提升中國上市醫(yī)藥醫(yī)療企業(yè)創(chuàng)新補貼績效的研究

徐驍楓，曹思依，孟曉非，2

（1. 華東政法大學(xué)國際金融法律學(xué)院，上海200042；2. 上海知識產(chǎn)權(quán)法院，上海201203）

作為專利密集型產(chǎn)業(yè)之一，醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的發(fā)明專利密集度和規(guī)模都高于國家知識產(chǎn)權(quán)局的規(guī)定標準。國家知識產(chǎn)權(quán)局與國家統(tǒng)計局聯(lián)合發(fā)布的《知識產(chǎn)權(quán)（專利）密集型產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2019）》將推動知識產(chǎn)權(quán)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為一項重要工作內(nèi)容，其中，醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)作為技術(shù)密集型、專利密集型企業(yè)受到廣泛關(guān)注。［1］醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)是符合我國創(chuàng)新發(fā)展導(dǎo)向的產(chǎn)業(yè)，國產(chǎn)醫(yī)藥醫(yī)療企業(yè)的崛起和發(fā)展是國計民生改善的必要準備，這需要依靠知識產(chǎn)權(quán)參與市場競爭、促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化、增長動能轉(zhuǎn)換。各地方政府都為當?shù)蒯t(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的發(fā)展提供了政策和資金上的支持。［2］此外，“十四五規(guī)劃”中也強調(diào)必須堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，應(yīng)當積極提升企業(yè)創(chuàng)新能力，加大對企業(yè)的政策及稅收扶持力度。同時，規(guī)劃還提出應(yīng)當加大對北京、上海、粵港澳大灣區(qū)的科創(chuàng)項目的支持，促進三大國際科技創(chuàng)新中心的建立。因此，如何有效提升政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新的績效變得尤為重要，尤其在以醫(yī)藥醫(yī)療業(yè)為代表的專利密集型產(chǎn)業(yè)中。

近年來，國內(nèi)外諸多學(xué)者對政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進行了研究。從現(xiàn)有研究看，基于不同地區(qū)不同行業(yè)的實證研究呈現(xiàn)出不一樣的結(jié)果［3-4］，不同學(xué)者提出不同的假說并嘗試做出解釋，但仍沒有定論。［5-6］政府補貼對于市場水平和企業(yè)發(fā)展的影響因素有多重，包括企業(yè)研發(fā)投入轉(zhuǎn)化度、企業(yè)人力資源情況、區(qū)域差異與政策差異、市場競爭自由化程度、知識產(chǎn)權(quán)保護水平、企業(yè)性質(zhì)等。［7］而事實上，現(xiàn)有研究缺乏對中國醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)本身與經(jīng)濟的關(guān)系、產(chǎn)業(yè)內(nèi)部政府補貼與創(chuàng)新績效的關(guān)系的定向研究，也缺乏深入調(diào)查和有說服力的實證分析。

為了避免不同行業(yè)異質(zhì)性的問題，本文僅以中國醫(yī)藥醫(yī)療行業(yè)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以求更加直觀地反應(yīng)本行業(yè)自身特點并得到準確結(jié)論。［8］因此，本文選取2013——2019年中國醫(yī)藥醫(yī)療類上市公司的面板數(shù)據(jù)來研究政府補貼是否會促進企業(yè)的創(chuàng)新績效。本文從內(nèi)外創(chuàng)新環(huán)境兩個維度就政府創(chuàng)新研發(fā)補貼對中國上市醫(yī)藥醫(yī)療企業(yè)研發(fā)投入和企業(yè)創(chuàng)新績效的影響進行研究。

1 文獻綜述與假設(shè)

1.1 政府創(chuàng)新補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效

國內(nèi)外學(xué)者對于政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系是互相促進還是互相抑制的爭論越來越廣泛。有一些學(xué)者通過對西班牙、美國等國家的樣本分析得出其他結(jié)論，認為企業(yè)自身創(chuàng)新能力可能會因政府補貼活動被擠占，導(dǎo)致企業(yè)自身研發(fā)投入和創(chuàng)新動力不足。［9-10］還有學(xué)者通過對德國、瑞典等國家的分析，得出政府補貼與創(chuàng)新績效之間存在不確定性的結(jié)論。［11-12］但現(xiàn)有研究多數(shù)認為政府補貼對于創(chuàng)新績效有促進和激勵作用。［13-16］政府創(chuàng)新補貼的目的是為了促進企業(yè)創(chuàng)新績效的提高，但醫(yī)藥行業(yè)有創(chuàng)新投入大、周期長和市場轉(zhuǎn)化難度高的問題，政府補貼作為企業(yè)研發(fā)投入的補充和激勵，能否發(fā)揮促進企業(yè)創(chuàng)新績效的政策效能，需要對政策的效果進行評估。為驗證政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，本文提出假設(shè)1：

H1：政府創(chuàng)新補貼能促進醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效提高。

1.2 醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)研發(fā)投入在政府創(chuàng)新補貼和企業(yè)創(chuàng)新績效之間起中介作用

目前，大多數(shù)學(xué)者都認為，政府補貼對促進企業(yè)創(chuàng)新能夠發(fā)揮積極作用；但也有不少學(xué)者提出政府補貼在特定情況下具有“擠出”作用。比如有學(xué)者認為，政府給予企業(yè)以一定創(chuàng)新補貼后，企業(yè)基于自身發(fā)展并不一定會同等增加其研發(fā)投入，這將限制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。這種信息不對稱以及無法事前約束、事后約束的規(guī)則會導(dǎo)致政府補貼的浪費。［17］此外，創(chuàng)新能否實現(xiàn)存在較大不確定性，且這一點與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系更加緊密。［18］由此，我們提出假設(shè)2和假設(shè)3：

H2：政府創(chuàng)新補貼能促進醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)增加研發(fā)投入。

H3：醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)研發(fā)投入能在政府創(chuàng)新補貼和企業(yè)創(chuàng)新績效中起中介作用。

1.3 政府補貼對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用在不同內(nèi)外環(huán)境中不同

本文對內(nèi)外部創(chuàng)新環(huán)境影響的分析將從兩方面四個因素來考慮。對企業(yè)創(chuàng)新的外部創(chuàng)新環(huán)境的研究包括地區(qū)專利占比數(shù)和市場競爭，內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境則包括企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)和人力資本水平。關(guān)于專利占比數(shù)作用的研究，學(xué)界有不同觀點，但主要呈現(xiàn)出正相關(guān)的結(jié)論。［19］地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境是研發(fā)和創(chuàng)新孕育的外部效應(yīng)，地區(qū)創(chuàng)新政策和研發(fā)技術(shù)人才流動對企業(yè)創(chuàng)新具有重要的外部影響，外部創(chuàng)新環(huán)境分析通過細致劃分不同技術(shù)領(lǐng)域以明晰申請量分布情況，得出外部創(chuàng)新環(huán)境所處的水平，以判斷政府創(chuàng)新補貼在不同地區(qū)創(chuàng)新政策下的區(qū)別。關(guān)于市場競爭水平的作用，觀點也尚未統(tǒng)一，有學(xué)者認為市場化程度構(gòu)成了政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效間的直接影響因素；［20］有學(xué)者認為市場化水平只是間接因素；［21］還有些學(xué)者認為兩者之間的關(guān)系會因地域有明顯差異，無法獲得明晰結(jié)論。［22］市場競爭環(huán)境是技術(shù)賴以生存的基礎(chǔ)，專利產(chǎn)品的認知度、消費者信譽、專利產(chǎn)品市場融合性等都屬于市場競爭環(huán)境的主要關(guān)注點。關(guān)于內(nèi)部控制水平的意義，學(xué)界目前主要認為內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。［23］此外，人力資本素質(zhì)屬于生產(chǎn)要素中的高級要素，直接影響企業(yè)的競爭優(yōu)勢。本文選擇“學(xué)歷為本碩博的人員數(shù)量”作為指標，以反映我國醫(yī)藥醫(yī)療行業(yè)人力資本素質(zhì)。

鑒于上述分析，提出假設(shè)4：

H4：政府補貼對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用在不同內(nèi)外環(huán)境中作用各不相同。

1.4 政府補貼對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用在國企和非國企中不同

在我國特殊的國情中，國企和非國企兩種不同性質(zhì)的企業(yè)不僅在管理模式和決策機制上存在差異，社會地位和經(jīng)濟效果也有明顯不同?；诖?，我們提出假設(shè)5：

H5：政府創(chuàng)新補貼對非國企創(chuàng)新績效的促進作用顯著。

1.5 政府補貼對創(chuàng)新績效的促進作用在三大戰(zhàn)略發(fā)展區(qū)中不同

由于經(jīng)濟基礎(chǔ)、資源儲備、開放程度等因素的差異，創(chuàng)新政策存在區(qū)域差異性；在制度環(huán)境更好的地區(qū)，政府補貼績效通常更強。京津冀、長三角、大灣區(qū)三大城市群對區(qū)域甚至全國的經(jīng)濟發(fā)展都有重要作用。與其他非三大區(qū)城市與地區(qū)相比，三大區(qū)域在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力等方面有更加突出成就。由此提出假設(shè)6：

H6：政府補貼對三大政策支持地區(qū)上市醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)績效的促進作用存在區(qū)別。

1.6 知識產(chǎn)權(quán)調(diào)節(jié)強度（ipp）能在以上三個模型中對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的產(chǎn)出起到調(diào)節(jié)作用

學(xué)者們從20世紀90年代就開始探索和研究知識產(chǎn)權(quán)保護強度問題，Rapp和Rozek提出的知識產(chǎn)權(quán)保護方法，謂之為Rapp-Rozek方法。［24］1997年，Ginarte和Park改進和完善了Rapp-Rozek方法，提出了Ginarte-Park方法。［25］我國學(xué)者在G-P方法基礎(chǔ)上結(jié)合中國客觀經(jīng)濟情況特點和數(shù)據(jù)可獲得性，改進了此方法，綜合了立法和執(zhí)法層面的指標，細化了知識產(chǎn)權(quán)保護中立法強度的測量因素。［26］我國專利保護政策地區(qū)差異大，但全國知識產(chǎn)權(quán)許可授權(quán)規(guī)則統(tǒng)一，故本文選擇地區(qū)專利授權(quán)量在全國范圍內(nèi)的占比作為衡量知識產(chǎn)權(quán)保護強度的指標，［27］并提出假設(shè)7：

H7：知識產(chǎn)權(quán)調(diào)節(jié)強度能在以上三個模型中對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的產(chǎn)出起到調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

以我國滬深兩家證券交易所的229家醫(yī)藥醫(yī)療類上市公司為研究對象，選取這些公司2013－2019年的平衡面板數(shù)據(jù)進行分析，并對數(shù)據(jù)進行了篩選處理，以排除異常數(shù)據(jù)帶來的不良影響，具體包括：

（1）剔除了政府創(chuàng)新研發(fā)補貼、創(chuàng)新研發(fā)投入、企業(yè)創(chuàng)新績效等數(shù)據(jù)不全的專利密集型上市公司；

（2）為避免異常值影響，剔除了ST、*ST的上市公司，最終得到共75家公司525個研究樣本。

其中創(chuàng)新績效指標的選取來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研發(fā)人員和研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于企業(yè)年度報告，地區(qū)專利授權(quán)量和地區(qū)技術(shù)市場成交額來源于國家統(tǒng)計局發(fā)布的企業(yè)年鑒，以上數(shù)據(jù)均通過作者手工收集整理獲取，內(nèi)部控制指標來自于迪博內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)庫。本文運用SAS進行統(tǒng)計分析，并運用Winsorize方法對變量進行處理。

2.2 變量

2.2.1 政府創(chuàng)新研發(fā)補貼和創(chuàng)新研發(fā)投入

本研究采用政府創(chuàng)新研發(fā)補貼（ISUB）作為解釋變量。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《知識產(chǎn)權(quán)（專利）密集型產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2019）》，本文選擇的醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的樣本企業(yè)屬于專利密集型企業(yè)，因此能夠合理地將政府補助項下的資金補貼歸入“政府創(chuàng)新研發(fā)補貼”進行統(tǒng)計?？紤]到政府補貼金額數(shù)字較大，采用政府創(chuàng)新研發(fā)補貼與公司營業(yè)收入的比值來表示政府創(chuàng)新研發(fā)補貼指標。

以創(chuàng)新研發(fā)投入（IRD）作為中介變量，將醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入額與公司營業(yè)收入的比值來表示其創(chuàng)新研發(fā)投入指標。

2.2.2 企業(yè)創(chuàng)新績效和知識產(chǎn)權(quán)保護強度

以企業(yè)年度專利申請量來度量企業(yè)創(chuàng)新績效，通過賦值方法將當年所有企業(yè)的專利申請量排序后由低到高依次分組從1至5賦值。

通過各地區(qū)專利授權(quán)量（IPP）來度量地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護水平，這是因為無論在各類企業(yè)數(shù)據(jù)庫、實際測算方法或國內(nèi)外文獻中都無法獲得企業(yè)層面的知識產(chǎn)權(quán)保護強度數(shù)據(jù)。

2.2.3 內(nèi)外部創(chuàng)新環(huán)境

基于已有研究成果，構(gòu)建了外部創(chuàng)新環(huán)境（ECE）指標體系——地區(qū)專利占比數(shù)（RPS）和市場競爭（COMP）以及內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境（IRE）指標體系——內(nèi)部控制（RATE）和研發(fā)人員學(xué)歷（RDPE）。通過SAS軟件對4個被選取的指標進行因子分析，最終得到內(nèi)外創(chuàng)新環(huán)境約束強度的數(shù)據(jù)。

（1）地區(qū)專利占比數(shù)，主要通過衡量公司所在省市專利數(shù)占全國專利總數(shù)的方式實現(xiàn)。（2）市場競爭程度，衡量銀行業(yè)競爭程度的方法包括結(jié)構(gòu)性和非結(jié)構(gòu)性兩種，結(jié)構(gòu)性代表方法有赫芬達爾指標（HHI），非結(jié)構(gòu)性代表方法有Lerner指數(shù)。［28］由于結(jié)構(gòu)性方法只能從宏觀角度出發(fā)，忽視了單個企業(yè)面對補助需求與供給的應(yīng)對行為，所以本文采用勒納指數(shù)來衡量企業(yè)競爭水平。（3）營業(yè)收入復(fù)合增長率用是企業(yè)本年營業(yè)收入增長額與上年營業(yè)收入總額的比值代入比率，反映企業(yè)營業(yè)收入的增減變動情況。（4）研發(fā)人員學(xué)歷本研究用企業(yè)擁有本碩博學(xué)歷的人員占企業(yè)員工數(shù)量的比值來衡量。

2.2.4 控制變量

除主要變量之外，還存在影響企業(yè)創(chuàng)新的其他因素。為了提高模型擬合程度，本文基于企業(yè)特征選擇了企業(yè)規(guī)模（SIZE）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）和地區(qū)分布（AREA）三個控制變量。鑒于我國不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平差異大，不同地區(qū)政府對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)發(fā)展政策亦有所差異，故本文研究將樣本企業(yè)注冊地劃分為京津冀、長三角、大灣區(qū)和其他地區(qū)，研究不同城市群發(fā)展情況。選擇企業(yè)性質(zhì)作為啞變量在于考慮到企業(yè)性質(zhì)差異一般代表著企業(yè)管理機制的差異，這種差異可能會影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動。為了控制企業(yè)性質(zhì)差異帶來的影響，本文將其作為控制變量。當企業(yè)為國有企業(yè)時，企業(yè)性質(zhì)變量取值0，民營企業(yè)取1。上述變量均見表1。

表1 變量指標體系Tab.1 Variable index system

3 研究模型

3.1 中介作用分析

本文模型主要包括兩部分，首先，就政府創(chuàng)新研發(fā)補貼是否對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的創(chuàng)新績效產(chǎn)生直接影響以及企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入是否起到中介作用進行驗證研究?；貧w模型1為檢驗政府創(chuàng)新研發(fā)補貼對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的作用，如公式（1）所示。模型中PAT 表示醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效，ISUB表示政府創(chuàng)新研發(fā)補貼，Σcontrol 表示全部控制變量，詳見表1。模型2是政府創(chuàng)新研發(fā)補貼對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的回歸模型，變量IRD 表示醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，詳見公式（2）。以模型1為基礎(chǔ)，模型3加入了醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入這一變量，進而檢驗政府創(chuàng)新研發(fā)補貼和創(chuàng)新研發(fā)投入對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，如公式（3）所示。

其次，通過對不同因素的分析和劃分獲得內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境和外部創(chuàng)新環(huán)境這兩組變量，以便實現(xiàn)對醫(yī)藥醫(yī)療類產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的分析：面對不同的內(nèi)部和外部創(chuàng)新環(huán)境強度的客觀環(huán)境，政府創(chuàng)新研發(fā)補貼、創(chuàng)新研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效將有如何的相互作用和影響。四種不同因素的分析分別會得到高內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境或低內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境、高外部創(chuàng)新環(huán)境和低外部創(chuàng)新環(huán)境，高-低內(nèi)外部創(chuàng)新環(huán)境兩兩組合，以形成“內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境-外部創(chuàng)新環(huán)境”的結(jié)合變量，因此可以呈現(xiàn)出四個組別。繼而將四組子樣本分別代入公式（1）、公式（2）和公式（3）中，形成模型4、模型5 和模型6。

3.2 調(diào)節(jié)作用分析

為了能檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護強度在“政府創(chuàng)新補貼——創(chuàng)新研發(fā)投入——創(chuàng)新績效”中介過程中的調(diào)節(jié)作用，并區(qū)分直接調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文設(shè)計模型如下：

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本文的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2，政府創(chuàng)新研發(fā)補貼的標準差為0.010，說明政府對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)補貼差別較??；創(chuàng)新研發(fā)投入的最大值0.037，最小值0.001，均值0.011，表明醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)整體的創(chuàng)新研發(fā)投入強度較大。

表2 變量描述性統(tǒng)計Tab.2 Variable descriptive statistics

4.2 相關(guān)性分析

通過變量相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新研發(fā)補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效正相關(guān)，政府創(chuàng)新研發(fā)補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入顯著正相關(guān)，創(chuàng)新研發(fā)投入與創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

4.3 政府創(chuàng)新研發(fā)補貼、創(chuàng)新研發(fā)投入與創(chuàng)新績效的回歸分析

4.3.1 政府創(chuàng)新研發(fā)補貼與創(chuàng)新績效的關(guān)系

在表3中，模型1驗證了政府創(chuàng)新研發(fā)補貼和創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，回歸結(jié)果顯示，專利數(shù)量與政府補貼不存在顯著相關(guān)關(guān)系（P=0.051），說明政府補貼對創(chuàng)新績效沒有直接促進作用，假設(shè)1 無法得到驗證。

在表3中，模型2驗證了政府創(chuàng)新研發(fā)補貼和研發(fā)投入之間的關(guān)系。通過結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入與政府補貼在0.001的顯著水平上存在正相關(guān)關(guān)系（P＜0.001）。說明政府補貼能促進研發(fā)投入的增長，假設(shè)2得到驗證。

在表3中，模型3在模型1的基礎(chǔ)上加入了變量創(chuàng)新研發(fā)投入，此時的回歸結(jié)果顯示，把研發(fā)投入作為中介變量，專利數(shù)量與政府補貼在0.05的顯著水平上正相關(guān)（P=0.038），說明專利數(shù)量與政府補貼之間的相關(guān)性相較無中介變量情形下有了提高，即研發(fā)投入能增強政府補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，研發(fā)投入在政府補貼和醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效之間發(fā)揮了積極的中介作用。假設(shè)3得到驗證。

表3 政府創(chuàng)新研發(fā)補貼、創(chuàng)新研發(fā)投入與創(chuàng)新績效關(guān)系的回歸結(jié)果Tab.3 Regression results of the relationship between government innovation R&D subsidies, innovationR&D investment and innovation performance

4.3.2 內(nèi)外創(chuàng)新環(huán)境下政府創(chuàng)新研發(fā)補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的關(guān)系

為了驗證內(nèi)外創(chuàng)新環(huán)境對政府創(chuàng)新研發(fā)補貼和創(chuàng)新績效關(guān)系的作用，本文將全部醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)樣本按照內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境和外部創(chuàng)新環(huán)境強度分為四個組進行研究，以便分析醫(yī)藥醫(yī)療類產(chǎn)業(yè)內(nèi)部不同企業(yè)在面對不同的內(nèi)部和外部創(chuàng)新環(huán)境強度的客觀環(huán)境時，政府創(chuàng)新研發(fā)補貼、創(chuàng)新研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效將有如何的相互作用和影響。

表4 中，模型1 結(jié)果表明在外高內(nèi)低的環(huán)境中，醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)專利數(shù)量和政府補貼都存在正相關(guān)（P=0.049），在其他三種環(huán)境中，專利數(shù)量和政府補貼不存在相關(guān)性（P=0.695，P=0.848，P=0.845）。說明在外高內(nèi)低的環(huán)境中，政府補貼對創(chuàng)新績效有直接的促進作用；而在其他三種環(huán)境中，政府補貼對創(chuàng)新績效不存在促進作用。表5 中，模型2 結(jié)果表明，在外低內(nèi)低和外低內(nèi)高的環(huán)境中，政府補貼和研發(fā)投入在0.001 的顯著水平上正相關(guān)（P＜0.001）；在外高內(nèi)高的環(huán)境中，政府補貼和研發(fā)投入在0.01的水平上正相關(guān)（P=0.003）；在外高內(nèi)低的環(huán)境中，政府補貼和研發(fā)投入沒有相關(guān)關(guān)系（P=0.577）。說明在外低內(nèi)低、外低內(nèi)高和外高內(nèi)高這三種環(huán)境中，政府補貼對研發(fā)投入有促進作用，促進作用強弱情況為：外低內(nèi)低=外高內(nèi)高＞外高內(nèi)高；而在外高內(nèi)低環(huán)境中，政府補貼對研發(fā)投入沒有促進作用。表6中，模型3 顯示的是添加了中介變量研發(fā)投入后的效應(yīng)分析，在所有環(huán)境中，專利數(shù)量與政府補貼在0.05的顯著水平上都沒有相關(guān)關(guān)系（P=0.735，P=0.217，P=0.828，P=0.709）。其中，在外高內(nèi)高的環(huán)境中，研發(fā)投入和創(chuàng)新績效在0.001 的顯著水平上呈正相關(guān)（P＜0.001）；而在其他環(huán)境中，研發(fā)投入和創(chuàng)新績效不存在相關(guān)性。這說明在所有環(huán)境中，研發(fā)投入在政府補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效之間都沒有發(fā)揮中介作用；而中介模型結(jié)果顯示，在所有環(huán)境下，政府補貼對創(chuàng)新績效都沒有促進作用；而在外高內(nèi)高的環(huán)境中，研發(fā)投入對創(chuàng)新績效有促進作用。

通過以上回歸結(jié)果我們可以看出，在外低內(nèi)低、外低內(nèi)高和外高內(nèi)高這三種環(huán)境中，政府補貼對研發(fā)投入有促進作用。在外高內(nèi)低的環(huán)境中，政府補貼能直接促進創(chuàng)新績效；而在其他環(huán)境中，無論是否添加中介變量，政府補貼對創(chuàng)新績效都沒有促進作用。假設(shè)6僅得到部分驗證。

表4 關(guān)于創(chuàng)新績效的內(nèi)外環(huán)境創(chuàng)新環(huán)境對比（模型1）Tab.4 Comparison of internal and external innovation environment on innovation performance (Model 1)

表5 關(guān)于創(chuàng)新研發(fā)投入的內(nèi)外環(huán)境創(chuàng)新環(huán)境對比（模型2）Tab.5 Comparison of internal and external innovation environment regarding innovation R&D investment(Model 2)

4.3.3 分性質(zhì)回歸分析

通過分析發(fā)現(xiàn)，國企的專利數(shù)量和政府補貼不存在顯著相關(guān)性（P=0.383），非國企的專利數(shù)量和政府補貼在0.05的顯著水平上存在正相關(guān)（P=0.046）。說明政府補貼對創(chuàng)新績效在非國企中有直接的促進作用，在國企中沒有直接的促進作用。此外，非國企與國企的研發(fā)投入與政府補貼都存在相關(guān)關(guān)系，國企的研發(fā)投入和政府補貼在0.01的顯著水平上正相關(guān)（P=0.002），非國企的研發(fā)投入和政府補貼在0.001的顯著水平上正相關(guān)（P＜0.001）。說明政府補貼對國企和非國企的研發(fā)投入都有促進作用，對非國企的促進作用高于國企。把研發(fā)投入作為中介變量加入后，國企的專利數(shù)量和政府補貼不存在顯著相關(guān)性（P=0.277），非國企的專利數(shù)量和政府補貼正相關(guān)（P=0.041）。說明在中介模型中，非國企的政府補貼對創(chuàng)新績效有顯著的促進作用，國企的政府補貼對創(chuàng)新績效沒有促進作用。

綜上，政府補貼對研發(fā)投入和創(chuàng)新績效的促進作用都在非國企中更顯著，假設(shè)4得以驗證。

表6 加入中介變量后關(guān)于創(chuàng)新績效的內(nèi)外環(huán)境創(chuàng)新環(huán)境對比（模型3）Tab.6 Comparison of internal and external innovation environment on innovation performance after addingintermediary variables（Model 3）

表7 分地區(qū)回歸分析Tab.7 Regression analysis by region

4.3.4 分地區(qū)回歸分析

由表7 可以看出，模型1 中，三大區(qū)和非三大區(qū)的專利數(shù)量和政府補貼都不存在顯著相關(guān)性（P=0.696，P=0.777），說明政府補貼對三大區(qū)和非三大區(qū)的創(chuàng)新績效都沒有直接的促進作用。模型2 中，三大區(qū)和其他地區(qū)的研發(fā)投入與政府補貼都在0.001 的顯著水平上存在正相關(guān)關(guān)系（P＜0.001），說明政府補貼對三大區(qū)和其他地區(qū)的研發(fā)投入有同等的顯著的促進作用。模型3把研發(fā)投入作為中介變量加入后，三大區(qū)和非三大區(qū)的專利數(shù)量和政府補貼都不存在顯著相關(guān)性（P=0.315，P=0.774），說明三大區(qū)和非三大區(qū)的研發(fā)投入在政府補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效之間都沒有發(fā)揮中介作用。在中介模型中，三大區(qū)和非三大區(qū)的政府補貼與創(chuàng)新績效都沒有顯著相關(guān)性。

因此，政府補貼對創(chuàng)新績效的促進作用在三大區(qū)和非三大區(qū)中都不顯著。盡管三大區(qū)和非三大區(qū)之間的比較沒有區(qū)別，但是三大區(qū)內(nèi)部比較可看出差異。

三大區(qū)的對比分析發(fā)現(xiàn)長三角的專利數(shù)量和政府補貼在0.05 的顯著水平上有正相關(guān)關(guān)系（P=0.010），京津冀和大灣區(qū)的專利數(shù)量和政府補貼不存在相關(guān)性（P=0.836，P=0.429），說明政府補貼對長三角的創(chuàng)新績效有直接的促進作用，而對京津冀和大灣區(qū)的創(chuàng)新績效沒有直接的促進作用。此外，結(jié)果表明三大區(qū)的政府補貼和研發(fā)投入都呈正相關(guān)。京津冀和長三角的政府補貼和研發(fā)投入在0.001 的顯著水平上正相關(guān)（P＜0.001），大灣區(qū)的政府補貼和研發(fā)投入在0.01 的顯著水平上正相關(guān)（P=0.002）。說明政府補貼對三大區(qū)的研發(fā)投入都有促進作用，其中，京津冀的促進作用與長三角相當，且都大于大灣區(qū)。添加中介變量研發(fā)投入后的結(jié)果顯示，長三角的政府補貼和創(chuàng)新績效在0.01的顯著水平上正相關(guān)（P=0.006），相關(guān)性相較直接模型有所提高，京津冀和大灣區(qū)的政府補貼和創(chuàng)新績效不存在相關(guān)性（P=0.791，P=0.790）。長三角的研發(fā)投入促進了政府補貼對創(chuàng)新績效的促進作用，在政府補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效之間發(fā)揮了積極的中介作用。而中介模型的結(jié)果顯示，京津冀和大灣區(qū)的政府補貼對創(chuàng)新績效沒有促進作用。

綜上，政府補貼能直接和間接促進長三角地區(qū)的創(chuàng)新績效，對其他地區(qū)的創(chuàng)新績效沒有顯著的促進作用，假設(shè)5得到部分驗證。

表8 基于知識產(chǎn)權(quán)保護強度的調(diào)節(jié)作用檢驗Tab.8 Tests on the adjustment effect based on the intensity of intellectual property

4.4 知識產(chǎn)權(quán)保護強度的調(diào)節(jié)作用

如表8中模型1所示，在加入調(diào)節(jié)變量和調(diào)節(jié)變量與政府補貼的交互項后，專利數(shù)量與政府補貼在0.05 的顯著水平上不存在顯著的相關(guān)關(guān)系（P=0.486），說明政府補貼對創(chuàng)新績效之間的關(guān)系并沒有變化，調(diào)節(jié)變量與政府補貼的交互項和專利數(shù)量也不存在相關(guān)關(guān)系（P=0.789，P=0.569），即知識產(chǎn)權(quán)強度對模型1沒有起到顯著的調(diào)節(jié)作用。在表8 模型2 中加入調(diào)節(jié)變量和調(diào)節(jié)變量與政府補貼的交互項后，政府補貼和研發(fā)投入不存在相關(guān)關(guān)系（P=0.066），說明政府補貼對研發(fā)投入的促進作用消失了。調(diào)節(jié)變量和調(diào)節(jié)變量與政府補貼的交互項和研發(fā)投入也不存在相關(guān)關(guān)系（P=0.279，P=0.466）。說明IPP 對模型2 中政府補貼和研發(fā)投入的關(guān)系沒有起到積極的調(diào)節(jié)作用。在表8模型3中，加入調(diào)節(jié)變量IPP和調(diào)節(jié)變量與政府補貼的交互項以及調(diào)節(jié)變量和研發(fā)投入的交互項后，政府補貼與專利數(shù)量的相關(guān)關(guān)系消失了（P=0.982）；IPP 與政府補貼的交互項與創(chuàng)新績效均不存在顯著關(guān)系（P=0.155，P=0.868），IPP與研發(fā)投入的交互項和研發(fā)投入與創(chuàng)新績效在0.05 的顯著水平上呈正相關(guān)（P=0.016，P=0.024）。

綜上，IPP 對政府補貼與創(chuàng)新績效的直接模型和中介模型都有負面的調(diào)節(jié)作用，對政府補貼和研發(fā)投入之間的關(guān)系也起到了負面的調(diào)節(jié)作用，即IPP 無法發(fā)揮積極的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)7 無法得到驗證。正是因為醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)具有門檻高、仿制和侵權(quán)難度大等特殊性，此時知識產(chǎn)權(quán)保護的加強雖可以促進企業(yè)自主創(chuàng)新，但某種程度上也會抑制企業(yè)通過模仿創(chuàng)新獲得收益的選擇。當剛開始提升知識產(chǎn)權(quán)保護強度時，企業(yè)受到追求創(chuàng)新合法性的影響。本文數(shù)據(jù)與模型結(jié)果顯示的恰恰是為存在最優(yōu)知識產(chǎn)權(quán)保護強度的倒U 型曲線關(guān)系的后半段，即知識產(chǎn)權(quán)保護強度的提高對政府補貼和研發(fā)投入之間關(guān)系的積極調(diào)節(jié)作用不夠明顯。

5 結(jié)論與啟示

當前國際競爭新樣態(tài)下，醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，有著巨大的發(fā)展空間和良好的發(fā)展前景。針對我國專利密集型產(chǎn)業(yè)中擁有良好發(fā)展態(tài)勢的醫(yī)藥醫(yī)療行業(yè)，本文提出以下建議：

（1）研發(fā)投入能對創(chuàng)新績效產(chǎn)生促進作用，政府應(yīng)當加強對醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)補貼。中央和地方政府可為醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)進一步發(fā)展提供產(chǎn)業(yè)支持，進一步加大對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的創(chuàng)新補貼力度，促進企業(yè)創(chuàng)新活動的高效運行，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新績效。除此之外，醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的內(nèi)外部創(chuàng)新環(huán)境強度會影響補貼的效率和產(chǎn)出效果，政府可基于本產(chǎn)業(yè)影響機制來確定補貼政策的具體方案和補貼金額的發(fā)放方式，加大對內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境水平高的企業(yè)的補貼力度，同時還應(yīng)當建立企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的考核機制，充分促進發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的中介作用，不斷提高政府資金的“投資效率”，最終實現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)出效果與經(jīng)濟發(fā)展成果同步增長。［29］關(guān)于企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新環(huán)境條件的改善問題，醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)需要不斷提高研發(fā)水平以占得市場份額和發(fā)展先機，醫(yī)療產(chǎn)業(yè)目前的研發(fā)投入和產(chǎn)出在眾多專利密集型產(chǎn)業(yè)中并不在前列，但以增速來看，逐漸排位向前是可預(yù)期的。關(guān)于企業(yè)外部創(chuàng)新環(huán)境完善化的實現(xiàn)問題，需要我們社會主義市場經(jīng)濟的不斷發(fā)展，發(fā)揮市場經(jīng)濟中的價格機制、供求機制和競爭機制等“無形的手”的作用。

（2）由實證結(jié)果可知，內(nèi)外部創(chuàng)新環(huán)境條件對于企業(yè)創(chuàng)新績效的最終呈現(xiàn)以及政府補貼作用的發(fā)揮有著差異性影響，我們應(yīng)當把握基本規(guī)律、利用規(guī)律實現(xiàn)資源配置和效率提升的積極引導(dǎo)。我國醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)在技術(shù)、人才、資本方便距離發(fā)達國家仍有相當大的差距，處于產(chǎn)業(yè)分散、仿制線為主、創(chuàng)新線不多、同質(zhì)化嚴重的階段。但可以預(yù)見，隨著國家和政府一系列利好政策的出臺、巨額財政補貼的投入，醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)會不斷提升自主研發(fā)能力，努力攻克關(guān)鍵性產(chǎn)業(yè)化技術(shù)，突破產(chǎn)品技術(shù)含量較低、同質(zhì)化競爭嚴重的難題。與此同時，為了國家財政補助利用效率的提升以及政府補助政策的調(diào)整與完善，政府應(yīng)當建立一套完善的檢查和考核機制，既給予醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)以自主性、創(chuàng)新的時間與空間，也可督促其強化內(nèi)控制度、及時做好實施情況的反饋工作，并使之不斷得到完善，從而實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新績效的最大化。

（3）相對于國企，政府創(chuàng)新補貼對醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新績效的促進作用都在非國企中更顯著。這說明需要進一步推進醫(yī)藥醫(yī)療類國有經(jīng)濟布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整，增強其競爭力、創(chuàng)新力、控制力、影響力。為了實現(xiàn)多種所有制企業(yè)共同發(fā)展，政府應(yīng)當加大對非國企醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的政府補貼力度；因為相較于國企，非國企醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)內(nèi)部管理更為靈活，更加講求經(jīng)濟效益，加大對于此類企業(yè)的補貼能夠短時間內(nèi)提升創(chuàng)新績效。

（4）政府補貼能直接和間接促進長三角地區(qū)醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的創(chuàng)新績效，也體現(xiàn)了研發(fā)投入這種指標的中介作用；但同時，模型結(jié)果顯示政府補貼對其他地區(qū)醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的創(chuàng)新績效沒有顯著的促進作用。政府應(yīng)加大對京津冀、長三角、大灣區(qū)三大國家戰(zhàn)略區(qū)域醫(yī)藥醫(yī)療企業(yè)的補貼政策支持。在中國經(jīng)濟進入新常態(tài)、正在進行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景下，需要一個平臺來推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，帶動京津冀、長三角、大灣區(qū)三大城市群，甚至是引領(lǐng)整個中國更高質(zhì)量的發(fā)展。區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，不僅意味著實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展動力的轉(zhuǎn)換，還要構(gòu)建和強化創(chuàng)新發(fā)展動力。從前述實證結(jié)果來看，三大區(qū)域的政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用相較于非三大區(qū)域更突出；而目前三大戰(zhàn)略區(qū)域中，只有長三角地區(qū)的政府補貼對于醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)的創(chuàng)新績效有突出促進作用，其他區(qū)域的促進作用并不明顯，因此有必要對這些區(qū)域的企業(yè)調(diào)整評估方式、根據(jù)區(qū)域發(fā)展特點和方向設(shè)計專項補貼方案、提高補貼效率。

（5）知識產(chǎn)權(quán)保護強度（IPP）對政府補貼與醫(yī)藥醫(yī)療類企業(yè)創(chuàng)新績效的直接模型和中介模型沒有調(diào)節(jié)作用，因此，應(yīng)當合理有效地制定知識產(chǎn)權(quán)保護規(guī)則，遵循適當性和合理性原則，進一步發(fā)揮知識產(chǎn)權(quán)制度對促進醫(yī)藥醫(yī)療企業(yè)創(chuàng)新績效的積極調(diào)節(jié)和激勵作用。政府的介入和政策的導(dǎo)向應(yīng)充分考慮是否具有合理性、是否會降低知識產(chǎn)權(quán)制度的確定性、是否引發(fā)不公平與低效率的結(jié)果。面對企業(yè)創(chuàng)新能力和發(fā)展水平地區(qū)差異大、市場不均衡發(fā)展的局面，政府在實施補貼舉措時亦應(yīng)當結(jié)合知識產(chǎn)權(quán)制度的完善以實現(xiàn)資源配置最優(yōu)化。