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    中國醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率及影響因素

    2011-12-21 01:55:48張永慶劉清華
    中國科技論壇 2011年1期
    關鍵詞:醫(yī)藥制造業(yè)效率

    張永慶,劉清華,徐 炎

    (1.上海理工大學,上海 200090;2.上海海事大學,上海 200135)

    中國醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率及影響因素

    張永慶1,劉清華1,徐 炎2

    (1.上海理工大學,上海 200090;2.上海海事大學,上海 200135)

    本文利用隨機前沿生產函數測算了中國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率,并考察了科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結構等因素對研發(fā)效率的影響。研究發(fā)現,醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率整體偏低,但呈現“三平穩(wěn)兩增長”的增長狀態(tài)。企業(yè)規(guī)模、市場結構、技術改造經費和研發(fā)效率顯著正相關,而科技活動經費籌集額中政府資金對研發(fā)效率的作用不明顯。

    研發(fā)效率;醫(yī)藥制造業(yè);隨機前沿生產函數

    1 引言及文獻回顧

    醫(yī)藥制造業(yè)是關系國計民生的基礎性和戰(zhàn)略性產業(yè),技術創(chuàng)新是醫(yī)藥制造業(yè)的核心競爭力。研發(fā)活動作為技術創(chuàng)新的主要來源之一,是引導技術創(chuàng)新、實現科技進步的關鍵因素,同時研發(fā)效率的高低決定了能否適時有效地將研發(fā)投入轉化為創(chuàng)新成果,使產品在市場上獲取競爭力。但并不是所有的研發(fā)活動都能帶來技術創(chuàng)新,推動科技進步,這是由于部分研發(fā)投入沒有得到充分利用,不能產生有效的技術成果,無法實現預期目標,從而導致研發(fā)活動失效。因而,行業(yè)的研發(fā)效率對于醫(yī)藥制造業(yè)實現技術創(chuàng)新,增強產業(yè)競爭能力,促進產業(yè)的持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

    本文在已有研究的基礎上,采用隨機前沿函數方法,選取1999—2008年間我國醫(yī)藥制造業(yè)28個省市的面板數據,并構建了無效率函數,對醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率及其影響因素進行深入研究。

    2 模型構建

    2.1 實證模型的選擇

    目前最常用的隨機前沿函數模型是Battese和Coelli在1992和1995年設定的生產函數模型,簡稱BC(1992)和BC(1995)模型。BC(1992)模型假設非效率項服從截尾正態(tài)分布,并認為技術效率隨時間不同而變化。BC(1995)模型則不但測算了效率數值的大小,還從影響技術效率的因素著手進行研究。BC(1995)模型是目前學者們最為推崇的一個研究工具,與數據包絡分析(DEA)相比,具有考慮隨機誤差、采用面板數據、技術效率測算方程與其影響因素方程聯立的優(yōu)勢。

    借鑒BC(1995)模型[1],本文的隨機前沿函數模型構建如下:

    模型(1)中Y、RD、RDP分別表示我國醫(yī)藥制造業(yè)某省市某年的研發(fā)產出、研發(fā)資本投入、研發(fā)人員投入,i和t分別表示醫(yī)藥制造業(yè)第i個省份和第t個年份。β0是常數項,β1和β2代表研發(fā)資本和研發(fā)人員的產出彈性。(Vit-Uit)表示方程的隨機誤差項,具有復合結構,Vit代表經濟系統(tǒng)中不可控因素沖擊的噪聲誤差,假定其服從正態(tài)分布N(0,),且獨立于Uit。Uit為非負隨機變量,考察研發(fā)活動中的技術無效率,假定其服從截尾正態(tài)分布N(Mit,)。e-Mit表示省市i在t時期研發(fā)活動的研發(fā)效率。Mit越大表示技術效率越低,意味著投入等量的研發(fā)資本和研發(fā)人員能夠獲得的研發(fā)產出越少。本文重點考察科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結構等因素對研發(fā)活動技術無效率的影響,因而構建以下無效率函數:

    函數(2)中δ0為待估常數,Fund、Transf、Scale、MS分別表示科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、規(guī)模變量以及市場結構等變量,δ1、δ2、δ3、δ4分別表示相應變量的影響系數。Wit為隨機誤差項,假定其服從正態(tài)分布N(0,)。判斷構建的隨機前沿生產函數模型是否適合用來測算我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率,可以通過考察函數(2)中隨機誤差項的技術無效的比重,也就是通過γ=/(+)(0≤γ≤1)的大小來判斷。當γ接近于0時,表示實際研發(fā)產出與可能最大研發(fā)產出的差距主要來自于不可控因素造成的噪聲誤差,此時用普通最小二乘法(OLS)就可以實現對生產參數的估計,無需采用隨機前沿函數模型。γ越趨近于1,越能說明前沿生產函數的誤差主要源于隨機變量Uit,則越適合采用隨機前沿生產函數模型對研發(fā)效率進行估計。

    2.2 數據來源及變量選取

    由于《中國高技術產業(yè)年鑒》數據包含出版年之前各年份的數據但是又有所缺失 (如2009年的年鑒,包含了1997—2008年的數據,但是部分年份數據缺失),因此研究使用的數據,是在《中國高技術產業(yè)年鑒(2005—2009)》的基礎上,綜合2005—2009年年鑒中包含的各年數據,對其進行整理補充,完整中國醫(yī)藥制造業(yè)各個省市1999—2008年10年的面板數據。

    現有文獻在研究技術創(chuàng)新成果時,一般選取研發(fā)經費的投入和研發(fā)人員的投入作為技術創(chuàng)新的投入指標,對于技術創(chuàng)新的產出指標的選取,則存在不同觀點。20世紀五六十年代,使用研發(fā)經費近似作為技術創(chuàng)新產出指標,這樣做的缺陷是認為技術創(chuàng)新的投入和產出是一個線性關系,有投入就一定有產出。70年代以來多采用專利數作為技術創(chuàng)新產出指標[2-3]。近年來也有學者采用新產品銷售收入[4]和新產品產值[5]作為研發(fā)產出指標?;诒姸鄬W者關于技術創(chuàng)新投入及產出指標選取問題的研究成果,本文結合我國醫(yī)藥制造業(yè)的行業(yè)特點行業(yè)及發(fā)展的現狀,選取合適的研發(fā)投入指標和研發(fā)產出指標。

    (1)研發(fā)投入指標的選取。

    醫(yī)藥制造業(yè)作為高技術、知識性生產函數,研發(fā)產出不僅受到當期研發(fā)資本投入的影響,也受到過去各期研發(fā)資本投入的影響,所以,選取研發(fā)資本存量來反映研發(fā)資本投入情況相比于直接使用研發(fā)資本投入更為恰當。關于研發(fā)資本存量的計算方法,國內外學者主要采用經典的永續(xù)盤存法。參照Goto和Suzuki和吳延兵的計算方法,以過去各個時期的研發(fā)支出現值與第t-1期的研發(fā)資本存量現值之和來表示即第t期的研發(fā)資本存量[6-7],計算公式如下所示:

    其中,K是研發(fā)資本存量,E代表研發(fā)支出,ρ為研發(fā)資本存量的折舊率。此外,假定R&D資本存量K的平均增長率等于R&D支出E的平均增長率,研發(fā)資本存量的期初值為:K0=E0/(g+ρ),g為E的年均增長率[11-12]。本文的基年定位1999年。在測算研發(fā)資本存量之前,研發(fā)資本支出已經按1990年不變價“研發(fā)價格指數”進行平減。對于研發(fā)資本折舊率ρ,國內外眾多文獻在估算研發(fā)資本存量時都采用了15%[4,7,9],因此,本文也采用15%。

    研發(fā)人員投入的數量、結構和素質,是企業(yè)技術創(chuàng)新能力的重要表現。反映研發(fā)人員投入的指標主要是研發(fā)人員 (人)和研發(fā)人員折合全時當量 (人年)。前者是參與活動的人員數量,后者是按照參加人員實際參與研發(fā)活動的時間折合的研發(fā)活動工作當量。后者更能反映投入研發(fā)活動的人員情況。因此,本文選擇研發(fā)人員折合全時當量(人年)作為研發(fā)生產函數中的研發(fā)人員投入指標。

    (2)研發(fā)產出指標的選取。

    研發(fā)活動的產出指標主要有專利申請量、專利授權量、新產品產值、新產品銷售收入等衡量指標。其中,專利申請量和授權量,是研發(fā)活動的中間產出,能反映出研發(fā)活動的直接效果,是產業(yè)技術創(chuàng)新的重要衡量標準。新產品產值和新產品銷售收入是最終產出,相比專利指標,更能反映出產業(yè)研發(fā)活動產出在市場上的績效情況。本研究根據醫(yī)藥制造業(yè)的行業(yè)特點和研發(fā)現狀,以及醫(yī)藥制造業(yè)有關數據的可獲得性和可操作性,對研發(fā)產出指標進行篩選。首先由于專利量的數據局限,且醫(yī)藥制造業(yè)的專利指標較小,有的甚至為零,這種情況下使用OLS估計是有偏的。其次,新產品銷售收入受到營銷等非生產環(huán)節(jié)的影響,同時受市場上其他不確定因素影響,不能完全反映研發(fā)活動的產出和研發(fā)效率的變動。因此我們選用新產品產值作為研發(fā)產出指標,并以1999年為基年,按照工業(yè)品出廠價格指數進行平減,以消除通脹等因素的影響。

    (3)非效率函數指標的選取。

    科技活動經費籌集額,對于研發(fā)活動有重要的影響力,直接影響到研發(fā)投入的力度大小,而其中政府資金來源對于研發(fā)活動起到激勵和引導作用,因此選擇這兩項指標進行非效率模型的研究,以深入研究政府資金對醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率的影響。另外,技術改造是我國醫(yī)藥制造業(yè)在當前發(fā)展水平下,普遍采用的技術創(chuàng)新方式,一定的技術改造能力將大大有利于研發(fā)能力和研發(fā)效率的提高。因此,技術改造經費是一項重要的研發(fā)活動效率考量指標,將其選入非效率模型,進一步研究其對研發(fā)效率的影響作用。同時,很多學者的研究都表明企業(yè)規(guī)模和市場結構對高新技術產業(yè)的研發(fā)效率的影響很大。因此,在非效率函數中,本文選擇科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結構等變量作為技術無效率的影響因素。

    3 實證結果分析

    利用Shazam軟件及Frontier4.1軟件,使用極大似然法估計經驗模型可獲得各項參數,具體結果見表1。其中,γ值為0.9406,非常接近1,且LR單邊檢驗表明它符合混合卡方分布 (Mixed Chi-square Distribution),說明模型(1)中的誤差項有著明顯的復合結構。因此,采用SFA方法構建隨機前沿生產函數來測算我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率是有效的。具體分析如下:

    (1)研發(fā)投入要素產出彈性和研發(fā)活動規(guī)模效應分析。研發(fā)資本投入(RD)和研發(fā)人員投入(RDP)彈性系數β1、β2的值分別為0.2681和0.4298。表明我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)經費內部支出每增加1%,新產品產值便會增加0.2681%;研發(fā)人員投入每增加1%,則新產品產值會增長0.4298%??梢?,在我國醫(yī)藥制造業(yè)新產品產值的增長中,研發(fā)人員投入的貢獻率高于研發(fā)資本投入的貢獻率。同時,研發(fā)投入的彈性系數僅為0.6979,說明我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)活動缺乏規(guī)模經濟性。

    表1 SFA模型各參數估計值

    (2)研發(fā)效率的變動趨勢和各區(qū)域的研發(fā)效率比較分析。我國醫(yī)藥制造業(yè)28個省市1999—2008年的研發(fā)效率估計值,經整理后如表2和圖1所示。我國醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率10年均值為0.5290,相比之下,我國電力行業(yè)、通信行業(yè)的研發(fā)效率都已達到0.9以上,發(fā)達國家該行業(yè)的研發(fā)效率也早已達到0.9以上,這說明我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率還有待提高。但是,我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率整體上呈現上升趨勢。從圖1可以看出,2000—2002年的研發(fā)效率基本沒有太大變化,此后出現2003—2004年的較快增長,2004—2006年的研發(fā)效率再度處于一個平穩(wěn)期,2007年出現較快增長的情況。由于2008年出現金融危機,醫(yī)藥中間體及醫(yī)藥產品出口的下降,抑制了企業(yè)研發(fā)投入,因此研發(fā)效率有稍微下降。同時,根據1999年的研發(fā)效率值,我們認為我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率的變動具有周期性,即:三年一個平穩(wěn)期后將出現兩年的較高增長期,簡稱“三平穩(wěn)兩增長”。

    從區(qū)域的角度看,研發(fā)效率居前三位的省市是長三角都市圈的江蘇、浙江和上海,我國另外兩大都市圈(珠三角都市圈和京津冀都市圈)的6個省市的研發(fā)效率均位列前10。長三角都市圈(江蘇、浙江、上海)是我國醫(yī)藥產業(yè)最大的聚集區(qū),在都市圈內形成了比較完整的醫(yī)藥產業(yè)鏈和比較合理的產業(yè)布局:江蘇省集聚了一批跨國醫(yī)藥企業(yè),在化學制劑方面研發(fā)能力較強;浙江省的化學原料藥和中間體研發(fā)生產已具規(guī)模;上海擁有較多大規(guī)模的醫(yī)藥研發(fā)中心,研發(fā)能力較強。珠三角都市圈市場經濟、民營經濟比較發(fā)達,廣州的中藥研發(fā)創(chuàng)新資源較好,而深圳集聚了一批生物制藥骨干企業(yè),具備較好的生物醫(yī)藥研發(fā)環(huán)境。京津冀都市圈生物科技力量雄厚,北京在生物醫(yī)藥領域具有較強的科研基礎和研發(fā)能力,河北在化學制藥領域具有特色,天津在現代中藥、生物制藥等領域的研發(fā)能力較強,國際化水平較高。

    (3)科技活動經費籌集額中政府資金對研發(fā)效率的影響。從表1可以看出,δ1=-0.1045,這說明科技活動經費籌集額中政府資金對研發(fā)效率有促進作用。由于醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)周期長、風險大,一般企業(yè)無法獨立承擔研發(fā)項目,因此政府資金的扶持很重要,既能增加研發(fā)投入,又能促使企業(yè)進行研發(fā)。

    (4)技術改造經費支出對研發(fā)效率的影響。表1中δ2=-0.4736,說明技術改造經費支出和研發(fā)效率有著明顯的正向相關關系。這和我國的醫(yī)藥產業(yè)發(fā)展情況基本一致。目前,我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數量多、規(guī)模小,很多企業(yè)缺乏核心技術和新藥研發(fā)能力,主要通過仿制新藥,或者是引進發(fā)達國家的技術,進行改造生產。技術改造經費的支出,將提高我國醫(yī)藥制造業(yè)新產品產值,從而對研發(fā)效率有正向作用。

    (5)企業(yè)規(guī)模對研發(fā)效率的影響。表1中δ3=-2.7455,說明研發(fā)效率與企業(yè)規(guī)模之間存在著顯著的正相關關系,即企業(yè)規(guī)模越大,研發(fā)就越具規(guī)模經濟性,研發(fā)效率就越高。醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)具有投入高、周期長、風險大的特征,由于固定成本和沉沒成本的存在,相比于大型企業(yè),中小型企業(yè)進行研發(fā)的風險很大。因此,中小型企業(yè)在從事研發(fā)活動時常常面臨資金瓶頸,同時大多數企業(yè)并不愿意冒險研發(fā),而選擇跟隨模仿大企業(yè)已經打開市場的產品,這使將對研發(fā)效率的提高產生抑制作用。

    (6)市場結構對研發(fā)效率的影響。表1中δ4=-1.1173,這表明醫(yī)藥制造業(yè)的市場競爭性越強,越有助于刺激研發(fā)效率的提升。這與大多數學者的相關研究結論是一致的。已有學者研究認為,市場競爭程度與研發(fā)效率之間并非是簡單的正向關系,市場結構與企業(yè)規(guī)模之間相互關聯,市場集中度較低、企業(yè)規(guī)模過小并不利于研發(fā)投入和效率的提高。根據模型的估計結果,企業(yè)規(guī)模和市場競爭都對研發(fā)效率有促進作用,這表明較大的企業(yè)規(guī)模和較充分的競爭關系有利于提高研發(fā)效率。

    4 結論與建議

    本文運用隨機前沿生產函數模型,研究了我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率。研究結果發(fā)現,我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率均值為0.5290,且每年的研發(fā)效率具有“三平穩(wěn)兩增長”的增長周期性。在醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)投入中,研發(fā)人員對新產品產出貢獻大于研發(fā)資本。但醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)活動仍不具有規(guī)模經濟性,平均研發(fā)效率水平偏低。從區(qū)域研發(fā)效率的比較分析可以知道,較高的市場集中度和產業(yè)集聚,有利于提高研發(fā)效率。同時,醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率與企業(yè)規(guī)模呈顯著的正向關系,市場競爭性有利于促進研發(fā)效率,技術改造經費支出有助于提高新產品產值,而科技活動經費籌集額中政府資金對研發(fā)效率的作用不明顯。

    結合以上研究,要提高我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率,可以從以下幾個方面入手。

    (1)發(fā)揮各地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的產業(yè)優(yōu)勢和資源比較優(yōu)勢,在我國形成幾塊產業(yè)鏈完善、優(yōu)勢互補和相互支撐的“醫(yī)藥產業(yè)群”。例如,“長三角都市圈醫(yī)藥產業(yè)群”——在上海形成新藥研發(fā)中心和醫(yī)藥營銷中心,江蘇省著力發(fā)展化學制劑,而浙江進一步把化學原料藥做大做強,在長三角都市圈內形成完整的醫(yī)藥產業(yè)鏈和合理的醫(yī)藥產業(yè)布局模式。同時,發(fā)揮我國在中醫(yī)藥資源上的比較優(yōu)勢,在珠三角都市圈、京津冀都市圈以及云南、西藏等地建立中醫(yī)藥和生物醫(yī)藥研發(fā)中心,加大中藥的研究、生產及向世界市場推銷的力度。

    (2)提高市場集中度,促進產業(yè)集聚,加大研發(fā)投入力度,增強研發(fā)能力。低集中度不利于研發(fā)投入活動的有效支撐,對研發(fā)效率存在不利影響。因此,需要鼓勵企業(yè)間的兼并與合并,提高集中度,形成規(guī)模經濟效應??梢酝ㄟ^產業(yè)集聚,促進技術交流,促成合作研發(fā)。

    (3)培育合理的競爭性市場環(huán)境。醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率與企業(yè)規(guī)模呈顯著的正向關系,市場競爭性有利于促進研發(fā)效率,這兩個結論的結合意味著競爭性寡頭主導的、大中小型企業(yè)共存的市場結構可能是有利于改善醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率的理想市場結構形態(tài)。

    (4)完善政策與制度,增強知識產權保護意識,為醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)活動提供良好的支撐。我國醫(yī)藥制造業(yè)的特點決定其受到政府政策和制度影響較大。因此,在產業(yè)政策層面,需大力引導企業(yè)走技術創(chuàng)新之路,并落實扶持政策,使企業(yè)敢于投入研發(fā),不斷積累技術力量,提高研發(fā)效率。

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    R&D Efficiency and Determinants of Chinese Pharmaceutical Industry

    Zhang Yongqing1,Liu Qinghua1,Xu Yan2
    (1.University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200090,China; 2.Shanghai Maritime University,Shanghai 200135,China)

    Using the stochastic frontier analysis technique,this paper estimates R&D efficiency of Chinese pharmaceutical industries. Following this work,the paper investigates the impact of government funds for scientific and technological activities,technical transformation expenses,firm size,and market structure on R&D efficiency.The main conclusions are introduced as follows.Though R&D efficiency of Chinese pharmaceutical industries is low,its growth is “three-steady,two-growth”.R&D efficiency is positively related with technical transformation expenses,firm size and the degree of market competition,but it is not positively related with government funds for scientific and technological activities significantly.

    R&D efficiency;pharmaceutical industry;stochastic frontier production function

    國家社會科學基金項目“都市圈產業(yè)體系與布局模式研究——以長三角都市圈為例”(06BJL044)、上海市教委重點學科建設項目(J50504)、上海市教育委員會人文社科項目“總部經濟產業(yè)價值鏈與空間價值鏈的研究”(07ZS96)。

    2010-06-20

    張永慶(1962-),男,黑龍江海倫人,上海理工大學教授、博導,上海理工大學滬江產業(yè)經濟研究所所長;研究方向:城市與區(qū)域經濟、城市與區(qū)域規(guī)劃、產業(yè)經濟。

    F203

    A

    (責任編輯 胡瓊靜)

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