劉立燕，宋捷羽，熊勝緒，程杰賢

（1.江漢大學(xué)商學(xué)院，湖北 武漢 430056；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073）

1 引言

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。創(chuàng)新是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的主要?jiǎng)恿?，且是依靠效率的提高而不是要素投入的增加?lái)推動(dòng)的。

2019年，我國(guó)R&D經(jīng)費(fèi)總量首次突破2萬(wàn)億元，2020年R&D經(jīng)費(fèi)投入總量達(dá)24 426億元，穩(wěn)居世界第二，研發(fā)投入強(qiáng)度已達(dá)到中等發(fā)達(dá)國(guó)家水平。相較于穩(wěn)步增長(zhǎng)的投入，近年來(lái)我國(guó)專(zhuān)利申請(qǐng)量增速放緩，2019年國(guó)內(nèi)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量較上年減少了10.8%，顯示技術(shù)創(chuàng)新效率還有較大的提升空間。

生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)是知識(shí)密集型、最具創(chuàng)新活力的產(chǎn)業(yè)之一，創(chuàng)新藥市場(chǎng)長(zhǎng)期占據(jù)國(guó)際藥品市場(chǎng)半數(shù)以上的份額。但2020年度“全球生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)明專(zhuān)利排行榜”TOP100的生物醫(yī)藥企業(yè)中，美國(guó)與日本企業(yè)總量占比達(dá)63%，而中國(guó)企業(yè)僅有7家。怎樣評(píng)價(jià)當(dāng)前中國(guó)生物醫(yī)藥企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率？影響生物醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的因素有哪些？如何推動(dòng)我國(guó)生物醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)一步提升創(chuàng)新效率？在當(dāng)前建設(shè)健康中國(guó)的大背景下，研究生物醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率具有重要意義，其對(duì)我國(guó)前沿技術(shù)領(lǐng)域創(chuàng)新效率的提升也有借鑒意義。

本文使用三階段DEA模型構(gòu)建了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，收集并整理了我國(guó)140家生物醫(yī)藥上市公司2012—2020年的相關(guān)數(shù)據(jù)，同時(shí)利用DEAP 2.1、Frontier 4.1軟件進(jìn)行了分析。

2 文獻(xiàn)綜述

技術(shù)創(chuàng)新效率最早由Koopmans（1951）提出，他將技術(shù)創(chuàng)新效率定義為在給定的投入與產(chǎn)出不變的情況下，現(xiàn)有技術(shù)不能再增加任意單位的產(chǎn)出或減少任意單位的投入，則投入產(chǎn)出達(dá)到技術(shù)有效；鄒鮮紅和黃健柏（2010）指出，技術(shù)創(chuàng)新效率是指創(chuàng)新過(guò)程中要素投入的轉(zhuǎn)化效率，技術(shù)創(chuàng)新效率反映了資源配置效率，衡量了創(chuàng)新投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻(xiàn)程度。一般而言，技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出具有多變量、多量綱的特征，精確獲得經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的創(chuàng)新效率是不太現(xiàn)實(shí)的，大多數(shù)學(xué)者采用DEA法或SFA法，用研究主體投入產(chǎn)出情況與生產(chǎn)前沿面的差距反映其相對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率。

當(dāng)前，我國(guó)生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍有較大差距，技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)能力處于劣勢(shì)地位。為此，各地出臺(tái)了一系列支持生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)政策，主要集中在技術(shù)創(chuàng)新、資金支持和人才建設(shè)等方面。研究顯示，R&D稅收優(yōu)惠政策對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度、盈利能力、發(fā)展能力和技術(shù)能力都有顯著的促進(jìn)作用，政府補(bǔ)貼能夠通過(guò)資源傾向機(jī)制和信號(hào)傳遞機(jī)制促進(jìn)生物醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提升。

然而從創(chuàng)新效率的視角看，高小寧等（2018）以湖北省生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段規(guī)模效率低是制約湖北省生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要因素。付秀梅等（2020）使用中國(guó)沿海11個(gè)省份2011—2017年海洋生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，應(yīng)用SFA法研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)海洋生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)整體創(chuàng)新效率較低，地區(qū)差異較大。儲(chǔ)姍姍等（2021）運(yùn)用兩階段DEA模型對(duì)江蘇省12個(gè)國(guó)家高新區(qū)生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的研究也顯示，生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)整體創(chuàng)新效率仍處于較低水平，影響其創(chuàng)新效率的主要因素有資本投入水平、勞動(dòng)力以及政府支持力。徐凱等（2019）采用Malmqusit指數(shù)模型評(píng)價(jià)了2007—2015年間24個(gè)國(guó)家火炬生物醫(yī)藥特色產(chǎn)業(yè)基地的創(chuàng)新效率，結(jié)果表明其純技術(shù)效率年平均下降0.72%，規(guī)模效率年平均下降0.25%，在“硬”技術(shù)及創(chuàng)新規(guī)模上仍有較大進(jìn)步空間。

綜上所述，在政策大力支持的背景下，我國(guó)生物醫(yī)藥行業(yè)的創(chuàng)新效率仍然處于相對(duì)較低的水平。從研究對(duì)象上看，現(xiàn)有文獻(xiàn)在探討生物醫(yī)藥技術(shù)創(chuàng)新效率時(shí)，多集中于區(qū)域生物醫(yī)藥技術(shù)創(chuàng)新效率的評(píng)價(jià)，鮮有學(xué)者以生物醫(yī)藥企業(yè)為研究對(duì)象；從研究方法上看，采用兩階段DEA法與SFA法進(jìn)行研究時(shí)，大多沒(méi)有考慮環(huán)境因素及統(tǒng)計(jì)噪聲對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率造成的影響。而三階段DEA法不僅將以上因素考慮在內(nèi)，還在國(guó)內(nèi)外效率評(píng)價(jià)研究中得到廣泛認(rèn)可，有助于對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行更為客觀的評(píng)價(jià)。

2019年，我國(guó)A股上市醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)投入合計(jì)532.97億元，同比增長(zhǎng)16.98%。僅2021年上半年，我國(guó)前十的藥企研發(fā)投入門(mén)檻已超過(guò)4.4億元，且大部分增速在30%以上，生物醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)投入巨大并呈現(xiàn)出高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。研發(fā)的高投入是否帶來(lái)了高產(chǎn)出？本文以A股上市醫(yī)藥企業(yè)為研究對(duì)象，通過(guò)三階段DEA法剔除環(huán)境因素及統(tǒng)計(jì)噪聲的影響，嘗試客觀地評(píng)價(jià)現(xiàn)階段我國(guó)生物醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的現(xiàn)狀，討論環(huán)境因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，并提出建設(shè)性意見(jiàn)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究方法——三階段DEA模型

相較于傳統(tǒng)的DEA模型，三階段DEA模型的優(yōu)勢(shì)在于剔除了環(huán)境因素及統(tǒng)計(jì)噪聲對(duì)效率值的影響，把各決策單元放置在同一環(huán)境及相同的條件下進(jìn)行比較，由此得到的效率值更加科學(xué)客觀。

3.1.1 第一階段：傳統(tǒng)DEA模型初始效率。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（Data Envelopment Analysis，DEA）法主要用于評(píng)價(jià)相同部門(mén)間的相對(duì)有效性，DEA模型中的綜合技術(shù)效率（）可被分為純技術(shù)效率（）與規(guī)模效率（），即。其中，綜合技術(shù)效率是企業(yè)資源使用效率、資源配置能力的綜合指標(biāo)；純技術(shù)效率是指僅由管理制度和技術(shù)因素所影響的生產(chǎn)效率；規(guī)模效率是指因規(guī)模影響的生產(chǎn)效率，反映了實(shí)際規(guī)模與最優(yōu)規(guī)模之間的比率。基礎(chǔ)DEA模型有DEA-CCR模型及DEA-BCC模型兩種，兩者旨在評(píng)價(jià)多輸入、多輸出的決策單元的相對(duì)有效性，后者相較于前者考慮了現(xiàn)實(shí)中規(guī)模報(bào)酬可變的情況。DEA模型在測(cè)度效率的過(guò)程中可選擇投入導(dǎo)向型或產(chǎn)出導(dǎo)向型，在生物醫(yī)藥企業(yè)中投入指標(biāo)質(zhì)量相較于產(chǎn)出指標(biāo)質(zhì)量更容易得到控制，且本文旨在探究技術(shù)能夠在多大程度上挖掘生產(chǎn)潛力、減少創(chuàng)新資源浪費(fèi)。綜上，本文將選用投入導(dǎo)向型的DEA-BCC模型，該模型已較為完善，這里不再贅述其數(shù)學(xué)公式。

3.1.2 第二階段：構(gòu)建類(lèi)似SFA模型。構(gòu)建類(lèi)似SFA模型的目的在于消除環(huán)境因素與統(tǒng)計(jì)噪聲對(duì)效率評(píng)價(jià)的影響。具體步驟如下：

首先，確立投入松弛變量，S=X-Xλ，其中S表示第個(gè)決策單元的第個(gè)投入變量的松弛變量，X表示第個(gè)決策單元的第個(gè)投入變量在第一階段的實(shí)際投入量，Xλ表示X對(duì)應(yīng)產(chǎn)出變量y在投入效率子集上的最佳映射，即X的理想目標(biāo)值。松弛變量S的產(chǎn)生主要是由環(huán)境因素、管理無(wú)效率以及統(tǒng)計(jì)噪聲構(gòu)成的。

其次，構(gòu)建一個(gè)以投入為導(dǎo)向的類(lèi)似SFA模型：

然后，通過(guò)調(diào)整公式（2）將各個(gè)決策單元置于同一外部環(huán)境中。

在對(duì)投入變量進(jìn)行調(diào)整的過(guò)程中，需要將混合誤差項(xiàng)中的統(tǒng)計(jì)噪聲與管理無(wú)效率進(jìn)行分離，分 離 的 方 法 參 考 Jondrow（1981）、羅 躍 登（2012）、陳魏?。?014）等學(xué)者的調(diào)整思路。

計(jì)算隨機(jī)誤差項(xiàng)的公式如下：

3.1.3 第三階段：調(diào)整DEA投入變量后的DEA模型效率。將調(diào)整后的投入變量和原始產(chǎn)出用DEA-BCC模型再計(jì)算一次各決策單元的效率，此時(shí)得到的效率就是剔除了環(huán)境因素和統(tǒng)計(jì)噪聲后的真正的技術(shù)創(chuàng)新效率。

3.2 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率指標(biāo)選取

技術(shù)創(chuàng)新依靠企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，技術(shù)創(chuàng)新投入主要體現(xiàn)在資金及人力投入上。在投入指標(biāo)的選擇上，鄒鮮紅（2010）、郭玉晶（2020）、Charoenrat（2017）等大部分國(guó)內(nèi)外學(xué)者選擇研發(fā)人員數(shù)量、研發(fā)經(jīng)費(fèi)等作為投入變量。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出主要體現(xiàn)在企業(yè)獲得的專(zhuān)利授權(quán)情況及其為企業(yè)帶來(lái)的可觀收益上。因此，大多數(shù)學(xué)者選取專(zhuān)利授權(quán)數(shù)、盈利能力等作為其產(chǎn)出變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)及數(shù)據(jù)的可得性，本文最終選取的投入變量及產(chǎn)出變量如下。

3.2.1 投入變量。①研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入（）。研發(fā)資金的投入是企業(yè)創(chuàng)新投入中非常重要的一項(xiàng)。新醫(yī)藥的研發(fā)不僅與當(dāng)年的研發(fā)經(jīng)費(fèi)相關(guān)，還與之前的研發(fā)經(jīng)費(fèi)有緊密的關(guān)系，但年報(bào)中披露的“研發(fā)支出”是流量數(shù)據(jù)而非存量數(shù)據(jù)。本文參考吳延兵（2008）的“永續(xù)盤(pán)存法”，按照一定的研發(fā)存量折舊率及公式獲得當(dāng)期研發(fā)資本存量。

②研發(fā)人員數(shù)量（）。研發(fā)人員是醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要資源。項(xiàng)瑩等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，R&D人員投入強(qiáng)度正向影響中國(guó)醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)效率。本文選用年報(bào)中披露的R&D人員數(shù)量來(lái)表示研發(fā)人員數(shù)量。

③勞動(dòng)資本（）。除研發(fā)人員外，企業(yè)其他員工承擔(dān)著技術(shù)轉(zhuǎn)化的任務(wù)，如技術(shù)推廣、新產(chǎn)品應(yīng)用和生產(chǎn)等。企業(yè)全體員工是技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益的重要力量。本文選用年報(bào)中披露的企業(yè)員工數(shù)量來(lái)表示勞動(dòng)資本。

④生產(chǎn)資本（）。技術(shù)創(chuàng)新投入形式除“人”“財(cái)”以外還有“物”，這里的“物”大部分是指研究?jī)x器設(shè)備、生產(chǎn)車(chē)間等固定資產(chǎn)。本文選取固定資產(chǎn)凈值來(lái)表示生產(chǎn)資本。

3.2.2 產(chǎn)出變量。①發(fā)明專(zhuān)利（）。相較于外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利和實(shí)用新型專(zhuān)利，發(fā)明專(zhuān)利更能凸顯企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，該變量選用上市公司及其子公司的發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)來(lái)表示。

②主營(yíng)業(yè)務(wù)收入（）。從生物醫(yī)藥行業(yè)的特征中可以看出，企業(yè)新藥的成功研發(fā)可大幅提高企業(yè)收入，這將直接反映在企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增長(zhǎng)上。

③利潤(rùn)總額（）。企業(yè)創(chuàng)新的最終目的是實(shí)現(xiàn)盈利，利潤(rùn)的獲取也將增強(qiáng)投資者的信心，為后續(xù)研發(fā)提供充沛的資金支持。

為保證所選取的投入變量與產(chǎn)出變量的科學(xué)性，借助Pearson法檢驗(yàn)其相關(guān)性是否顯著，結(jié)果如表1所示。從表中可看出，各投入變量與產(chǎn)出變量的相關(guān)系數(shù)均在1%的顯著水平上顯示為正，符合單調(diào)性假設(shè)，滿(mǎn)足DEA模型的要求。

表1 投入產(chǎn)出變量相關(guān)性分析

3.2.3 環(huán)境變量。環(huán)境因素是企業(yè)發(fā)展的客觀條件，良好的技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境有利于企業(yè)吸引高端技術(shù)人才、創(chuàng)新資金和技術(shù)。環(huán)境變量的選擇情況具體如下。

①區(qū)域生產(chǎn)總值（）。一般當(dāng)企業(yè)所在地區(qū)GDP較高時(shí)，該地區(qū)會(huì)吸引更多的創(chuàng)新資本和高端人才，更易形成產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，進(jìn)而有利于企業(yè)創(chuàng)新。本文使用人均GDP代表區(qū)域生產(chǎn)總值。

②區(qū)域信息化水平（）。對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)而言，完備的信息化基礎(chǔ)設(shè)施和較高的信息化水平將提升技術(shù)交流速度，擴(kuò)大技術(shù)傳播范圍，促進(jìn)數(shù)據(jù)資源的有效整合與利用。本文使用互聯(lián)網(wǎng)寬帶用戶(hù)數(shù)與當(dāng)?shù)爻Ｗ∪丝诘谋戎荡韰^(qū)域信息化水平。

③區(qū)域?qū)ν忾_(kāi)放水平（）。對(duì)外開(kāi)放程度的提高有利于要素流動(dòng)，在對(duì)外信息交互中也更易獲取先進(jìn)的技術(shù)創(chuàng)新理念。本文使用所在地區(qū)外商實(shí)際投資金額與當(dāng)?shù)谿DP的比值代表區(qū)域?qū)ν忾_(kāi)放水平。

④企業(yè)成立時(shí)間（）。企業(yè)在不同的成長(zhǎng)階段對(duì)技術(shù)創(chuàng)新資金投入的程度可能存在差異。生物醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)立初期，企業(yè)研發(fā)投入較大，而隨著企業(yè)逐漸擴(kuò)大規(guī)模后，資金開(kāi)始涌入市場(chǎng)推廣及擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模上，研發(fā)投入比重會(huì)有所下降。一般學(xué)者將成立時(shí)間精確到年，本文可獲得精確到月的數(shù)據(jù)，因而以月為計(jì)數(shù)單位。

⑤企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼（）。政府補(bǔ)貼可在一定程度上引導(dǎo)企業(yè)增加創(chuàng)新投入，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

綜上，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系如表2所示。

表2 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

由于各指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)含義以及表現(xiàn)形式各不相同，部分指標(biāo)是絕對(duì)值，而部分是相對(duì)值，為保證實(shí)證研究的科學(xué)性，對(duì)表2數(shù)據(jù)進(jìn)行無(wú)量綱化處理，具體公式如下：

3.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

為探討生物醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率的演變趨勢(shì)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和研發(fā)產(chǎn)出滯后性的特點(diǎn)，本文選擇了2012年及之前上市的生物醫(yī)藥企業(yè)。2012年A股上市的生物醫(yī)藥企業(yè)共計(jì)181家，剔除后期被ST、*ST企業(yè)以及數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)后還剩147家。為更好地觀察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與技術(shù)創(chuàng)新效率之間的關(guān)聯(lián)，在研究期內(nèi)發(fā)生產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更的7家企業(yè)（海欣股份、通化金馬、景峰醫(yī)藥、樂(lè)普醫(yī)療、亞寶藥業(yè)、萬(wàn)東醫(yī)療和中恒集團(tuán)）也被剔除，最終以140家生物醫(yī)藥上市公司為研究對(duì)象，收集其2012—2020年的指標(biāo)數(shù)據(jù)并分析其技術(shù)創(chuàng)新效率。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）、萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)（WIND）、EPS數(shù)據(jù)庫(kù)及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

由于研發(fā)產(chǎn)出具有滯后性，創(chuàng)新投入不能在短期內(nèi)見(jiàn)效，本文參考徐書(shū)彬、黎新伍（2020）等學(xué)者的研究，選取的產(chǎn)出指標(biāo)比投入指標(biāo)滯后一期。

3.4 樣本分布

140家樣本上市公司分布在我國(guó)29個(gè)省區(qū)市（見(jiàn)表3），其中，國(guó)有控股企業(yè)為37家，非國(guó)有控股企業(yè)為103家。上市公司數(shù)量最多的前7個(gè)省市依次是：廣東、浙江、北京、江蘇、山東、上海、天津，可見(jiàn)生物醫(yī)藥上市公司主要集中于中國(guó)東部沿海地區(qū)。

表3 生物醫(yī)藥上市公司省市分布表

4 實(shí)證研究

4.1 第一階段DEA-BCC模型技術(shù)創(chuàng)新效率結(jié)果

本文使用DEAP 2.1軟件運(yùn)行DEA-BCC模型，獲得歷年生物醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率值。表4列舉了全部企業(yè)以及根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分的國(guó)有控股企業(yè)、非國(guó)有控股企業(yè)的歷年技術(shù)創(chuàng)新效率均值。

表4 歷年生物醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率均值

從表4中可以看出，全部企業(yè)及國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率均未達(dá)到0.8，整體技術(shù)創(chuàng)新效率較低。其中，全部企業(yè)的純技術(shù)效率尚可，但有逐年遞減的趨勢(shì)，導(dǎo)致其綜合技術(shù)效率較低的主要原因是規(guī)模效率值不甚理想；非國(guó)有控股企業(yè)與國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率波動(dòng)較小，前者較于后者綜合技術(shù)效率更高，非國(guó)有控股企業(yè)的純技術(shù)效率及規(guī)模效率整體上要高于國(guó)有控股企業(yè)；2014年，全部企業(yè)、非國(guó)有控股企業(yè)與國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率值均出現(xiàn)小高峰，可能是受原國(guó)家食品藥品監(jiān)督管理總局加快解決藥品注冊(cè)申請(qǐng)積壓政策的影響。然而，以上結(jié)論未考慮到外部環(huán)境及統(tǒng)計(jì)噪聲的影響，為使得技術(shù)創(chuàng)新效率值更加客觀真實(shí)，將在第二階段做出進(jìn)一步調(diào)整。

4.2 第二階段SFA回歸結(jié)果

在第一階段DEA-BCC模型中通過(guò)DEAP 2.1軟件獲得投入指標(biāo)的目標(biāo)值，即獲得各決策單元各投入指標(biāo)的松弛變量，以此作為被解釋變量，以表2中環(huán)境變量作為解釋變量，參考式（1）構(gòu)建類(lèi)似SFA模型，利用Frontier 4.1軟件測(cè)算出各環(huán)境變量對(duì)松弛變量的影響，如表5所示。

表5 第二階段SFA回歸結(jié)果

從表5中可以看出，投入松弛變量對(duì)應(yīng)的單邊似然比檢驗(yàn)LR值遠(yuǎn)超0.1%顯著水平下的19.69，因而通過(guò)了檢驗(yàn)。其中，越接近1，則說(shuō)明管理無(wú)效率在混合誤差項(xiàng)中占比越高，反之則說(shuō)明統(tǒng)計(jì)噪聲的影響較大。通過(guò)表5的回歸系數(shù)我們可以得出以下結(jié)論。

人均GDP與研發(fā)人員數(shù)量松弛和勞動(dòng)資本松弛有顯著的正相關(guān)性，即生物醫(yī)藥企業(yè)所在地區(qū)人均GDP越高，其研發(fā)人員數(shù)量與勞動(dòng)資本冗余越大。這表明當(dāng)該地區(qū)人均GDP較高時(shí)，將會(huì)吸引更多的勞動(dòng)力，也更易于引進(jìn)創(chuàng)新型科技人才。生物醫(yī)藥企業(yè)在員工數(shù)量增加的同時(shí)未能實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出同等量級(jí)的增長(zhǎng)，其原因可能是人才資源的培養(yǎng)及其產(chǎn)生的效益存在滯后性。

區(qū)域信息化水平與研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入松弛、勞動(dòng)資本松弛以及生產(chǎn)資本松弛有顯著的負(fù)相關(guān)性，即生物醫(yī)藥企業(yè)所在地區(qū)網(wǎng)絡(luò)覆蓋率越高，其研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入、勞動(dòng)資本以及生產(chǎn)資本冗余越小。這表明較完備的信息基礎(chǔ)設(shè)施和較高的信息化水平提升了研發(fā)投入、勞動(dòng)資本投入以及生產(chǎn)資本投入的效率。

對(duì)外開(kāi)放水平與研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入松弛、研發(fā)人員數(shù)量松弛、勞動(dòng)資本松弛以及生產(chǎn)資本松弛間均有顯著的負(fù)相關(guān)性，即生物醫(yī)藥企業(yè)所在地區(qū)對(duì)外開(kāi)放水平越高，以上4個(gè)變量的冗余就會(huì)越小。這表明較高的區(qū)域?qū)ν忾_(kāi)放程度帶來(lái)的資金和技術(shù)溢出效應(yīng)有利于促進(jìn)資源整合，提升各類(lèi)研發(fā)投入的效率。

公司成立時(shí)間與研發(fā)人員數(shù)量松弛和勞動(dòng)資本松弛有顯著的正相關(guān)性，即生物醫(yī)藥企業(yè)成立時(shí)間越長(zhǎng)，其研發(fā)人員數(shù)量與勞動(dòng)資本冗余越大。這可能與生物醫(yī)藥企業(yè)對(duì)基礎(chǔ)研究要求高、新產(chǎn)品研發(fā)上市周期長(zhǎng)等特性有關(guān)。

政府補(bǔ)助與研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入松弛、研發(fā)人員數(shù)量松弛、勞動(dòng)資本松弛以及生產(chǎn)資本松弛間均有顯著的正相關(guān)性，即生物醫(yī)藥企業(yè)所在地政府補(bǔ)助越多，上述4個(gè)變量的冗余將越大。原因可能是部分企業(yè)僅為獲得政府補(bǔ)助及稅收優(yōu)惠而立項(xiàng)研發(fā)。此外，以貨幣資助為主的政府補(bǔ)助形式比較單一，可能也并不完全契合生物醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)需求，特別是中小生物醫(yī)藥企業(yè)。

綜上，環(huán)境變量對(duì)生物醫(yī)藥企業(yè)投入變量有顯著的影響，且各環(huán)境變量對(duì)投入變量的影響方向及程度均存在差異。因此，需將第一階段各投入變量值結(jié)合SFA回歸結(jié)果進(jìn)行調(diào)整，剝離環(huán)境因素及統(tǒng)計(jì)噪聲的影響，將140家生物醫(yī)藥公司置于相同條件下還原其更加客觀的技術(shù)創(chuàng)新效率值。

4.3 第三階段投入指標(biāo)調(diào)整后技術(shù)創(chuàng)新效率結(jié)果

將調(diào)整后的投入變量與原有產(chǎn)出變量再次通過(guò)DEA-BCC模型進(jìn)行衡量，得出第三階段生物醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率值，具體如表6所示。

表6 調(diào)整后歷年生物醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率均值

對(duì)比表6與表4可以發(fā)現(xiàn)，歷年生物醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率值發(fā)生了較大的變化。首先，全部企業(yè)、國(guó)有控股企業(yè)及非國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率值整體上均出現(xiàn)了下降趨勢(shì)，其中非國(guó)有控股企業(yè)下降幅度最大；其次，三者的規(guī)模效率值在剔除環(huán)境因素及統(tǒng)計(jì)噪聲后有顯著的下降，說(shuō)明環(huán)境因素對(duì)生物醫(yī)藥企業(yè)規(guī)模效率有顯著的促進(jìn)作用。

在第一階段的技術(shù)創(chuàng)新效率中，非國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率要高于國(guó)有控股企業(yè)，而在第三階段中，非國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率整體上與國(guó)有控股企業(yè)差異不大，表明近年來(lái)的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境顯著促進(jìn)了非國(guó)有控股生物醫(yī)藥企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。非國(guó)有控股企業(yè)的綜合技術(shù)效率并未顯著優(yōu)于國(guó)有控股企業(yè)；在剔除外部環(huán)境因素后，非國(guó)有控股企業(yè)歷年的綜合技術(shù)效率較之前有了較大幅度的波動(dòng)。這說(shuō)明中國(guó)生物醫(yī)藥行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新尚未進(jìn)入穩(wěn)步發(fā)展的成熟階段，技術(shù)創(chuàng)新效率低，波動(dòng)幅度大。

4.4 進(jìn)一步研究——Malmquist指數(shù)

Malmquist指數(shù)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)MA指數(shù)）能動(dòng)態(tài)反映醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率的變化趨勢(shì)。當(dāng)MA指數(shù)＞1時(shí)，表明效率提高；當(dāng)MA指數(shù)＜1時(shí)，表明效率降低。MA指數(shù)滿(mǎn)足公式：

MA指數(shù)=技術(shù)效率指數(shù)×技術(shù)進(jìn)步指數(shù)=純技術(shù)效率指數(shù)×規(guī)模效率指數(shù)×技術(shù)進(jìn)步指數(shù)

對(duì)140家生物醫(yī)藥上市公司2013—2020年調(diào)整后的投入變量與原產(chǎn)出變量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果如表7所示。

表7 2013—2020年生物醫(yī)藥上市公司技術(shù)創(chuàng)新效率MA指數(shù)及其分解

從表7中可以看出，以2013年為基期，其全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1，2013—2020年全要素生產(chǎn)率指數(shù)均值為1.009＞1，且除2015—2016年與2018—2019年外，其余年度的MA指數(shù)均大于1，說(shuō)明生物醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率處于上升階段。從均值上看，2013—2020年技術(shù)效率指數(shù)提高1.5%，但技術(shù)進(jìn)步指數(shù)小于1，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步不理想是制約技術(shù)創(chuàng)新的重要因素。從歷年技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)上看，其均圍繞數(shù)值1上下浮動(dòng)，說(shuō)明無(wú)論是資源整合效率還是技術(shù)進(jìn)步的能力都處于波動(dòng)趨勢(shì)，不具有穩(wěn)定性。

5 結(jié)論及啟示

本文通過(guò)DEA-BCC模型對(duì)140家生物醫(yī)藥上市公司2012—2020年的技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算，得到包含環(huán)境因素影響及統(tǒng)計(jì)噪聲影響的初步創(chuàng)新效率值，并獲得4個(gè)投入指標(biāo)的松弛變量；利用SFA模型剔除了企業(yè)所在地區(qū)GDP、區(qū)域信息化水平、對(duì)外開(kāi)放水平、公司成立時(shí)間、政府補(bǔ)貼等環(huán)境因素的影響，對(duì)投入指標(biāo)進(jìn)行調(diào)整；將調(diào)整后的投入指標(biāo)與原產(chǎn)出指標(biāo)帶入DEA-BCC及DEA-Malmquist模型中，得到如下結(jié)論：

①現(xiàn)階段中國(guó)生物醫(yī)藥企業(yè)的綜合技術(shù)效率總體較低，但呈緩慢上升趨勢(shì)，其中規(guī)模效率低是綜合技術(shù)效率低的重要因素。

②生物醫(yī)藥企業(yè)中國(guó)有控股企業(yè)的技術(shù)效率整體上與非國(guó)有控股企業(yè)差異不顯著，外部環(huán)境對(duì)后者技術(shù)創(chuàng)新效率提高的促進(jìn)作用要優(yōu)于前者。

③外部環(huán)境對(duì)生物醫(yī)藥企業(yè)綜合技術(shù)效率有顯著的影響，地方GDP、公司成立時(shí)間、政府補(bǔ)助均助長(zhǎng)了投入變量冗余，區(qū)域信息化水平與對(duì)外開(kāi)放水平則削弱了投入變量冗余。

④在消除環(huán)境因素和統(tǒng)計(jì)噪聲的影響后，生物醫(yī)藥企業(yè)歷年技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)波動(dòng)較大，且其動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)時(shí)而上升、時(shí)而下降，說(shuō)明現(xiàn)階段中國(guó)生物醫(yī)藥行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展尚未進(jìn)入穩(wěn)定成熟階段。另外，綜合技術(shù)效率的提高并非由于技術(shù)進(jìn)步，而是得益于技術(shù)創(chuàng)新管理水平和資源利用效率的提高，通過(guò)技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新效率的提高還有很大的發(fā)揮空間。

基于上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，培育與扶持具有潛能的優(yōu)質(zhì)生物醫(yī)藥企業(yè)，通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制引導(dǎo)企業(yè)并購(gòu)整合、擴(kuò)大規(guī)模，實(shí)行大企業(yè)戰(zhàn)略，淘汰落后產(chǎn)能，減少因低水平重復(fù)競(jìng)爭(zhēng)造成的資源浪費(fèi)，以此解決規(guī)模效率低的問(wèn)題。

第二，平等對(duì)待各類(lèi)市場(chǎng)主體，為包括非國(guó)有控股企業(yè)在內(nèi)的各類(lèi)市場(chǎng)主體創(chuàng)造公平、高效、透明、法制化的營(yíng)商環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新投入。

第三，進(jìn)一步優(yōu)化生物醫(yī)藥企業(yè)外部發(fā)展環(huán)境，提升區(qū)域信息化水平，繼續(xù)推動(dòng)對(duì)外開(kāi)放，以此促進(jìn)創(chuàng)新信息交流和技術(shù)創(chuàng)新合作，積極利用技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)，獲取全球技術(shù)創(chuàng)新生產(chǎn)要素，推動(dòng)生物醫(yī)藥技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新中心集群化發(fā)展。

第四，引導(dǎo)和帶動(dòng)以企業(yè)為主體的科技投入，以技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)創(chuàng)新效率的提高。除了給予企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的直接資金補(bǔ)助外，政府還可通過(guò)生物醫(yī)藥基礎(chǔ)研究基地建設(shè)，為企業(yè)搭建平臺(tái)，引導(dǎo)和帶動(dòng)以企業(yè)為主體的“硬科技”研發(fā)投入，加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研合作，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新成果的產(chǎn)業(yè)化，真正通過(guò)技術(shù)進(jìn)步來(lái)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新效率的提高。

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