我國政府科技投入的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效果實證分析
——來自醫(yī)藥制造業(yè)的證據(jù)

李 勇 許琳琳

（中國藥科大學(xué)，江蘇 南京 211198）

我國政府科技投入的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效果實證分析
——來自醫(yī)藥制造業(yè)的證據(jù)

李 勇 許琳琳

（中國藥科大學(xué)，江蘇 南京 211198）

基于1998-2008年我國醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計量模型，實證考察我國政府科技投入的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效果。研究結(jié)果表明，政府科技投入對醫(yī)藥制造業(yè)總體技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用并不顯著；政府科技投入對化學(xué)藥品制造業(yè)和中成藥品制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的促進作用，而對生物生化制品制造業(yè)沒有顯著影響；政府科技投入能顯著促進大型醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，而對中型企業(yè)的影響效果不顯著；政府科技投入對國有及國有控股醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用并不顯著，而對非國有企業(yè)卻存在不顯著的負向影響。

技術(shù)創(chuàng)新；政府科技投入；醫(yī)藥制造業(yè)

一、引言

隨著我國經(jīng)濟步入新常態(tài)，經(jīng)濟發(fā)展的動力從傳統(tǒng)的要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。十三五規(guī)劃中明確指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，必須把創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置，不斷推進理論創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、科技創(chuàng)新、文化創(chuàng)新等各方面創(chuàng)新。其中科技創(chuàng)新是推動技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動力，也是建設(shè)創(chuàng)新型國家的關(guān)鍵。黨的十八屆三中全會強調(diào)要“完善政府對基礎(chǔ)性、戰(zhàn)略性、前沿性科學(xué)研究和共性技術(shù)研究的支持機制”。近年來，為了加快我國創(chuàng)新性國家建設(shè)的進程，推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，政府對企業(yè)的科技投入日益增長。

技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)提高競爭力的重要途徑，尤其對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，增強其自主創(chuàng)新能力對其發(fā)展具有不可替代的作用。醫(yī)藥制造業(yè)作為國家科技創(chuàng)新體系中一個重要組成部分，是一個關(guān)乎國計民生的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，以新藥研發(fā)為主導(dǎo)的技術(shù)創(chuàng)新是促進其發(fā)展的重要因素，對其競爭力的提高起著決定性作用。隨著醫(yī)藥市場競爭日益激烈，研發(fā)成本的逐漸提高，全球各大醫(yī)藥企業(yè)藥物創(chuàng)新研發(fā)資金投入明顯增多，各國政府也逐漸加大科技投入力度。然而，政府科技投入是否以及在多大程度上促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新？這一課題不僅關(guān)系到政府科技投入促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的有效性，而且關(guān)系到政府科技投入政策的改革方向?；诖耍疚幕凇吨袊呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計數(shù)據(jù)，從醫(yī)藥制造業(yè)細分行業(yè)、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等不同視角實證考察政府科技投入對我國醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響及其異質(zhì)性。

二、相關(guān)文獻回顧

目前對于政府科技投入對技術(shù)創(chuàng)新的影響，已有許多學(xué)者從不同角度進行了研究，主要集中于兩個方面，一是政府科技投入對企業(yè)研發(fā)支出的影響，二是政府科技投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。關(guān)于政府科技投入對企業(yè)研發(fā)支出的影響，現(xiàn)有文獻研究結(jié)論存在一些差異?？荑F軍等（2013）利用我國1991年-2011年政府與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的宏觀數(shù)據(jù)進行實證分析，得出我國政府科技投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入引導(dǎo)效應(yīng)的彈性系數(shù)為0.7014，且是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的Granger原因，即具有顯著的“引導(dǎo)效應(yīng)”[1]。而一些學(xué)者認為其影響還存在一定的擠出效應(yīng)，例如許治等（2005）利用我國1990年~2000年政府科技投入和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的數(shù)據(jù)，孫燕等（2011）基于醫(yī)藥制造業(yè)，程華等（2008）基于我國大中型工業(yè)企業(yè)，進行實證分析，得出政府科技投入對企業(yè)研發(fā)支出具有擠出效應(yīng)[2,3,4]。姜寧等（2010）通過對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)五個細分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)政府補貼不一定促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的增加，且對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響存在滯后性，此外對五個行業(yè)的影響也存在較大差異[5]。

從政府科技投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響這一角度進行分析的研究相對較少，主要包括兩種不同的研究結(jié)果，一是認為政府科技投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有“杠桿效應(yīng)”，即呈正相關(guān)關(guān)系，二是認為政府科技投入對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出存在“擠出效應(yīng)”，即呈負相關(guān)關(guān)系。吳蕓（2014）對40個國家1982年-2010年的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出政府科技投入顯著促進科技創(chuàng)新，但效率較低[6]。李永等（2009）對山東省1996年-2006年的研發(fā)投入數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明政府科技投入對企業(yè)研發(fā)的杠桿效應(yīng)大于擠出效應(yīng)[7]。白錦表（2013）認為對于醫(yī)藥制造業(yè)的三個子行業(yè)，政府科技政策的影響是不同的，對化學(xué)制造業(yè)的影響較大，而生物生化制品制造業(yè)較為穩(wěn)定[8]。

上述成果的研究思路、方法和結(jié)論都對本文有重要的借鑒價值，學(xué)者們對于政府科技投入對技術(shù)創(chuàng)新影響的研究結(jié)論存在差異，一方面是由于研究是在不同時期、不同地區(qū)等情境下進行，另一方面產(chǎn)業(yè)特征不同政府科技投入與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系的表現(xiàn)也有所不同。已有研究表明政府科技投入對五個高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效果不同，因此有必要有針對性的研究。醫(yī)藥制造業(yè)作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的重要組成部分之一，不僅關(guān)乎國計民生，而且醫(yī)藥研發(fā)具有高投入、高風(fēng)險、研發(fā)周期長的特點，政府科技投入能否有效促進其技術(shù)創(chuàng)新具有很大的研究意義。在此基礎(chǔ)上，對于醫(yī)藥制造業(yè)的三個子行業(yè)，即化學(xué)藥品制造業(yè)、中成藥品制造業(yè)和生物生化制品制造業(yè)，政府科技政策的影響效果也各不相同。此外，醫(yī)藥企業(yè)的規(guī)模大小、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等也會影響企業(yè)對政府科技投入的利用效率。國內(nèi)的相關(guān)研究大多是針對其中某一產(chǎn)業(yè)特征的企業(yè)進行研究，缺乏綜合全面的比較研究?；诖?，本文將從醫(yī)藥制造業(yè)細分行業(yè)、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等不同視角實證考察政府科技投入對我國醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響及其異質(zhì)性，以期對已有研究有所補充，同時為提高政府科技投入資源的有效利用提供政策導(dǎo)向和決策依據(jù)。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

探討投入與產(chǎn)出的關(guān)系，學(xué)者們經(jīng)典的方法是根據(jù)科布-道格拉斯知識生產(chǎn)函數(shù)建立計量模型。本文考察政府科技投入對醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，將技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出作為被解釋變量，政府科技投入作為解釋變量構(gòu)建計量模型。根據(jù)《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計結(jié)果，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費籌集額包括政府資金、企業(yè)資金和金融機構(gòu)貸款，本文重點考察的是政府資金，因此為了排除企業(yè)資金、金融機構(gòu)貸款以及技術(shù)創(chuàng)新人員投入對技術(shù)創(chuàng)新的影響，將企業(yè)資金、金融機構(gòu)貸款、技術(shù)創(chuàng)新人員投入作為控制變量納入模型。同時為了模型的有效性以及消除不同數(shù)量級的影響，本文對模型等式兩邊分別取對數(shù)處理，構(gòu)建模型如下：

其中，Y表示技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出， Gf表示政府科技投入，X表示控制變量，如技術(shù)創(chuàng)新人員投入（X1）、企業(yè)科技投入（X2）、金融機構(gòu)貸款（X3）。α為常數(shù)項，β、λ均為待估計的參數(shù)、ε為隨機誤差項，表示影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的其他未觀測到的因素。下標t表示不同年份（t=1，2，…，11）。

（二）變量構(gòu)造

創(chuàng)新的生產(chǎn)過程分為兩個階段，一個是創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)化為新知識和新技術(shù)的知識生產(chǎn)階段，一個是新知識、新技術(shù)市場化的階段。前者對應(yīng)的創(chuàng)新產(chǎn)出是創(chuàng)新的知識產(chǎn)出，即中間產(chǎn)出；后者對應(yīng)的創(chuàng)新產(chǎn)出是創(chuàng)新的市場收益，即最終產(chǎn)出。因此，衡量技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出，通常從知識化水平和商業(yè)化水平兩個方面考慮。然而，本文主要是針對醫(yī)藥制造業(yè)，新藥的研發(fā)周期較長，一個新藥的研發(fā)周期平均在12年，因此短期收益較少，如果選取創(chuàng)新的最終產(chǎn)出指標（如新產(chǎn)品銷售收入）并不能準確的反應(yīng)醫(yī)藥制造業(yè)當期的技術(shù)創(chuàng)新水平。而衡量中間產(chǎn)出的指標主要包括專利申請數(shù)和專利授權(quán)數(shù)，本文選擇專利申請數(shù)，因為在中國從專利的申請到授權(quán)通常需要1~2年時間，如果使用專利授權(quán)數(shù)就不能衡量當期的創(chuàng)新產(chǎn)出水平[9]。選取的專利申請數(shù)這一指標的數(shù)據(jù)可以從《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中獲得。

技術(shù)創(chuàng)新人員投入選取R&D活動人員折合全時當量來表征；政府科技投入選取科技活動經(jīng)費籌集額中的政府資金這一指標來表征；企業(yè)科技投入選取科技活動經(jīng)費籌集額中的企業(yè)資金來表征，金融機構(gòu)貸款選取科技活動經(jīng)費籌集額中的金融機構(gòu)貸款來表征。以上指標的值均可在《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中整理獲得。

（三）樣本來源與數(shù)據(jù)處理

本文的數(shù)據(jù)來源于1999年-2009年的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中分行業(yè)、大型企業(yè)、中型企業(yè)以及國有及國有控股醫(yī)藥企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)?？疾炱跒?998年-2008年，是因為2009年以后的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中有關(guān)科技活動的指標發(fā)生了變化，科技活動經(jīng)費籌集額中的政府資金、企業(yè)資金、金融機構(gòu)貸款只在2009年以前的統(tǒng)計年鑒中出現(xiàn)，因此考察期限定在1998年-2008年。

此外，為了消除通貨膨脹、物價水平變動等因素的影響，本文將科技活動經(jīng)費籌集額中的政府資金、科技活動經(jīng)費籌集額中的企業(yè)資金、科技活動經(jīng)費籌集額中的金融機構(gòu)貸款利用R&D支出價格指數(shù)折算成1998年不變價。對于R&D支出價格指數(shù)的設(shè)定，本文參照學(xué)者們的方法，根據(jù)R&D支出的明細構(gòu)成及用途，將R&D支出價格指數(shù)設(shè)定為0.38*消費價格指數(shù)+0.62*固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)[10]。消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。主要變量的符號、單位及定義見表1。

表1 變量界定

四、 實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

文中各變量的描述性統(tǒng)計見表2。由表2可看出：醫(yī)藥制造業(yè)全行業(yè)中不同產(chǎn)業(yè)特征的企業(yè)的政府科技投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出明顯不同。對比醫(yī)藥制造業(yè)的三個子行業(yè)，年均專利申請數(shù)中成藥制造業(yè)最多，化學(xué)藥品制造業(yè)次之，生物生化制品制造業(yè)最少。雖然都同屬于醫(yī)藥制造業(yè)，由于化學(xué)藥品、中成藥以及生物生化制品新藥研發(fā)的原理不同，所需的資金、人力以及研發(fā)周期都各不相同，相應(yīng)的其研發(fā)的投入與產(chǎn)出也存在一定差異，可見對三個子行業(yè)分別討論是有必要的。此外，不同規(guī)模、不同股權(quán)性質(zhì)的醫(yī)藥制造業(yè)，政府科技投入和專利申請數(shù)也存在一定差異，但在觀察期內(nèi)，政府科技投入與專利申請數(shù)均逐漸增加。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果

本文采用Eviews 6.0進行回歸分析，具體回歸結(jié)果如表3-表5所示。

表3中的回歸結(jié)果顯示，雖然政府科技投入在一定程度上促進醫(yī)藥制藥業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，但是這種促進作用并不具有統(tǒng)計顯著性。就醫(yī)藥制造業(yè)三個子行業(yè)而言，政府科技投入對化學(xué)藥品制造業(yè)和中成藥品制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正向影響，而對生物生化制品制造業(yè)的影響不顯著。其中，政府科技投入每增加1%，化學(xué)制造業(yè)專利申請數(shù)約增加0.571%；政府科技投入每增加1%，中成藥品制造業(yè)專利申請數(shù)約增加0.984%。醫(yī)藥制造業(yè)的三個子行業(yè)，生產(chǎn)的藥品的類型不同，具有不同的行業(yè)特征。根據(jù)各變量的描述性統(tǒng)計，可以發(fā)現(xiàn)中成藥品制造業(yè)年均專利申請數(shù)最多，為739件，化學(xué)藥品制造業(yè)年均專利申請數(shù)為685件，與中成藥品相差不大，生物生化制品制造業(yè)年均專利申請數(shù)明顯較少，為108件；而三個子行業(yè)分別獲得的年均政府科技投入，化學(xué)藥品制造業(yè)明顯遠高于其他兩個行業(yè)，為7249萬元，中成藥品制造業(yè)為2461萬元，生物生化制品制造業(yè)為1058萬元。相對于生物生化制品制造業(yè)，中成藥品制造業(yè)和化學(xué)藥品制造業(yè)獲得的政府科技投入較多，市場競爭意識和專利保護意識受到政府科技投入的影響較大。而我國生物技術(shù)藥物的研究起步較晚，直到70年代初才開始展開，在觀察期內(nèi)生物生化制品制造業(yè)企業(yè)規(guī)模普遍較小，技術(shù)水平相對較落后，研發(fā)水平較薄弱，對政府科技投入的吸收能力也較弱。

從表4中可以看出，大型企業(yè)政府科技投入的系數(shù)顯著為正，表明我國大型醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與政府科技投入呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即存在激勵效應(yīng)，其系數(shù)為0.975557，表明政府科技投入每增加1%，大型醫(yī)藥企業(yè)的專利申請數(shù)增加約0.976%。而對于中型醫(yī)藥企業(yè)，政府科技投入的影響并不顯著。Bizan（2003）指出，大型企業(yè)在資金與人才方面具有優(yōu)勢，使得政府的資助與其相應(yīng)的資金和人才更易于配套；同時，由于大型企業(yè)的各方面實力較強，具有較強的知識積累，大大提高了被資助項目成功的概率，降低了政府科技投入的風(fēng)險[11]。而我國中型醫(yī)藥企業(yè)數(shù)量較多，政府科技投入平均到每個企業(yè)的資金相應(yīng)的較少，并且中型企業(yè)規(guī)模較小，利潤較低，自身積累能力較弱，因此資金缺乏是制約我國中型醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要原因之一。此外，與大型企業(yè)相比，中型醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)基礎(chǔ)薄弱，缺乏研發(fā)的核心技術(shù)，自主創(chuàng)新能力較弱，對政府科技投入的吸收效果也較為“遲鈍”[12]。另一方面，中型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出受技術(shù)創(chuàng)新人員以及企業(yè)自身科技投入的影響較大。中型企業(yè)的科技人員相對缺乏，科技人員的投入能夠完善其創(chuàng)新配置，顯著促進其技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

表3 醫(yī)藥制造業(yè)總體及子行業(yè)回歸結(jié)果

表4 不同規(guī)模醫(yī)藥制造業(yè)回歸結(jié)果

表5 不同股權(quán)性質(zhì)醫(yī)藥制造業(yè)回歸結(jié)果

表5的結(jié)果顯示，國有及國有控股醫(yī)藥企業(yè)政府科技投入變量估計系數(shù)為正，表明政府科技投入在一定程度上促進了國有及國有控股醫(yī)藥企業(yè)專利申請數(shù)的增加，但這種促進作用并不具有統(tǒng)計顯著性。另一方面，政府科技投入對非國有企業(yè)專利申請數(shù)存在較不顯著的負向影響。國有企業(yè)綜合實力較強，研發(fā)經(jīng)費、科技人員、知識積累等方面都有雄厚的實力，研發(fā)能力強，相對風(fēng)險也較小。政府的科技政策也向其傾斜，與非國有企業(yè)相比國有及國有控股企業(yè)更容易獲得政府的資助[13]。而非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費主要來源于企業(yè)自身投入和金融機構(gòu)貸款，得到政府的資助較少，因此其技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出主要受企業(yè)自身科技投入和金融機構(gòu)貸款的影響。企業(yè)自身科技投入每增加1%，非國有企業(yè)專利申請數(shù)增加約1.226%；金融機構(gòu)貸款每增加1%，非國有企業(yè)專利申請數(shù)增加約0.642%。

近年來，我國醫(yī)藥制造業(yè)規(guī)模迅速擴大，但技術(shù)創(chuàng)新投入相對不足，從而導(dǎo)致創(chuàng)新產(chǎn)出的缺乏。醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入逐漸增加，但與發(fā)達國家仍有很大差距，觀察期內(nèi)（1998-2008年）的情況更是如此，醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平總體較低，因此對于政府科技投入的反應(yīng)也較為“遲鈍”。此外，過去一段時間我國醫(yī)藥制造業(yè)對藥品的知識產(chǎn)權(quán)保護意識不強也是一個不可忽視的原因。隨著醫(yī)藥企業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)保護意識日益加強，創(chuàng)新活動也逐漸增多，而醫(yī)藥企業(yè)新藥的積極申報一定程度上也受到了政府激勵政策的影響[14]。另一方面，醫(yī)藥行業(yè)與人們的生命健康息息相關(guān)，新藥研發(fā)具有高投入、高風(fēng)險、研發(fā)周期長的特點。一個新藥的研發(fā)周期平均在12年，研發(fā)費用通常需要50億美元左右，而經(jīng)過臨床前試驗、各期臨床試驗?zāi)苓M入審批的藥品卻很少，最終能上市的新藥就更少了。因此，醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的短期產(chǎn)出相對較少，短期收益較少，但新藥成功研發(fā)上市后帶來的回報是巨大的，不論是對于人們的生命健康還是對于企業(yè)的利益。

五、研究結(jié)論與政策建議

近年來，醫(yī)藥市場的競爭日益激烈，創(chuàng)新能力是衡量其自主創(chuàng)新能力的重要標志。政府科技投入不僅能彌補企業(yè)經(jīng)費的不足，降低技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險，也提高了企業(yè)研發(fā)的積極性，從而有效促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出。本文利用《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中1998年~2008年分行業(yè)數(shù)據(jù)，在建立計量模型的基礎(chǔ)上，分別從醫(yī)藥制造業(yè)的三個子行業(yè)、不同企業(yè)規(guī)模、不同股權(quán)性質(zhì)三個方面，探討政府科技投入對不同產(chǎn)業(yè)特征醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的差異性。研究結(jié)果顯示不僅不同行業(yè)對政府科技投入的吸收效果不同，企業(yè)規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)等也會影響企業(yè)對政府科技投入的利用，主要研究結(jié)論為：(1)從總體來看，政府科技投入對醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用并不具有顯著性；(2)從細分子行業(yè)來看，政府科技投入對化學(xué)藥品制造業(yè)和中成藥品制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的促進作用，而對生物生化制品制造業(yè)沒有顯著影響；(3)從企業(yè)規(guī)模來看，政府科技投入能顯著促進大型醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，而對中型企業(yè)的影響效果不顯著；(4)從股權(quán)性質(zhì)來看，政府科技投入對國有及國有控股醫(yī)藥技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用并不顯著，而對非國有企業(yè)卻存在不顯著的負向影響。

根據(jù)研究結(jié)果，本文提出以下建議：

（1）加強政府科技投入的監(jiān)管，提高政府科技投入的有效性。盡管近年來我國政府不斷加大企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的扶持力度，但由于缺乏有效的監(jiān)管，因此技術(shù)創(chuàng)新投入-產(chǎn)出效果并不理想，本文實證分析的結(jié)果也證實了這一點。因此，要提高企業(yè)整體技術(shù)創(chuàng)新水平，不僅要加大政府科技投入力度，更重要的是通過加強監(jiān)管，以提高政府科技投入的效率。

（2）調(diào)整對醫(yī)藥制造業(yè)的科技投入結(jié)構(gòu)，有針對性地提高不同產(chǎn)業(yè)特征的醫(yī)藥企業(yè)對政府科技投入的吸收效果。由于不同產(chǎn)業(yè)特征的醫(yī)藥制造業(yè)之間存在較大差異，因此，有必要針對不同產(chǎn)業(yè)特征的醫(yī)藥制造業(yè)制定不同的科技投入方案。化學(xué)藥品制造業(yè)、中成藥品制造業(yè)對政府科技投入的吸收效果較明顯，可以加大直接科技投入的力度；生物生化制品雖然所占的市場份額依然較小，但由于其具有低成本、高成功率、安全可靠等優(yōu)點，可以彌補化學(xué)藥品的缺陷，近年來越來越受到國家政策的大力支持和醫(yī)藥行業(yè)的重視，建議根據(jù)生物生化制品制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)特征建立相應(yīng)的鼓勵機制，推動生物生化制品制造業(yè)研發(fā)水平的提高和科技活動人員的培養(yǎng)，有效的發(fā)揮政府科技投入的激勵作用。

（3）加大對中小型企業(yè)、非國有醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的政府科技投入力度。以上實證分析表明，企業(yè)規(guī)模越大、實力越強，技術(shù)水平越高，更有利于政府科技投入效果的發(fā)揮。大型企業(yè)、國有及國有控股企業(yè)實力雄厚，研發(fā)能力較強，往往更能得到政府科技投入的偏向，從而獲得更大的回報。而目前我國醫(yī)藥企業(yè)多為中小型企業(yè)、非國有企業(yè)，技術(shù)水平較為薄弱，技術(shù)創(chuàng)新的資金投入不足，對風(fēng)險的承擔能力也較弱，缺少對新技術(shù)新成果的積極性[14]。建議政府加大對中小型企業(yè)、非國有醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的科技投入，提高中小型企業(yè)、非國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的積極性和研發(fā)能力。

（4）提高企業(yè)的專利保護意識，調(diào)動企業(yè)專利申請的積極性。大型企業(yè)、國有及國有控股企業(yè)的綜合實力較強，各方面的配置較完善，專利保護意識較強，對政府科技投入的吸收效率較高。而中小型企業(yè)規(guī)模較小，技術(shù)水平較低，專利保護意識也相對較弱許多，很多中小型企業(yè)還停留在技術(shù)引進水平上。而我國中小型醫(yī)藥企業(yè)眾多，是醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新體系中不可忽視的一部分，應(yīng)完善鼓勵機制，為中小型企業(yè)創(chuàng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境，提高中小型醫(yī)藥企業(yè)的專利保護意識，充分發(fā)揮政府科技政策的引導(dǎo)作用。

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An Empirical Analysis on the Effects of Government R&D Inputs on the Firms' Technological Innovation: Evidence from the Pharmaceutical Manufacturing Industry in China

Li Yong, Xu Lin-lin
（China Pharmaceutical University, Nanjing Jiangsu 211198, China）

By constructing econometric models, the paper empirically analyzes the effects of government R&D inputs on the firms' technological innovation based on the pharmaceutical manufacturing industry data from 1998 to 2008 in China. The results show that the effect of government R&D inputs to promote technological innovation output of pharmaceutical manufacturing industry in general is not significant. Government R&D inputs have a significant improving effect on chemical manufacturing and Chinese medicine manufacturing technology innovation output, and there were no significant impacts on the biological and biochemical products manufacturing industry. Government R&D inputs can significantly promote the large-scale pharmaceutical enterprises technology innovation output, while no significant effects on medium-sized enterprises. Government R&D inputs have no significant effect on the promotion of state owned and state holding pharmaceutical technology innovation outputs, while there is no significant negative impact on non-state owned enterprises.

technological innovation; government R&D inputs; pharmaceutical manufacturing industry

F204

A

1672-0547(2016)06-0008-05

2016-08-02

國家社科基金項目(13CGL044);中央高校基本科研業(yè)務(wù)費項目(2015PYW03);中國藥科大學(xué)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心社科基金課題(CPUSJ1303)

李 勇(1980-),男,安徽懷寧人,中國藥科大學(xué)商學(xué)院副教授,技術(shù)經(jīng)濟及管理專業(yè)博士,研究方向:公司金融、技術(shù)創(chuàng)新;

許琳琳(1992-),女,安徽合肥人,中國藥科大學(xué)商學(xué)院碩士研究生,研究方向:醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。