中国医药制造业外商直接投资与出口贸易活动关系研究

王东宇，王素，江雯雯，陈玉文

作者单位：沈阳药科大学工商管理学院，辽宁 沈阳110016

在全球医药行业高速发展的今天，中国已经跃居成为全球仅次于美国的第二大医药市场，并且现已成为全球化学原料药的生产和出口大国。但是，我国医药制造业起步晚、基础差，自主创新能力不足，整体技术水平与国际成熟市场仍有较大差距；同时，我国医药制造业仍然以附加值较低、污染较重的化学原料药出口为主，而高新技术产品出口比重较低；另外，我国医药制造业国际市场开发力度较低，对国际市场信息反应迟缓，缺乏联合开拓国际市场的意识与机制［1］。这些问题都制约着我国医药制造业的长足发展，因此扩大国际间医药合作，吸收发达国家先进的技术水平和管理经验，提高我国医药制造业自主创新能力，从而改善医药出口产品的现状，增强我国医药制造业的国际竞争力已成为刻不容缓的研究课题。

医药制造业作为中国最早引进外资的高技术产业之一，始终坚持合理引进外资，积极吸收海外先进的经验和技术，因此通过外商直接投资（FDI）活动有效地促进了产业的健康发展。FDI可以带来先进的技术和管理经验，它的进入必然会对中国医药制造业的创新能力产生巨大影响。随着中国经济的快速发展，全球各大跨国制药公司纷纷来中国进行投资并建立独资和合资企业，致使中国医药制造业的三资企业数量逐年上升，进一步促进了中国医药制造业的技术进步和出口活动。同时，出口贸易活动作为影响中国医药制造业健康发展的重要因素，也在一定程度上体现了中国医药制造业的创新能力和自主研发水平。2016年国家工信部编制的《医药工业发展规划指南》中提到：2015年中国医药出口额稳定增长，高达564亿美元；出口结构进一步完善，制剂和医疗器械出口比重加大，实现发达国家制剂市场的销售突破；海外投资从设立研发中心向建立生产基地发展，过亿美元的海外并购项目达10个以上［1］。由此可见，中国医药制造业正在深化国际间的相互合作，其发展也将逐步与发达国家的先进水平接轨。

前不久，中美贸易问题对于中国医药制造业的FDI与出口贸易活动或多或少会产生影响。2017年，中国规模以上医药企业主营业务收入为2.98万亿元。根据商务部海关数据统计，2017年对美国出口的原料药、制剂和医疗器械分别为39亿美元、12亿美元和58亿美元，对整个静态行业影响不大；反而相对于美国来说，出口到中国的均为高端医药产品，并且美国需要进口中国廉价的原料药，此举必将抬高其本土药企的成本。短期贸易保护主义的兴起，对国内制药企业影响甚微。从长远来看，这将有助于加快国内医药产业的升级，增强自主创新能力。

综上所述，中国医药制造业FDI与出口贸易活动之间具有密不可分的联系。基于“中美贸易战”的大背景，本研究选取中国医药制造业作为研究对象，实证分析其FDI与出口贸易活动之间的关系，旨在为中国医药制造业制定相关研发投资和出口贸易决策提供参考，进而促进医药制造业的技术进步和健康发展。

1 国内外研究现状

1.1国外研究现状1949年，美国经济学家Samuelson提出了FDI对出口贸易的替代作用，1957年被誉为“欧元之父”的经济学家 Mundell［2］也认为 FDI与出口贸易的关系是替代效应。然而日本经济学家小岛清（Kiyoshi Kojima）［3］则提出了边际产业扩张理论，认为FDI与出口贸易是互补而不是替代关系。Kneller、Pisu［4］选取 1992—1999 年英国制造业企业的数据证明了FDI在出口强度方面存在显著为正的水平出口溢出效应；Nguyen、Sun［5］运用2003—2004年越南制造业面板数据进行了分析，结果表明FDI对制造业企业有显著的出口溢出效应。此后，越来越多的国外学者开始对FDI的技术溢出效应进行研究，大多研究认为FDI能够促进东道国企业技术水平的提升，从而进一步影响出口贸易活动。

1.2国内研究现状吴亚萍［6］的研究中选取了中国2001—2011年高技术产业和传统产业各子行业的面板数据，实证分析了FDI对这两种产业的出口溢出效应，结果表明FDI对中国高技术产业和传统产业的内资企业出口具有显著的促进作用。在袁爽、张涛［7］的研究中，分析了FDI对中国出口贸易的贡献，结果表明，FDI进一步扩大了中国的出口规模，在中国出口总额中所占的比重越来越大。王琳［8］运用理论分析与实证分析相结合的方法对中国高技术产业内资企业的FDI出口溢出效应进行研究，最终发现FDI对中国高技术产业的水平出口溢出效应具有正向推动作用。何玲［9］选取了1996—2012年医药制造业的相关数据进行理论和实证分析，研究发现FDI对医药产品的出口活动具有显著的促进作用。吴洪芳、蒙浩［10］利用广西省2006—2016的十年数据，论证了FDI对广西出口贸易的影响，结果表明FDI对广西出口贸易不仅有显著的促进作用，而且对广西的出口贸易结构有一定程度的优化效应。王艳梅［11］选用安徽省作为研究对象，同时与其余五省形成对比，证明FDI对中部六省的出口总量和结构上均有正向作用，且能优化出口结构。孙纲［12］运用1987—2007年的数据实证分析FDI与出口贸易增长的关系，研究表明FDI促进了我国出口的增长，提升了我国工业制成品的出口竞争力。胡恒松、栗荣剑［13］利用我国1985—2014年的经济数据证明了FDI对进出口贸易有越来越显著的促进作用。

根据以上文献研究可发现，现今对于中国医药制造业FDI和出口贸易活动间关系的研究较少，相关研究也只进行了单方向影响的分析，没有对两者之间的相互影响关系进行深入探讨。所以本研究以中国医药制造业作为研究对象，利用相关数据对其FDI和出口贸易活动之间的相互关系进行实证研究。并提出如下假设：①中国医药制造业FDI对出口贸易活动产生正向影响；②中国医药制造业出口贸易活动对FDI产生正向影响。

2 研究设计

2.1研究理论与模型

2.1.1向量自回归（VAR）模型 VAR模型（Vector Auto-regression Model）是由世界著名的经济学家Sims［14］在1980年提出进而得到推广应用。VAR模型是使用模型中的所有当期变量对所有变量中的多个滞后变量进行回归，该方法无任何先决条件约束，即可估计联合内生变量之间的动态关系［15］。本研究要研究医药制造业FDI与出口贸易活动之间的关系，通常的方法是对变量直接进行回归分析，但是对于随时间变化而变化的非平稳的经济变量进行最小二乘法的估计则有可能出现“伪回归”的现象［16］。基于此，本研究运用EViews10软件对所选变量建立无约束的VAR模型来确定最优滞后阶数，以便更准确地进行Johansen协整检验以及矢量误差修正（VEC）模型的建立。

2.1.2VEC模型 VEC模型（Vector Error Correction Model）是由Engle和Granger将协整与误差修正模型结合起来建立的，其本质则为在差分序列建立的VAR模型中加入一个误差修正项［15］。由于VEC模型只能应用于存在协整关系的变量序列中，因此在建立误差修正模型之前需要进行Johansen协整检验，如果Johansen协整检验结果表明至少存在一个协整关系，则可以进一步建立VEC模型［17］。也就是说VEC模型是包含协整约束条件的VAR模型，因此其对于像本研究所选取的非平稳的时间经济变量分析优于VAR模型，不会导致变量间的相关信息丢失，从而使分析结果较为准确。

分析VAR以及VEC模型需要借助格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数（IRF）和方差分解等工具。格兰杰因果关系可以用来检验一个变量的所有滞后项是否对另一个或几个变量的当期值有影响；IRF能综合反应短期内各个变量之间的动态效应；方差分解可以将VAR模型系统内一个变量的方差分解到各个扰动项上，并给出了关于每个扰动项因素影响模型内各个变量的相对程度［17］。

2.2指标选取及数据说明本研究选取中国医药制造业作为研究对象，FDI作为解释变量，由于近些年的统计年鉴中没有统计外商直接投资额这一指标，本研究以三资企业投资额来代替外商直接投资额作为衡量指标［18］，记为TZE；选取出口贸易活动为被解释变量，以出口交货值衡量，记为EX。

以上指标及所选数据均来源于《中国高技术产业统计年鉴》［19］，由于1996—1999年TZE的数据缺失，因此本研究选取2000—2016年中国医药制造业TZE和EX两个时间序列进行相关数据分析。本研究使用的数据统计分析软件是EViews10。为了消除数据中可能存在的异方差现象，对所选变量进行对数化处理，记为lnTZE、lnEX，处理后的数据不会改变变量之间的相关关系。

中国医药制造业相关数据如表1所示，图1描绘了相应数据的变化趋势。由表1可知，2000年中国医药制造业TZE仅为25.96亿元，2016年则增长到447.91亿元，增速达到了17倍；EX由2000年的1 679 300.0万元增加到2016年的14 604 200.0万元。从图1可以直观地看出在这16年间我国医药制造业TZE和EX均呈逐年上升的趋势，但两者之间会不会引起相应的变动仍需进行后续模型的验证。由图1可知，2000年—2016年中国医药制造业三资企业的数量总体上呈现平稳上升趋势，2008—2009年医药制造业三资企业数量达到了近16年的峰值（1 144个），之后开始回落直至稳定在800～900个之间。

表1 2000—2016年中国医药制造业三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）

3 实证分析

3.1单位根检验DF检验和ADF检验是最为常见的单位根检验方法，且ADF检验是DF检验的拓展故更为准确，基于此，本研究运用EViews10软件选择ADF法进行检验，结果见表2。

从表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设，说明原序列均是非平稳时间序列，符合Johansen协整检验的要求，可以对其进行协整检验。分别对lnTZE和lnEX序列进行一阶差分后，得到ΔlnTZE和ΔlnEX，再对其进行ADF单位根检验。由表中数据可知，变量ΔlnEX和ΔlnTZE在5%的置信水平下，ADF检验值的绝对值均大于临界值，表明ΔlnEX和ΔlnTZE都不存在单位根，是平稳的时间序列。所以lnEX和lnTZE在5%的置信水平下都是一阶单整，即lnEX～I（1），lnTZE～I（1），可以建立VAR模型确定最优滞后阶数。

图1 中国医药制造业2000—2016年三资企业投资额（TZE）、出口交货值（EX）以及三资企业数量变化趋势图

表2 三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）单位根检验结果

表3 三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）滞后阶数检验

3.2最优滞后阶数的选择根据本研究所选的年度数据，综合考虑模型的稳定性和滞后阶选择的信息准则后构建lnEX和lnTZE的VAR模型的最大滞后期为3，运用EViews10软件确定最优滞后阶数，结果如表3所示。

由表3可知，综合LR（似然比）、AIC（赤池信息准则）、SC（施瓦茨信息准则）等都得出当滞后阶数为2时，所建立的VAR模型最稳定。

3.3Johansen协整检验两个及两个以上非平稳的时间序列变量协整关系的分析中，最常用的是Johansen协整检验方法，即数个非平稳变量间存有协整关系，进而推论变量之间存在长期关系。Johansen协整检验首先是检验协整关系的个数，同时获得协整矢量的估计结果，最后得到调整参数估计值，从而可以进一步得到VEC模型的估计结果。

由上述单位根检验结果可知，lnEX和lnTZE均为不平稳的时间序列，因此可以进行Johansen协整检验，检验结果如表4，5所示。

根据表4，5的结果可以看出，基于迹统计量和最大特征值的检验结果是一致的，均在5%的置信水平下拒绝第一原假设，即至少存在一个协整关系；在5%的置信水平下接受第二原假设，即有且只有一个协整关系。这说明TZE与EX序列之间存在长期稳定的均衡关系。

建立最小二乘回归方程得到lnEX＝0.45lnTZE。说明lnTZE和lnEX存在正相关的均衡关系，即TZE每增加1%，EX则增加0.45%。由此，还可得出lnTZE＝2.22lnEX，即从长期来看，EX每增加1%，TZE则增加2.22%。

表4 三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）基于迹统计量的协整检验

表5 三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）基于最大特征值的协整检验

3.4格兰杰因果关系检验通过Johanson协整检验可得TZE与EX之间存在长期稳定的协整关系，因此还需进一步进行格兰杰因果关系检验，看解释变量的前期变化是否能有效地解释被解释变量的变化。对两者进行格兰杰因果关系检验，具体结果见表6。

表6 三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）格兰杰因果关系检验结果

分析上表结果可知，当滞后阶数为1和2时，均拒绝lnTZE不是lnEX的格兰杰原因的原假设，并且接受lnEX不是lnTZE的格兰杰原因的原假设，即lnTZE是lnEX的格兰杰原因，但lnEX却不能有效地解释lnTZE的变动；滞后阶为3和5时，均接受原假设，两者之间不存在格兰杰因果关系；当滞后阶为4时，至少在92.54%的置信水平下lnEX是lnTZE的格兰杰原因。

3.5VEC模型的构建通过Johansen检验证明了两个变量间存在长期的协整关系，因此使用EViews10对lnTZE和lnEX建立VEC模型。从短期看，因变量的变动是长期的均衡关系和短期波动共同作用的结果，从长期看，误差修正项ECM会将变量拉回长期的均衡状态［20］。建立VEC模型后对其进行单位根检验，所有特征根倒数的值均小于1，说明构建的VEC模型是平稳的。根据VEC模型得出协整关系误差修正项的形式为：CointEQ1＝lnEX-0.45lnTZE-13.48。

3.6脉冲响应分析利用EViews10基于VEC模型建立TZE与EX的IRF，分析其短期内的动态变化，结果如图2所示，横轴表示脉冲响应追踪时期数（选取10年）；纵轴表示IRF的大小。

由图2脉冲响应函数图可知：

（1）在当期EX受到TZE一个正向冲击后，从第1期开始负向增大到峰值（0.01），然后在第2期冲击作用逐渐下降，直至第2期末EX的响应变为0，从第3期开始EX受TZE的冲击效应开始正向上升，在第3期以较快的速度上升到0.015左右，之后增速稍微变缓，但仍保持上升趋势，第4期达到0.028左右，接下来从第4期之后呈现稳步上升的趋势，一直到第10期达到0.05，由此可见，TZE对EX在短期内有正向冲击作用，且这种正向冲击作用具有滞后性。

（2）TZE受到EX的一个正向冲击后，产生的是负向影响，前2期保持相对稳定。从第1期开始TZE维持在-0.05左右，然后冲击作用开始加强，到第3期TZE负向增长到最大（-0.041），之后又逐渐下降，第4期时回落到原始水平，10期以内均产生负向影响。

图2 脉冲响应分析结果：A为TZE对EX的脉冲函数图；B为EX对TZE的脉冲函数图

3.7方差分解基于VEC模型对其进行方差分解，分析EX和TZE对各自变化的贡献度，具体结果见表7。

由表7知，第1期EX受自身波动冲击100%的影响，但是自身扰动效应逐渐降低，最后稳定在25.000%左右；TZE对于EX扰动的影响大幅增加，在第10期达到峰值，即76.873%的EX变动方差可以由TZE的变动解释；而第1期TZE受自身波动冲击84.573%的影响，自身扰动影响在第2期和第4期略有上升，之后开始平稳下降，第10期降为84.277%，EX对于投资额扰动的影响也分为两部分，第2期到第4期有小幅降低，第4期以后逐渐增加，第10期达到15.723%。

表7 三资企业投资额（TZE）和出口交货值（EX）方差分解结果

4 结果

本研究通过对所选数据进行描述性分析以及建立VAR模型和VEC模型对中国医药制造业FDI与出口贸易活动之间的关系进行了实证研究，并且在此基础上进行了格兰杰因果关系检验、IRF分析和方差分解，得到如下结果：

（1）中国医药制造业TZE和EX均呈逐年递增趋势，我国三资企业数量在2000—2009年是逐年上升的，但是2009年以后三资企业数量开始回落，增速放缓，这些企业大部分分布在东南沿海地带，不仅有利于吸引外资，而且降低了产品的运输出口成本。

（2）ADF检验表明，FDI与出口贸易活动的时间序列为非平稳时间序列，存在单位根。但是其一阶差分序列是同阶单整，即两者之间的线性组合可能是平稳的，存在协整关系。

（3）Johansen协整检验表明，FDI与出口贸易活动之间存在协整关系，TZE每增加1%，EX则增加0.45%；反之EX增加1%，TZE增加2.22%。

（4）格兰杰因果关系检验表明，当滞后阶数为1和2时，lnTZE是lnEX的格兰杰原因，滞后阶数为4时，lnEX是lnTZE的格兰杰原因。

（5）IRF表明，短期内出口贸易活动对FDI最初产生的是负向影响，而且存在一定的滞后效应；而短期内FDI对出口贸易活动则为正向推动作用。

（6）方差分解结果表明，FDI对于出口贸易活动的扰动效应十分明显，最终达到76.873%，由此可以证明在短期内中国医药制造业FDI对于出口贸易活动的影响较大；相反，在短期内出口贸易活动对于FDI的贡献度最后稳定在15.000%左右，影响并不是十分显著。

5 讨论

结合以上结果进行分析讨论，在较短时间内，中国医药制造业出口活动的增加并不会明显地促进FDI的增加，这可能是因为我国现阶段出口的医药产品仍以附加值较低、污染较为严重的化学原料药为主，高新技术产品出口比重较低，所以在短期内还未占领较高的国际市场地位，并没有引起外国投资者足够的重视。但是随着我国医药制造业研发能力和技术水平的不断增强，医药产品的出口将逐步转变为以高新技术产品为主，进而拓展和提升我国医药制造业的国际市场地位，将会吸引越来越多的跨国药企来中国进行投资。

5.1结论（1）从长期看，中国医药制造业FDI与出口贸易活动之间存在着长期稳定的均衡关系，TZE每增加1%，EX增加0.45%，即FDI能够长期稳定的正向促进出口贸易活动；反之，EX每增加1%，TZE增加2.22%，即出口贸易活动能够长期稳定的正向促进FDI。也就是说，在中国医药制造业中，出口贸易活动与FDI互为正向促进关系，但出口贸易活动对吸引外资的影响远大于通过外资引入对出口贸易活动的影响。

（2）中国医药制造业FDI对出口贸易活动的正向推动作用在短期内较为明显，在滞后1年和2年时最显著，即FDI的增加在较短时间内就可以促进出口贸易活动。

（3）在短期内，中国医药制造业出口贸易活动并不能显著促进FDI的增加，存在滞后效应，在滞后4年时促进作用最明显，即前期出口贸易活动的积累为吸引医药制造业FDI奠定了坚实的基础。

5.2建议（1）我国政府及相关部门应持续扩大对外开放，改善外资环境，进一步加强吸引外资的工作。对外开放是我国适应经济全球化，建立现代经济体系，增强国际地位的强有力措施。在扩大对外开放的同时，必须坚持互惠互利，合作共赢的原则，创造公平竞争的投资环境，深化外资体制改革，继续面向全国统筹推进自贸试验区的建设，探索建立具有中国特色的自由贸易区。

（2）提升我国医药企业引进外资的质量，优化外资的来源和结构，同时引导外商的投资方向，建立健全医药三资企业的监督机制，从而吸引更多的优质外资。我国医药企业应将引资对象范围扩展至欧洲等发达国家，利用“一带一路”政策吸引更多具有发展潜力的跨国制药巨头来我国进行投资乃至建立研发中心，此举也可为我国本土医药制造业带来一定的竞争压力，促使国内药企提高生产率和出口药品的质量。

（3）制定我国医药制造业出口产品的专项法规政策，维护医药产品出口的贸易安全，同时制定贸易补贴、出口退税及相关优惠政策以促进我国医药制造业进行出口贸易活动。逐步改善我国医药产品的出口类型和结构，严厉打击假劣医药产品的出口，对其进行监督和检查，确保出口到海外的医药产品优质且安全，以此吸引更多的优质外商来我国进行投资。

（4）政府及相关部门应积极鼓励我国医药企业进行自主创新研发活动，树立民族品牌，并将其推广至海外以吸引更多的外资。对于我国医药企业来说，要加快企业间的重组并购，优化产业结构，提升医药企业的集中度和竞争力；同时大力培养创新医药人才，创造人才出入境的便利条件，以发展具有中国特色的医药制造业三资企业。