郭丹丹，馮國忠（中國藥科大學(xué)國際醫(yī)藥商學(xué)院，南京 211198）

《醫(yī)藥工業(yè)“十二五”發(fā)展規(guī)劃》中指出，近年來我國醫(yī)藥制造企業(yè)得到了飛速發(fā)展，有望于2020年成為世界第二大藥品市場，但目前仍存在著技術(shù)創(chuàng)新能力弱、企業(yè)研發(fā)投入低等突出矛盾[1]。資金投入不足已成為制約我國創(chuàng)新藥物研發(fā)的重要不利因素[2]。此外，我國東、中、西部區(qū)域間經(jīng)濟差距較大，3個地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)之間的基礎(chǔ)與條件也存在差異，因而醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新能力的提升政策與措施也應(yīng)突出區(qū)域性與多樣性。為此，如能較精準(zhǔn)地預(yù)測影響各地區(qū)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素，就成為提升我國各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新力與競爭力的前提。本文擬首先采用因子分析提取主因子，規(guī)避多重共線性，接著通過線性回歸構(gòu)建東、中、西部各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)[3]研發(fā)投入的影響因素模型，分析影響各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素，然后針對各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)不同關(guān)鍵因素提出對應(yīng)方案，為增加我國各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入獻計獻策。

1 我國醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的影響因素評價體系構(gòu)建

1.1 影響因素指標(biāo)的選取

研發(fā)投入因變量以研發(fā)支出作為指標(biāo)變量，研發(fā)支出以研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出[3]數(shù)值描述。影響醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的因素有很多，其中企業(yè)規(guī)模作為描述企業(yè)基本狀況的代表性指標(biāo)，一直是研究的難點與熱點[4-5]。用平均企業(yè)規(guī)模（行業(yè)總產(chǎn)值/企業(yè)個數(shù)）作為二級指標(biāo)，可描述東、中、西部地區(qū)企業(yè)的規(guī)模整體情況。新產(chǎn)品銷售收入會刺激企業(yè)的研發(fā)投入[6-7]。進而，以新產(chǎn)品銷售收入占比（新產(chǎn)品銷售收入/主營業(yè)務(wù)收入）作為二級指標(biāo)，既能排除企業(yè)規(guī)模的影響，又能說明新產(chǎn)品銷售收入對研發(fā)投入的影響。Bettina B等[8]指出，行業(yè)利潤是影響企業(yè)研發(fā)活動的重要因素之一。行業(yè)利潤取值為東、中、西部地區(qū)企業(yè)的利潤額。研發(fā)需要人力資本，以研發(fā)人員占比（研發(fā)人員全時當(dāng)量/年末從業(yè)人數(shù)）作為二級指標(biāo)，能兼顧從業(yè)人員總數(shù)，突出研發(fā)人員因素（其中，研發(fā)人員全時當(dāng)量是國際上通用的、用于比較科技人力投入的指標(biāo)）。政府行為是影響我國企業(yè)研發(fā)投入較為特殊且重要的因素[9-10]。以政府資金資助強度作為二級指標(biāo)，以研發(fā)經(jīng)費中政府資金作為取值，可將政府因素量化。經(jīng)上述分析，選取5個二級指標(biāo)作為指標(biāo)變量。影響因素指標(biāo)與取值[3]見表1。

表1 影響因素指標(biāo)與取值Tab 1 Influential factors index and the value

1.2 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理及檢驗因子分析適用性

采用SPSS 19.0軟件對數(shù)據(jù)進行Z標(biāo)準(zhǔn)化[標(biāo)準(zhǔn)化值＝（原數(shù)據(jù)－均值）/標(biāo)準(zhǔn)差]，用ZXi表示標(biāo)準(zhǔn)化的變量。用KMO檢驗和Bartlett球形檢驗來判斷3組數(shù)據(jù)是否都適用因子分析。結(jié)果東、中、西部地區(qū)數(shù)據(jù)的KMO統(tǒng)計值分別為0.843、0.846、0.792，均大于0.5，說明3組數(shù)據(jù)的變量間相關(guān)性都很強；Bartlett球形檢驗的概率P值均為0.000，均小于0.010，表明3組數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)矩陣為單位矩陣的概率很小。兩種檢驗方法結(jié)果均表明，各組數(shù)據(jù)均適用因子分析。

1.3 因子分析

根據(jù)特征值大于1的提取原則，提取到i個主因子faci。其中，東部地區(qū)提取到1個主因子fac1，方差累積貢獻率為95.135%；中部地區(qū)提取到1個主因子fac1，方差累積貢獻率為88.169%；西部地區(qū)提取到2個主因子fac1、fac2，方差累積貢獻率為90.416%。各累積方差貢獻率均大于85%，說明提取的主因子能較好地解釋原有變量。根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣，建立主因子與各原指標(biāo)變量的關(guān)系式。如東部地區(qū)可表示為:fac1＝0.208ZX1+0.198ZX2+0.208ZX3+0.205ZX4+0.206ZX5。各地區(qū)主因子得分系數(shù)矩陣見表2。

表2 各地區(qū)主因子得分系數(shù)矩陣Tab 2 Main component score coefficient matrix

1.4 因子回歸

分別將3個地區(qū)的因子得分作為新的自變量，與標(biāo)準(zhǔn)化的研發(fā)投入ZY進行線性回歸，線性回歸結(jié)果見表3。東、中、西部地區(qū)3個回歸模型調(diào)整的R2值分別為0.968、0.962、0.891，均接近0.900。可見，3個回歸模型的線性擬合優(yōu)度都較高。各系數(shù)的t統(tǒng)計量對應(yīng)的概率P均小于0.05，說明線性關(guān)系顯著。

表3 各地區(qū)線性關(guān)系結(jié)果Tab 3 Results of linear regression

將3組原變量X、Y代入到線性回歸方程中，得到最后的回歸方程如下:Y東部＝0.154X1+0.855X2+0.034X3+6.087X4+3.498X5－43.577（Ⅰ）；Y中部＝4.735X1+0.903X2+0.020X3+2.917X4+3.121X5－10.039（Ⅱ）；Y西部=2.398X1+0.200X2+0.020X3－0.111X4+2.207X5－1.607（Ⅲ）。

2 結(jié)果

2.1 平均企業(yè)規(guī)模（X1）

一方面，東部地區(qū)該變量的系數(shù)較中、西部明顯偏小。究其原因，歷年全國醫(yī)藥制造企業(yè)總產(chǎn)值排名前4位的企業(yè)均在東部地區(qū)[1]，可見東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的企業(yè)規(guī)模已有一定優(yōu)勢，企業(yè)規(guī)模已不再成為影響東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的主要因素。另一方面，該指標(biāo)在方程（Ⅱ）（Ⅲ）中的系數(shù)較大，分別為4.735、2.398，可見平均企業(yè)規(guī)模仍然是影響中、西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的重要因素。

2.2 新產(chǎn)品銷售收入占比（X2）

東、中、西部地區(qū)該指標(biāo)的系數(shù)分別為0.855、0.903和0.200。該指標(biāo)的系數(shù)在3個模型中都較小，推斷新產(chǎn)品銷售收入占比不是影響醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素。但東、中部地區(qū)該指標(biāo)系數(shù)較西部偏大，即東、中部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入受到新產(chǎn)品銷售收入的影響較西部地區(qū)明顯。這是由于東、中部地區(qū)醫(yī)藥市場較西部地區(qū)競爭更激烈，對市場的反應(yīng)更為敏銳。

2.3 行業(yè)利潤（X3）

東、中、西部地區(qū)，該指標(biāo)的系數(shù)依次為0.034、0.020、0.020。從全國范圍來看，行業(yè)利潤的提高對醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入都有一定的促進作用，但該指標(biāo)的影響效果并不是很明顯，由此推斷企業(yè)盈利狀況不是影響醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的主要因素。

2.4 研發(fā)人員占比（X4）

首先，該指標(biāo)系數(shù)是東部方程中最大的系數(shù)，為6.087，表明研發(fā)人員占比對東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入影響力度最大。東部地區(qū)較中、西部具有明顯的資金、技術(shù)、人才和信息等優(yōu)勢[1]，研發(fā)人員更能充分發(fā)揮其才能，研發(fā)更多新產(chǎn)品，進而促進研發(fā)投入的增加。中部地區(qū)該指標(biāo)的系數(shù)小于東部，為2.917。其原因在于，當(dāng)前中部地區(qū)科研環(huán)境和科研水平并不如東部地區(qū)。

西部地區(qū)該指標(biāo)系數(shù)為－0.111，表明在西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)人員占比與研發(fā)投入呈負相關(guān)。1995－2012年西部地區(qū)從業(yè)人員、研發(fā)人員數(shù)量與研發(fā)投入情況見圖1。從圖1中可知，西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入、從業(yè)研發(fā)人員數(shù)量及研發(fā)人員數(shù)量均呈逐年遞增趨勢。然而，研發(fā)人員數(shù)量的增加速度要比從業(yè)人員小，因此研發(fā)人員占比呈現(xiàn)負增長，與研發(fā)投入呈負相關(guān)。

圖1 1995－2012年西部地區(qū)從業(yè)人員、研發(fā)人員數(shù)量與研發(fā)投入情況Fig 1 The number of employed personnel and R&D staff，R&D investment in western region during 1995-2012

西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入隨從業(yè)人員數(shù)量的增多而增加，并沒有因研發(fā)人員占比的減小而減少?？梢?，目前西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)還沒有發(fā)展到東、中部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)水平，仍需將增加從業(yè)人員數(shù)量、擴大企業(yè)規(guī)模作為其首要任務(wù)，不能急于增加研發(fā)人員占比。

2.5 政府資金資助強度（X5）

東、中、西部地區(qū)該指標(biāo)系數(shù)依次為3.498、3.121、2.207，3個系數(shù)都較大，表明政府資金資助對全國醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入影響都較大。由于醫(yī)藥行業(yè)具有高投入、高風(fēng)險、高產(chǎn)出的特殊性，導(dǎo)致研發(fā)投入市場容易失靈[11]，因此政府的主導(dǎo)作用對各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入都具有相當(dāng)重要的影響。

3個地區(qū)的方程中，東部地區(qū)該指標(biāo)系數(shù)最大（3.498），表明政府資金資助對東部地區(qū)的影響力度最大。近年政府對東部地區(qū)的資金支持力度一直較中、西部大（見圖2），可見目前政府是依據(jù)投資效率來分配資助資金。

圖2 1995－2012年政府對東、中、西部地區(qū)研發(fā)的資金資助強度Fig 2 Government fund support for R&D in each region during 1995-2012

2.6 整體分析

比較3個方程可知，西部地區(qū)各指標(biāo)系數(shù)都較東、中部地區(qū)偏小?？梢姡鞑康貐^(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的增加要比東、中部地區(qū)困難；東、中部地區(qū)的各因素系數(shù)大小相當(dāng)，說明中部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入處于強勁發(fā)展階段，在研發(fā)投入方面未來有很大的發(fā)展?jié)摿?。各因素對各地區(qū)影響程度分析見表4（表中，5個“√”表示指標(biāo)系數(shù)＞5，影響程度很大；4個“√”表示4＜指標(biāo)系數(shù)＜5，影響程度大；3個“√”表示3＜指標(biāo)系數(shù)＜4，影響程度較大；未作標(biāo)記表示指標(biāo)系數(shù)＜1，影響程度很?。?。

表4 各因素對各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的影響程度分析Tab 4 Analysis of the effects of influential factors on pharmaceutical manufacturing R&D investment in different regions

3 討論

基于上述分析，我國東、中、西各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入受到各因素的影響程度不同。因此，需要抓住關(guān)鍵影響因素，對癥下藥，才能更有效地促進研發(fā)投入。

新產(chǎn)品銷售收入占比對各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的影響并不顯著，但是新產(chǎn)品銷售收入占比增加，仍可促進研發(fā)投入。一方面，企業(yè)自身需要做好新產(chǎn)品的營銷管理；另一方面，政府需要提供完善的專利保護措施以保證新產(chǎn)品的市場地位。行業(yè)利潤對全國各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的影響力都是最弱的，但是都會對研發(fā)投入起到促進作用。因此，各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)通過提升企業(yè)經(jīng)營水平，降低管理、生產(chǎn)成本，擴展供應(yīng)鏈利潤空間等途徑增加利潤額。這不僅是各企業(yè)自身生存的需要，也是增加研發(fā)投入的需要。

政府資金資助是東、中、西部各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)增加研發(fā)投入的關(guān)鍵影響因素。因此，政府增加資金資助將有效提高各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入。當(dāng)前政府主要是從投資效率角度考慮的，但要考慮全國均衡發(fā)展。目前，政府如果適當(dāng)增加對中、西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)資金資助，將會對中、西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入起到較大的拉動作用。除以上3個因素外，其他2個因素對各地區(qū)影響不同。各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)針對相同因素的不同影響情況，采取相應(yīng)對策。

3.1 東部地區(qū)

從表4看，平均企業(yè)規(guī)模對東部地區(qū)的研發(fā)投入影響程度很小。目前，東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)已有一定的規(guī)模優(yōu)勢，因此擴大企業(yè)規(guī)模已不是增加研發(fā)投入的最佳選擇。

研發(fā)人員占比是東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵影響因素。良好的研發(fā)環(huán)境使得東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)對于研發(fā)人員的需求仍然呈現(xiàn)上升趨勢，研發(fā)人員占比的增加對研發(fā)投入有明顯的促進作用。不斷擴大研發(fā)隊伍、吸引更多優(yōu)秀研發(fā)人才、提高研發(fā)人員占比、充分地利用東部良好的科研環(huán)境，將會對研發(fā)投入起到強勁的推動作用。

3.2 中部地區(qū)

從結(jié)果分析中可知，企業(yè)規(guī)模仍是制約中部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素。建議中部地區(qū)的醫(yī)藥制造企業(yè)通過自身成長或是兼并模式進一步擴大企業(yè)規(guī)模，不斷提高醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的集中度。

除政府因素及平均企業(yè)規(guī)模因素外，研發(fā)人員占比也對中部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入有一定影響。中部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)在提高研發(fā)人員占比的同時，逐步完善科研環(huán)境，充分利用有效資源，與東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)平臺聯(lián)合作業(yè)，提升自身科研水平，進而更好地發(fā)揮研發(fā)人員的才能，帶動研發(fā)投入力度的進一步加大。

3.3 西部地區(qū)

結(jié)合表4可見，只有平均企業(yè)規(guī)模和政府資金資助強度因素對西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入有較大影響，其他因素影響程度都很小?？梢?，增加西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入有一定的困難。因此，西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)積極拓展企業(yè)規(guī)模、增加從業(yè)人員人數(shù)、提高工業(yè)總產(chǎn)值，在打好企業(yè)規(guī)?；A(chǔ)之后，才能更好地帶動盈利能力的改善、研發(fā)人員能力的釋放、政府資助效率的提升等。

4 結(jié)語

綜上分析，我國東、中、西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r不同，影響其研發(fā)投入的關(guān)鍵因素也不同。各地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)應(yīng)針對各自關(guān)鍵因素，因地制宜；政府應(yīng)重視各地區(qū)均衡發(fā)展，使我國醫(yī)藥制造企業(yè)的研發(fā)投入有效增加，提高產(chǎn)業(yè)核心競爭力，日益滿足國計民生的需求。

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