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，中國已經(jīng)躍居成為全球僅次于美國的第二大醫(yī)藥市場，并且現(xiàn)已成為全球化學(xué)原料藥的生產(chǎn)和出口大國。但是，我國醫(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)水平與國際成熟市場仍有較大差距；同時，我國醫(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，我國醫(yī)藥制造業(yè)國際市場開發(fā)力度較低，對國際市場信息反應(yīng)遲緩，缺乏聯(lián)合開拓國際市場的意識與機(jī)制［1］。這些問題都制約著我國醫(yī)藥制造業(yè)的長足發(fā)展，因此擴(kuò)大國際間醫(yī)藥合作，吸收發(fā)達(dá)國家先進(jìn)的技術(shù)水平和管理經(jīng)驗，提高我國醫(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)我國醫(yī)藥制造業(yè)的國際競爭力已成為刻不容緩的研究課題。

醫(yī)藥制造業(yè)作為中國最早引進(jìn)外資的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之一，始終堅持合理引進(jìn)外資，積極吸收海外先進(jìn)的經(jīng)驗和技術(shù)，因此通過外商直接投資（FDI）活動有效地促進(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，它的進(jìn)入必然會對中國醫(yī)藥制造業(yè)的創(chuàng)新能力產(chǎn)生巨大影響。隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，全球各大跨國制藥公司紛紛來中國進(jìn)行投資并建立獨資和合資企業(yè)，致使中國醫(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)了中國醫(yī)藥制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和出口活動。同時，出口貿(mào)易活動作為影響中國醫(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)了中國醫(yī)藥制造業(yè)的創(chuàng)新能力和自主研發(fā)水平。2016年國家工信部編制的《醫(yī)藥工業(yè)發(fā)展規(guī)劃指南》中提到：2015年中國醫(yī)藥出口額穩(wěn)定增長，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，實現(xiàn)發(fā)達(dá)國家制劑市場的銷售突破；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目達(dá)10個以上［1］。由此可見，中國醫(yī)藥制造業(yè)正在深化國際間的相互合作，其發(fā)展也將逐步與發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)水平接軌。

前不久，中美貿(mào)易問題對于中國醫(yī)藥制造業(yè)的FDI與出口貿(mào)易活動或多或少會產(chǎn)生影響。2017年，中國規(guī)模以上醫(yī)藥企業(yè)主營業(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，2017年對美國出口的原料藥、制劑和醫(yī)療器械分別為39億美元、12億美元和58億美元，對整個靜態(tài)行業(yè)影響不大；反而相對于美國來說，出口到中國的均為高端醫(yī)藥產(chǎn)品，并且美國需要進(jìn)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(mào)易保護(hù)主義的興起，對國內(nèi)制藥企業(yè)影響甚微。從長遠(yuǎn)來看，這將有助于加快國內(nèi)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的升級，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力。

綜上所述，中國醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動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，本研究選取中國醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對象，實證分析其FDI與出口貿(mào)易活動之間的關(guān)系，旨在為中國醫(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 國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

1.1國外研究現(xiàn)狀1949年，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Samuelson提出了FDI對出口貿(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，越來越多的國外學(xué)者開始對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。

1.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀吳亞萍［6］的研究中選取了中國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)，實證分析了FDI對這兩種產(chǎn)業(yè)的出口溢出效應(yīng)，結(jié)果表明FDI對中國高技術(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對中國出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)，結(jié)果表明，F(xiàn)DI進(jìn)一步擴(kuò)大了中國的出口規(guī)模，在中國出口總額中所占的比重越來越大。王琳［8］運(yùn)用理論分析與實證分析相結(jié)合的方法對中國高技術(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對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的水平出口溢出效應(yīng)具有正向推動作用。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)行理論和實證分析，研究發(fā)現(xiàn)FDI對醫(yī)藥產(chǎn)品的出口活動具有顯著的促進(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對廣西出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明FDI對廣西出口貿(mào)易不僅有顯著的促進(jìn)作用，而且對廣西的出口貿(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(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)實證分析FDI與出口貿(mào)易增長的關(guān)系，研究表明FDI促進(jìn)了我國出口的增長，提升了我國工業(yè)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(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)證明了FDI對進(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)今對于中國醫(yī)藥制造業(yè)FDI和出口貿(mào)易活動間關(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。所以本研究以中國醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對象，利用相關(guān)數(shù)據(jù)對其FDI和出口貿(mào)易活動之間的相互關(guān)系進(jìn)行實證研究。并提出如下假設(shè)：①中國醫(yī)藥制造業(yè)FDI對出口貿(mào)易活動產(chǎn)生正向影響；②中國醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易活動對FDI產(chǎn)生正向影響。

2 研究設(shè)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(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)期變量對所有變量中的多個滯后變量進(jìn)行回歸，該方法無任何先決條件約束，即可估計聯(lián)合內(nèi)生變量之間的動態(tài)關(guān)系［15］。本研究要研究醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動之間的關(guān)系，通常的方法是對變量直接進(jìn)行回歸分析，但是對于隨時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則有可能出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象［16］。基于此，本研究運(yùn)用EViews10軟件對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模型中加入一個誤差修正項［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，如果Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明至少存在一個協(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，因此其對于像本研究所選取的非平穩(wěn)的時間經(jīng)濟(jì)變量分析優(yōu)于VAR模型，不會導(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、脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和方差分解等工具。格蘭杰因果關(guān)系可以用來檢驗一個變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當(dāng)期值有影響；IRF能綜合反應(yīng)短期內(nèi)各個變量之間的動態(tài)效應(yīng)；方差分解可以將VAR模型系統(tǒng)內(nèi)一個變量的方差分解到各個擾動項上，并給出了關(guān)于每個擾動項因素影響模型內(nèi)各個變量的相對程度［17］。

2.2指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明本研究選取中國醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對象，F(xiàn)DI作為解釋變量，由于近些年的統(tǒng)計年鑒中沒有統(tǒng)計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《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》［19］，由于1996—1999年TZE的數(shù)據(jù)缺失，因此本研究選取2000—2016年中國醫(yī)藥制造業(yè)TZE和EX兩個時間序列進(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，對所選變量進(jìn)行對數(shù)化處理，記為lnTZE、lnEX，處理后的數(shù)據(jù)不會改變變量之間的相關(guān)關(guān)系。

中國醫(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。由表1可知，2000年中國醫(yī)藥制造業(yè)TZE僅為25.96億元，2016年則增長到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年間我國醫(yī)藥制造業(yè)TZE和EX均呈逐年上升的趨勢，但兩者之間會不會引起相應(yīng)的變動仍需進(jìn)行后續(xù)模型的驗證。由圖1可知，2000年—2016年中國醫(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，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），之后開始回落直至穩(wěn)定在800～900個之間。

表1 2000—2016年中國醫(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(zhǔn)確，基于此，本研究運(yùn)用EViews10軟件選擇ADF法進(jìn)行檢驗，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)時間序列，符合Johansen協(xié)整檢驗的要求，可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。分別對lnTZE和lnEX序列進(jìn)行一階差分后，得到ΔlnTZE和ΔlnEX，再對其進(jìn)行ADF單位根檢驗。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(wěn)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(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)量變化趨勢圖

表2 三資企業(yè)投資額（TZE）和出口交貨值（EX）單位根檢驗結(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

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，所建立的VAR模型最穩(wěn)定。

3.3Johansen協(xié)整檢驗兩個及兩個以上非平穩(wěn)的時間序列變量協(xié)整關(guān)系的分析中，最常用的是Johansen協(xié)整檢驗方法，即數(shù)個非平穩(wěn)變量間存有協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而推論變量之間存在長期關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗首先是檢驗協(xié)整關(guān)系的個數(shù)，同時獲得協(xié)整矢量的估計結(jié)果，最后得到調(diào)整參數(shù)估計值，從而可以進(jìn)一步得到VEC模型的估計結(jié)果。

由上述單位根檢驗結(jié)果可知，lnEX和lnTZE均為不平穩(wěn)的時間序列，因此可以進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結(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)計量和最大特征值的檢驗結(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)，即有且只有一個協(xié)整關(guān)系。這說明TZE與EX序列之間存在長期穩(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)計量的協(xié)整檢驗

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

3.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗通過Johanson協(xié)整檢驗可得TZE與EX之間存在長期穩(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，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(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，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)系檢驗結(jié)果

分析上表結(jié)果可知，當(dāng)滯后階數(shù)為1和2時，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；滯后階為3和5時，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，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檢驗證明了兩個變量間存在長期的協(xié)整關(guān)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(guān)系和短期波動共同作用的結(jié)果，從長期看，誤差修正項ECM會將變量拉回長期的均衡狀態(tài)［20］。建立VEC模型后對其進(jìn)行單位根檢驗，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)的動態(tài)變化，結(jié)果如圖2所示，橫軸表示脈沖響應(yīng)追蹤時期數(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，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，一直到第10期達(dá)到0.05，由此可見，TZE對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的一個正向沖擊后，產(chǎn)生的是負(fù)向影響，前2期保持相對穩(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(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EX的脈沖函數(shù)圖；B為EX對TZE的脈沖函數(shù)圖

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

由表7知，第1期EX受自身波動沖擊100%的影響，但是自身擾動效應(yīng)逐漸降低，最后穩(wěn)定在25.000%左右；TZE對于EX擾動的影響大幅增加，在第10期達(dá)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(wěn)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(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模型對中國醫(yī)藥制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易活動之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，并且在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗、IRF分析和方差分解，得到如下結(jié)果：

（1）中國醫(yī)藥制造業(yè)TZE和EX均呈逐年遞增趨勢，我國三資企業(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檢驗表明，F(xiàn)DI與出口貿(mào)易活動的時間序列為非平穩(wěn)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(wěn)的，存在協(xié)整關(guān)系。

（3）Johansen協(xié)整檢驗表明，F(xiàn)DI與出口貿(mào)易活動之間存在協(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)系檢驗表明，當(dāng)滯后階數(shù)為1和2時，lnTZE是lnEX的格蘭杰原因，滯后階數(shù)為4時，lnEX是lnTZE的格蘭杰原因。

（5）IRF表明，短期內(nèi)出口貿(mào)易活動對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對出口貿(mào)易活動則為正向推動作用。

（6）方差分解結(jié)果表明，F(xiàn)DI對于出口貿(mào)易活動的擾動效應(yīng)十分明顯，最終達(dá)到76.873%，由此可以證明在短期內(nèi)中國醫(yī)藥制造業(yè)FDI對于出口貿(mào)易活動的影響較大；相反，在短期內(nèi)出口貿(mào)易活動對于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，在較短時間內(nèi)，中國醫(yī)藥制造業(yè)出口活動的增加并不會明顯地促進(jìn)FDI的增加，這可能是因為我國現(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(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)而拓展和提升我國醫(yī)藥制造業(yè)的國際市場地位，將會吸引越來越多的跨國藥企來中國進(jìn)行投資。

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

（2）中國醫(yī)藥制造業(yè)FDI對出口貿(mào)易活動的正向推動作用在短期內(nèi)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(nèi)就可以促進(jìn)出口貿(mào)易活動。

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

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

（2）提升我國醫(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。我國醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)將引資對象范圍擴(kuò)展至歐洲等發(fā)達(dá)國家，利用“一帶一路”政策吸引更多具有發(fā)展?jié)摿Φ目鐕扑幘揞^來我國進(jìn)行投資乃至建立研發(fā)中心，此舉也可為我國本土醫(yī)藥制造業(yè)帶來一定的競爭壓力，促使國內(nèi)藥企提高生產(chǎn)率和出口藥品的質(zhì)量。

（3）制定我國醫(yī)藥制造業(yè)出口產(chǎn)品的專項法規(guī)政策，維護(hù)醫(yī)藥產(chǎn)品出口的貿(mào)易安全，同時制定貿(mào)易補(bǔ)貼、出口退稅及相關(guān)優(yōu)惠政策以促進(jìn)我國醫(yī)藥制造業(yè)進(jìn)行出口貿(mào)易活動。逐步改善我國醫(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)外商來我國進(jìn)行投資。

（4）政府及相關(guān)部門應(yīng)積極鼓勵我國醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新研發(fā)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(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)的集中度和競爭力；同時大力培養(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)展具有中國特色的醫(yī)藥制造業(yè)三資企業(yè)。