列，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的，存在協整關系。

（3）Johansen協整檢驗表明，FDI與出口貿易活動之間存在協整關系，TZE每增加1%，EX則增加0.45%；反之EX增加1%，TZE增加2.22%。

（4）格蘭杰因果關系檢驗表明，當滯后階數為1和2時，lnTZE是lnEX的格蘭杰原因，滯后階數為4時，lnEX是lnTZE的格蘭杰原因。

（5）IRF表明，短期內出口貿易活動對FDI最初產生的是負向影響，而且存在一定的滯后效應；而短期內FDI對出口貿易活動則為正向推動作用。

（6）方差分解結果表明，FDI對于出口貿易活動的擾動效應十分明顯，最終達到76.873%，由此可以證明在短期內中國醫藥制造業FDI對于出口貿易活動的影響較大；相反，在短期內出口貿易活動對于FDI的貢獻度最后穩定在15.000%左右，影響并不是十分顯著。

5 討論

結合以上結果進行分析討論，在較短時間內，中國醫藥制造業出口活動的增加并不會明顯地促進FDI的增加，這可能是因為我國現階段出口的醫藥產品仍以附加值較低、污染較為嚴重的化學原料藥為主，高新技術產品出口比重較低，所以在短期內還未占領較高的國際市場地位，并沒有引起外國投資者足夠的重視。但是隨著我國醫藥制造業研發能力和技術水平的不斷增強，醫藥產品的出口將逐步轉變為以高新技術產品為主，進而拓展和提升我國醫藥制造業的國際市場地位，將會吸引越來越多的跨國藥企來中國進行投資。

5.1結論（1）從長期看，中國醫藥制造業FDI與出口貿易活動之間存在著長期穩定的均衡關系，TZE每增加1%，EX增加0.45%，即FDI能夠長期穩定的正向促進出口貿易活動；反之，EX每增加1%，TZE增加2.22%，即出口貿易活動能夠長期穩定的正向促進FDI。也就是說，在中國醫藥制造業中，出口貿易活動與FDI互為正向促進關系，但出口貿易活動對吸引外資的影響遠大于通過外資引入對出口貿易活動的影響。

（2）中國醫藥制造業FDI對出口貿易活動的正向推動作用在短期內較為明顯，在滯后1年和2年時最顯著，即FDI的增加在較短時間內就可以促進出口貿易活動。

（3）在短期內，中國醫藥制造業出口貿易活動并不能顯著促進FDI的增加，存在滯后效應，在滯后4年時促進作用最明顯，即前期出口貿易活動的積累為吸引醫藥制造業FDI奠定了堅實的基礎。

5.2建議（1）我國政府及相關部門應持續擴大對外開放，改善外資環境，進一步加強吸引外資的工作。對外開放是我國適應經濟全球化，建立現代經濟體系，增強國際地位的強有力措施。在擴大對外開放的同時，必須堅持互惠互利，合作共贏的原則，創造公平競爭的投資環境，深化外資體制改革，繼續面向全國統籌推進自貿試驗區的建設，探索建立具有中國特色的自由貿易區。

（2）提升我國醫藥企業引進外資的質量，優化外資的來源和結構，同時引導外商的投資方向，建立健全醫藥三資企業的監督機制，從而吸引更多的優質外資。我國醫藥企業應將引資對象范圍擴展至歐洲等發達國家，利用“一帶一路”政策吸引更多具有發展潛力的跨國制藥巨頭來我國進行投資乃至建立研發中心，此舉也可為我國本土醫藥制造業帶來一定的競爭壓力，促使國內藥企提高生產率和出口藥品的質量。

（3）制定我國醫藥制造業出口產品的專項法規政策，維護醫藥產品出口的貿易安全，同時制定貿易補貼、出口退稅及相關優惠政策以促進我國醫藥制造業進行出口貿易活動。逐步改善我國醫藥產品的出口類型和結構，嚴厲打擊假劣醫藥產品的出口，對其進行監督和檢查，確保出口到海外的醫藥產品優質且安全，以此吸引更多的優質外商來我國進行投資。

（4）政府及相關部門應積極鼓勵我國醫藥企業進行自主創新研發活動，樹立民族品牌，并將其推廣至海外以吸引更多的外資。對于我國醫藥企業來說，要加快企業間的重組并購，優化產業結構，提升醫藥企業的集中度和競爭力；同時大力培養創新醫藥人才，創造人才出入境的便利條件，以發展具有中國特色的醫藥制造業三資企業。