張永慶，劉清華，徐 炎

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

本文利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)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(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結(jié)構(gòu)等因素對(duì)研發(fā)效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率整體偏低，但呈現(xiàn)“三平穩(wěn)兩增長”的增長狀態(tài)。企業(yè)規(guī)模、市場結(jié)構(gòu)、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)和研發(fā)效率顯著正相關(guān)，而科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金對(duì)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(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)

1 引言及文獻(xiàn)回顧

醫(yī)藥制造業(yè)是關(guān)系國計(jì)民生的基礎(chǔ)性和戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新是醫(yī)藥制造業(yè)的核心競爭力。研發(fā)活動(dòng)作為技術(shù)創(chuàng)新的主要來源之一，是引導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新、實(shí)現(xiàn)科技進(jìn)步的關(guān)鍵因素，同時(shí)研發(fā)效率的高低決定了能否適時(shí)有效地將研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果，使產(chǎn)品在市場上獲取競爭力。但并不是所有的研發(fā)活動(dòng)都能帶來技術(shù)創(chuàng)新，推動(dòng)科技進(jìn)步，這是由于部分研發(fā)投入沒有得到充分利用，不能產(chǎn)生有效的技術(shù)成果，無法實(shí)現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)，從而導(dǎo)致研發(fā)活動(dòng)失效。因而，行業(yè)的研發(fā)效率對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)競爭能力，促進(jìn)產(chǎn)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(chǔ)上，采用隨機(jī)前沿函數(shù)方法，選取1999—2008年間我國醫(yī)藥制造業(yè)28個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，并構(gòu)建了無效率函數(shù)，對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率及其影響因素進(jìn)行深入研究。

2 模型構(gòu)建

2.1 實(shí)證模型的選擇

目前最常用的隨機(jī)前沿函數(shù)模型是Battese和Coelli在1992和1995年設(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)模型，簡稱BC（1992）和BC（1995）模型。BC（1992）模型假設(shè)非效率項(xiàng)服從截尾正態(tài)分布，并認(rèn)為技術(shù)效率隨時(shí)間不同而變化。BC（1995）模型則不但測算了效率數(shù)值的大小，還從影響技術(shù)效率的因素著手進(jìn)行研究。BC（1995）模型是目前學(xué)者們最為推崇的一個(gè)研究工具，與數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）相比，具有考慮隨機(jī)誤差、采用面板數(shù)據(jù)、技術(shù)效率測算方程與其影響因素方程聯(lián)立的優(yōu)勢(shì)。

借鑒BC（1995）模型［1］，本文的隨機(jī)前沿函數(shù)模型構(gòu)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(chǎn)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(gè)省份和第t個(gè)年份。β0是常數(shù)項(xiàng)，β1和β2代表研發(fā)資本和研發(fā)人員的產(chǎn)出彈性。（Vit-Uit）表示方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)，具有復(fù)合結(jié)構(gòu)，Vit代表經(jīng)濟(jì)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(dú)立于Uit。Uit為非負(fù)隨機(jī)變量，考察研發(fā)活動(dòng)中的技術(shù)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(shí)期研發(fā)活動(dòng)的研發(fā)效率。Mit越大表示技術(shù)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(chǎn)出越少。本文重點(diǎn)考察科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結(jié)構(gòu)等因素對(duì)研發(fā)活動(dòng)技術(shù)無效率的影響，因而構(gòu)建以下無效率函數(shù)：

函數(shù)（2）中δ0為待估常數(shù)，F(xiàn)und、Transf、Scale、MS分別表示科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、規(guī)模變量以及市場結(jié)構(gòu)等變量，δ1、δ2、δ3、δ4分別表示相應(yīng)變量的影響系數(shù)。Wit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定其服從正態(tài)分布N（0，）。判斷構(gòu)建的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)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(shù)（2）中隨機(jī)誤差項(xiàng)的技術(shù)無效的比重，也就是通過γ=/（+）（0≤γ≤1）的大小來判斷。當(dāng)γ接近于0時(shí)，表示實(shí)際研發(fā)產(chǎn)出與可能最大研發(fā)產(chǎn)出的差距主要來自于不可控因素造成的噪聲誤差，此時(shí)用普通最小二乘法（OLS）就可以實(shí)現(xiàn)對(duì)生產(chǎn)參數(shù)的估計(jì)，無需采用隨機(jī)前沿函數(shù)模型。γ越趨近于1，越能說明前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要源于隨機(jī)變量Uit，則越適合采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型對(duì)研發(fā)效率進(jìn)行估計(jì)。

2.2 數(shù)據(jù)來源及變量選取

由于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)年鑒》數(shù)據(jù)包含出版年之前各年份的數(shù)據(jù)但是又有所缺失 （如2009年的年鑒，包含了1997—2008年的數(shù)據(jù)，但是部分年份數(shù)據(jù)缺失），因此研究使用的數(shù)據(jù)，是在《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)年鑒（2005—2009）》的基礎(chǔ)上，綜合2005—2009年年鑒中包含的各年數(shù)據(jù)，對(duì)其進(jìn)行整理補(bǔ)充，完整中國醫(yī)藥制造業(yè)各個(gè)省市1999—2008年10年的面板數(shù)據(jù)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究技術(shù)創(chuàng)新成果時(shí)，一般選取研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入和研發(fā)人員的投入作為技術(shù)創(chuàng)新的投入指標(biāo)，對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出指標(biāo)的選取，則存在不同觀點(diǎn)。20世紀(jì)五六十年代，使用研發(fā)經(jīng)費(fèi)近似作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)，這樣做的缺陷是認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出是一個(gè)線性關(guān)系，有投入就一定有產(chǎn)出。70年代以來多采用專利數(shù)作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)［2-3］。近年來也有學(xué)者采用新產(chǎn)品銷售收入［4］和新產(chǎn)品產(chǎn)值［5］作為研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)?；诒姸鄬W(xué)者關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新投入及產(chǎn)出指標(biāo)選取問題的研究成果，本文結(jié)合我國醫(yī)藥制造業(yè)的行業(yè)特點(diǎn)行業(yè)及發(fā)展的現(xiàn)狀，選取合適的研發(fā)投入指標(biāo)和研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)。

（1）研發(fā)投入指標(biāo)的選取。

醫(yī)藥制造業(yè)作為高技術(shù)、知識(shí)性生產(chǎn)函數(shù)，研發(fā)產(chǎn)出不僅受到當(dāng)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(dāng)。關(guān)于研發(fā)資本存量的計(jì)算方法，國內(nèi)外學(xué)者主要采用經(jīng)典的永續(xù)盤存法。參照Goto和Suzuki和吳延兵的計(jì)算方法，以過去各個(gè)時(shí)期的研發(fā)支出現(xiàn)值與第t-1期的研發(fā)資本存量現(xiàn)值之和來表示即第t期的研發(fā)資本存量［6-7］，計(jì)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(jīng)按1990年不變價(jià)“研發(fā)價(jià)格指數(shù)”進(jìn)行平減。對(duì)于研發(fā)資本折舊率ρ，國內(nèi)外眾多文獻(xiàn)在估算研發(fā)資本存量時(shí)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(shù)量、結(jié)構(gòu)和素質(zhì)，是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的重要表現(xiàn)。反映研發(fā)人員投入的指標(biāo)主要是研發(fā)人員 （人）和研發(fā)人員折合全時(shí)當(dāng)量 （人年）。前者是參與活動(dòng)的人員數(shù)量，后者是按照參加人員實(shí)際參與研發(fā)活動(dòng)的時(shí)間折合的研發(fā)活動(dòng)工作當(dāng)量。后者更能反映投入研發(fā)活動(dòng)的人員情況。因此，本文選擇研發(fā)人員折合全時(shí)當(dāng)量（人年）作為研發(fā)生產(chǎn)函數(shù)中的研發(fā)人員投入指標(biāo)。

（2）研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)的選取。

研發(fā)活動(dòng)的產(chǎn)出指標(biāo)主要有專利申請(qǐng)量、專利授權(quán)量、新產(chǎn)品產(chǎn)值、新產(chǎn)品銷售收入等衡量指標(biāo)。其中，專利申請(qǐng)量和授權(quán)量，是研發(fā)活動(dòng)的中間產(chǎn)出，能反映出研發(fā)活動(dòng)的直接效果，是產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要衡量標(biāo)準(zhǔn)。新產(chǎn)品產(chǎn)值和新產(chǎn)品銷售收入是最終產(chǎn)出，相比專利指標(biāo)，更能反映出產(chǎn)業(yè)研發(fā)活動(dòng)產(chǎn)出在市場上的績效情況。本研究根據(jù)醫(yī)藥制造業(yè)的行業(yè)特點(diǎn)和研發(fā)現(xiàn)狀，以及醫(yī)藥制造業(yè)有關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性，對(duì)研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行篩選。首先由于專利量的數(shù)據(jù)局限，且醫(yī)藥制造業(yè)的專利指標(biāo)較小，有的甚至為零，這種情況下使用OLS估計(jì)是有偏的。其次，新產(chǎn)品銷售收入受到營銷等非生產(chǎn)環(huán)節(jié)的影響，同時(shí)受市場上其他不確定因素影響，不能完全反映研發(fā)活動(dòng)的產(chǎn)出和研發(fā)效率的變動(dòng)。因此我們選用新產(chǎn)品產(chǎn)值作為研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)，并以1999年為基年，按照工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，以消除通脹等因素的影響。

（3）非效率函數(shù)指標(biāo)的選取。

科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額，對(duì)于研發(fā)活動(dòng)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(duì)于研發(fā)活動(dòng)起到激勵(lì)和引導(dǎo)作用，因此選擇這兩項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行非效率模型的研究，以深入研究政府資金對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率的影響。另外，技術(shù)改造是我國醫(yī)藥制造業(yè)在當(dāng)前發(fā)展水平下，普遍采用的技術(shù)創(chuàng)新方式，一定的技術(shù)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(shù)改造經(jīng)費(fèi)是一項(xiàng)重要的研發(fā)活動(dòng)效率考量指標(biāo)，將其選入非效率模型，進(jìn)一步研究其對(duì)研發(fā)效率的影響作用。同時(shí)，很多學(xué)者的研究都表明企業(yè)規(guī)模和市場結(jié)構(gòu)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率的影響很大。因此，在非效率函數(shù)中，本文選擇科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結(jié)構(gòu)等變量作為技術(shù)無效率的影響因素。

3 實(shí)證結(jié)果分析

利用Shazam軟件及Frontier4.1軟件，使用極大似然法估計(jì)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ涂色@得各項(xiàng)參數(shù)，具體結(jié)果見表1。其中，γ值為0.9406，非常接近1，且LR單邊檢驗(yàn)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(xiàng)有著明顯的復(fù)合結(jié)構(gòu)。因此，采用SFA方法構(gòu)建隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)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(chǎn)出彈性和研發(fā)活動(dòng)規(guī)模效應(yīng)分析。研發(fā)資本投入（RD）和研發(fā)人員投入（RDP）彈性系數(shù)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(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出每增加1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值便會(huì)增加0.2681%；研發(fā)人員投入每增加1%，則新產(chǎn)品產(chǎn)值會(huì)增長0.4298%。可見，在我國醫(yī)藥制造業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值的增長中，研發(fā)人員投入的貢獻(xiàn)率高于研發(fā)資本投入的貢獻(xiàn)率。同時(shí)，研發(fā)投入的彈性系數(shù)僅為0.6979，說明我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)活動(dòng)缺乏規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。

表1 SFA模型各參數(shù)估計(jì)值

（2）研發(fā)效率的變動(dòng)趨勢(shì)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(gè)省市1999—2008年的研發(fā)效率估計(jì)值，經(jīng)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(dá)到0.9以上，發(fā)達(dá)國家該行業(yè)的研發(fā)效率也早已達(dá)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(xiàn)上升趨勢(shì)。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(xiàn)2003—2004年的較快增長，2004—2006年的研發(fā)效率再度處于一個(gè)平穩(wěn)期，2007年出現(xiàn)較快增長的情況。由于2008年出現(xiàn)金融危機(jī)，醫(yī)藥中間體及醫(yī)藥產(chǎn)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(shí)，根據(jù)1999年的研發(fā)效率值，我們認(rèn)為我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率的變動(dòng)具有周期性，即：三年一個(gè)平穩(wěn)期后將出現(xiàn)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(gè)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(chǎn)業(yè)最大的聚集區(qū)，在都市圈內(nèi)形成了比較完整的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)鏈和比較合理的產(chǎn)業(yè)布局：江蘇省集聚了一批跨國醫(yī)藥企業(yè)，在化學(xué)制劑方面研發(fā)能力較強(qiáng)；浙江省的化學(xué)原料藥和中間體研發(fā)生產(chǎn)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(qiáng)。珠三角都市圈市場經(jīng)濟(jì)、民營經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，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(lǐng)域具有較強(qiáng)的科研基礎(chǔ)和研發(fā)能力，河北在化學(xué)制藥領(lǐng)域具有特色，天津在現(xiàn)代中藥、生物制藥等領(lǐng)域的研發(fā)能力較強(qiáng)，國際化水平較高。

（3）科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金對(duì)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(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金對(duì)研發(fā)效率有促進(jìn)作用。由于醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)周期長、風(fēng)險(xiǎn)大，一般企業(yè)無法獨(dú)立承擔(dān)研發(fā)項(xiàng)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(jìn)行研發(fā)。

（4）技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出對(duì)研發(fā)效率的影響。表1中δ2=-0.4736，說明技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出和研發(fā)效率有著明顯的正向相關(guān)關(guān)系。這和我國的醫(yī)藥產(chǎn)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(shù)量多、規(guī)模小，很多企業(yè)缺乏核心技術(shù)和新藥研發(fā)能力，主要通過仿制新藥，或者是引進(jìn)發(fā)達(dá)國家的技術(shù)，進(jìn)行改造生產(chǎn)。技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)的支出，將提高我國醫(yī)藥制造業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值，從而對(duì)研發(fā)效率有正向作用。

（5）企業(yè)規(guī)模對(duì)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(guān)關(guān)系，即企業(yè)規(guī)模越大，研發(fā)就越具規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(fēng)險(xiǎn)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(jìn)行研發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)很大。因此，中小型企業(yè)在從事研發(fā)活動(dòng)時(shí)常常面臨資金瓶頸，同時(shí)大多數(shù)企業(yè)并不愿意冒險(xiǎn)研發(fā)，而選擇跟隨模仿大企業(yè)已經(jīng)打開市場的產(chǎn)品，這使將對(duì)研發(fā)效率的提高產(chǎn)生抑制作用。

（6）市場結(jié)構(gòu)對(duì)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(qiáng)，越有助于刺激研發(fā)效率的提升。這與大多數(shù)學(xué)者的相關(guān)研究結(jié)論是一致的。已有學(xué)者研究認(rèn)為，市場競爭程度與研發(fā)效率之間并非是簡單的正向關(guān)系，市場結(jié)構(gòu)與企業(yè)規(guī)模之間相互關(guān)聯(lián)，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(jù)模型的估計(jì)結(jié)果，企業(yè)規(guī)模和市場競爭都對(duì)研發(fā)效率有促進(jìn)作用，這表明較大的企業(yè)規(guī)模和較充分的競爭關(guān)系有利于提高研發(fā)效率。

4 結(jié)論與建議

本文運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，研究了我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，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(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)出貢獻(xiàn)大于研發(fā)資本。但醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)活動(dòng)仍不具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(chǎn)業(yè)集聚，有利于提高研發(fā)效率。同時(shí)，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(guān)系，市場競爭性有利于促進(jìn)研發(fā)效率，技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出有助于提高新產(chǎn)品產(chǎn)值，而科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金對(duì)研發(fā)效率的作用不明顯。

結(jié)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(gè)方面入手。

（1）發(fā)揮各地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)和資源比較優(yōu)勢(shì)，在我國形成幾塊產(chǎn)業(yè)鏈完善、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)和相互支撐的“醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)群”。例如，“長三角都市圈醫(yī)藥產(chǎn)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(xué)制劑，而浙江進(jìn)一步把化學(xué)原料藥做大做強(qiáng)，在長三角都市圈內(nèi)形成完整的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)鏈和合理的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)布局模式。同時(shí)，發(fā)揮我國在中醫(yī)藥資源上的比較優(yōu)勢(shì)，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(chǎn)及向世界市場推銷的力度。

（2）提高市場集中度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚，加大研發(fā)投入力度，增強(qiáng)研發(fā)能力。低集中度不利于研發(fā)投入活動(dòng)的有效支撐，對(duì)研發(fā)效率存在不利影響。因此，需要鼓勵(lì)企業(yè)間的兼并與合并，提高集中度，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)?？梢酝ㄟ^產(chǎn)業(yè)集聚，促進(jìn)技術(shù)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(guān)系，市場競爭性有利于促進(jìn)研發(fā)效率，這兩個(gè)結(jié)論的結(jié)合意味著競爭性寡頭主導(dǎo)的、大中小型企業(yè)共存的市場結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)形態(tài)。

（4）完善政策與制度，增強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識(shí)，為醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)活動(dòng)提供良好的支撐。我國醫(yī)藥制造業(yè)的特點(diǎn)決定其受到政府政策和制度影響較大。因此，在產(chǎn)業(yè)政策層面，需大力引導(dǎo)企業(yè)走技術(shù)創(chuàng)新之路，并落實(shí)扶持政策，使企業(yè)敢于投入研發(fā)，不斷積累技術(shù)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(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“都市圈產(chǎn)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(diǎn)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目（J50504）、上海市教育委員會(huì)人文社科項(xiàng)目“總部經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈與空間價(jià)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(xué)教授、博導(dǎo)，上海理工大學(xué)滬江產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所所長；研究方向：城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)、城市與區(qū)域規(guī)劃、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

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（責(zé)任編輯 胡瓊靜）