洪 峰 徐慧芳 褚丹丹 王鐵融 馬 琳 劉 偉

北京中醫(yī)藥大學管理學院，北京 100029

隨著我國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)地位的不斷提升，國家出臺了系列產(chǎn)業(yè)支持政策推動醫(yī)藥企業(yè)實現(xiàn)快速發(fā)展[1]。但相比歐美等發(fā)達國家，我國醫(yī)藥企業(yè)仍面臨研發(fā)投入強度低和創(chuàng)新能力弱等問題，這些都與醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率不高相關[2]。創(chuàng)新效率是一定創(chuàng)新環(huán)境和資源條件下科技創(chuàng)新投入的單位產(chǎn)出，能反映研究對象創(chuàng)新能力的強弱和創(chuàng)新活動的集約化水平，也是衡量醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新活動投入產(chǎn)出比例的常用指標，合理評估該指標是目前研究的熱點問題[3]。但現(xiàn)有研究的數(shù)據(jù)多集中于2016 年之前，同時缺乏針對不同類型醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率的比較研究[4]。因此，本研究運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，采用2009—2019 年我國化學藥品制造、中成藥生產(chǎn)和生物藥品制造三類醫(yī)藥企業(yè)的相關數(shù)據(jù)，基于專利申請視角實證分析醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率的實際情況及影響因素，為提升我國醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率，增強醫(yī)藥企業(yè)自主研發(fā)能力和水平提供相應的對策建議。

1 研究設計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究選取的測量時間段為2009—2019 年，研究對象為化學藥品制造、中成藥生產(chǎn)和生物藥品制造三類醫(yī)藥企業(yè)。醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新活動的人員、經(jīng)費和專利等研究所需數(shù)據(jù)主要摘自《中國高科技產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其中三類醫(yī)藥企業(yè)專利申請情況見表1。此外，由于2018 年《中國高科技產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》未發(fā)布，為保持研究的連續(xù)性，該部分數(shù)據(jù)利用插值法補齊。

表1 2009—2019 年三類醫(yī)藥企業(yè)專利申請情況（件）

1.2 指標設計

根據(jù)創(chuàng)新效率測算的相關原理，借鑒Wang 等[5]對技術(shù)創(chuàng)新效率的研究成果，從創(chuàng)新資源投入和成果產(chǎn)出這兩個維度構(gòu)建模型的評價指標體系，同時基于醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)機構(gòu)的內(nèi)外部環(huán)境分析設立創(chuàng)新效率的主要影響因素體系。隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型所需指標含義及其符號見表2。

表2 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型所需指標含義及其符號

1.2.1 投入變量 人力及資本的持續(xù)穩(wěn)定投入是科技創(chuàng)新的前提，人力及資本投入是代表科技創(chuàng)新投入的常用變量[6]?；诖耍x擇醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)機構(gòu)的研發(fā)人員數(shù)及經(jīng)費數(shù)作為投入變量。

1.2.2 產(chǎn)出變量 專利作為現(xiàn)今醫(yī)藥企業(yè)應對多變的市場競爭環(huán)境的關鍵手段，是評估醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要指標，自主專利的多寡反映了市場競爭力的強弱[7]。因此，研究選擇專利申請數(shù)作為醫(yī)藥企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出也較為合理。

1.2.3 影響因素變量 在總結(jié)現(xiàn)有研究成果的基礎上，從影響專利產(chǎn)出的內(nèi)外部環(huán)境出發(fā)，外部環(huán)境選擇企業(yè)創(chuàng)新積極性和創(chuàng)新主體規(guī)模，內(nèi)部環(huán)境選擇研發(fā)人員規(guī)模和經(jīng)費規(guī)模[8-11]。

1.3 模型方法

基于Translog 生產(chǎn)函數(shù)的優(yōu)點[12]，本研究選擇Translog 生產(chǎn)函數(shù)作為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的顯示式，在參考Battese 等[13]模型的基礎上，設定隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，如公式（1）所示：

公式（1）中β 為待估參數(shù)，Yit表示醫(yī)藥企業(yè)的產(chǎn)出；Lit表示醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)人員數(shù)；Kit表示醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費數(shù)；T 反映時間的變化趨勢，表示因時間造成技術(shù)的趨勢性變化；其中Vit-Uit是函數(shù)中的隨機干擾項；Vit表示隨機變量，服從正態(tài)分布反映影響醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率的隨機因素，即表示技術(shù)效率損失之中無效率干擾項的部分，其服從單側(cè)截斷正態(tài)分布，并且與Vit為相互獨立。公式（2）中Mit對應的函數(shù)即為技術(shù)效率損失函數(shù)。上述模型假設醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的投入產(chǎn)出符合Solow 增長分析框架，同時允許其創(chuàng)新效率隨時間的變化而變化[14]。此外，判斷上述模型設計是否合理，需要考察公式（3）中γ 的大小，γ 越趨近于1，越能說明隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要源于隨機變量Uit，采用隨機前沿模型對函數(shù)進行估計也就越合適[15]。

2 實證結(jié)果與分析

2.1 模型驗證

運用Frontier 4.1 軟件對上述模型進行參數(shù)估計后的結(jié)果如表3 所示。δ2值為0.027（P ＜0.01），提示隨機變量是顯著存在的。γ 值為0.953（P ＜0.01），提示醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的技術(shù)無效率干擾項Uit明顯存在，同時γ 值接近于1，提示主要是由于技術(shù)無效率因素導致了醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的成果產(chǎn)出偏差。LR值在顯著性水平為0.01 的情況下通過了檢驗，進一步說明醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新明顯存在技術(shù)無效率因素的影響，充分說明本文構(gòu)建的模型是可靠的。

2.2 醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率的產(chǎn)出彈性分析

表3 為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的參數(shù)估計結(jié)果。就生產(chǎn)函數(shù)而言，研發(fā)人員數(shù)和研發(fā)經(jīng)費數(shù)的產(chǎn)出系數(shù)分別為25.285（P ＜0.01）和-9.164（P ＜0.01）。研發(fā)人員數(shù)對醫(yī)藥企業(yè)專利產(chǎn)出為正向作用，而研發(fā)經(jīng)費數(shù)對醫(yī)藥企業(yè)的專利產(chǎn)出為負向作用。就交互影響來看，研發(fā)人員與研發(fā)經(jīng)費的交互項對醫(yī)藥企業(yè)專利產(chǎn)出具有正向作用，而研發(fā)人員的交互項及研發(fā)經(jīng)費的交互項均對醫(yī)藥企業(yè)專利產(chǎn)出具有負向作用，且P ＜0.01。結(jié)果顯示醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的人力投入明顯不足，而資金投入則存在過剩，可能是限于醫(yī)藥企業(yè)管理能力導致了研發(fā)經(jīng)費與人員的匹配程度不高或研發(fā)經(jīng)費投入結(jié)構(gòu)不合理等情況。就技術(shù)效率損失函數(shù)而言，企業(yè)創(chuàng)新積極性、研發(fā)人員規(guī)模及研發(fā)經(jīng)費規(guī)模3 個影響因素在不同顯著性水平下通過檢驗，其彈性系數(shù)分別為2.550、-0.018 和-0.001，而企業(yè)創(chuàng)新主體規(guī)模的彈性系數(shù)未通過檢驗且其彈性系數(shù)接近于0。進一步分析，一方面，企業(yè)創(chuàng)新積極性的彈性系數(shù)為2.550，提示其對醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率具有明顯的負向影響，進一步說明我國醫(yī)藥企業(yè)多以技術(shù)改造和引進等方式進行新產(chǎn)品開發(fā)，原創(chuàng)性的自主創(chuàng)新占比不高。這與國內(nèi)醫(yī)藥企業(yè)以仿制藥生產(chǎn)企業(yè)為主的現(xiàn)實情況相符合[16]。另一方面，研發(fā)人員規(guī)模及研發(fā)經(jīng)費規(guī)模的彈性系數(shù)分別為-0.018 和-0.001，對醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率具有正向影響，提示提升單個醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的投入強度將提高其創(chuàng)新效率，這也印證了醫(yī)藥企業(yè)資金及人力投入主要集中在一線頭部企業(yè)，其余中小型企業(yè)研發(fā)投入薄弱，行業(yè)整體研發(fā)投入強度相對較低的現(xiàn)實[17]。

表3 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計結(jié)果

2.3 醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率的差異分析

醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率均值及年均增長率如表4 所示，結(jié)果顯示存在較為明顯的行業(yè)差異，其中尤以年均增長率最為突出。分行業(yè)來看，化學藥品制造業(yè)創(chuàng)新效率的均值及年均增長率均為最高；其次為生物藥品制造業(yè)；最低為中成藥生產(chǎn)業(yè)。原因在于中成藥生產(chǎn)企業(yè)受新藥審評審批及專利審查政策的影響，中藥新藥研發(fā)獲批率低，且難以獲得強有力的專利保護，一定程度上導致中成藥生產(chǎn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新動力不足，創(chuàng)新效率增長較緩慢[18]。

表4 2009—2019 年醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率均值及年均增長率

2.4 醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率的變化趨勢分析

醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率隨時間的變化趨勢如圖1 所示，整體呈上升趨勢。其中三類醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率均在2015 年出現(xiàn)了下降，原因是國家在2015 年密集出臺了多項醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革政策控制藥品價格，同時新藥審評審批政策持續(xù)趨嚴，醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新回報率降低，抑制了醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性[19]。此外，化學藥品制造業(yè)的創(chuàng)新效率在2012 年出現(xiàn)大幅上升主要得益于國內(nèi)醫(yī)藥市場的持續(xù)擴容，特別是2009 年以來我國醫(yī)保覆蓋范圍的持續(xù)擴大以及報銷比例的持續(xù)上升極大程度地促進了醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[20]。而中成藥生產(chǎn)業(yè)和生物藥品制造業(yè)的創(chuàng)新效率在2012—2014 年出現(xiàn)大幅上升的原因在于《醫(yī)藥工業(yè)“十二五”發(fā)展規(guī)劃》明確將推動中成藥和生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為重點工作，中成藥生產(chǎn)業(yè)和生物藥品制造業(yè)獲得了更多的資源傾斜和政策優(yōu)惠[21]。

圖1 2009—2019 年醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率值年度變化趨勢圖

3 結(jié)論與建議

本研究運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測算了2009—2019 年醫(yī)藥企業(yè)的創(chuàng)新效率，重點考察了創(chuàng)新效率的影響因素及行業(yè)差異，主要研究結(jié)論包括：①醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率總體呈現(xiàn)波動上升趨勢，且易受國家政策影響；②醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新過程中的人力投入明顯不足，資金投入存在過剩；③醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)人員及資金規(guī)模是創(chuàng)新效率的促進因素，但企業(yè)創(chuàng)新積極性反而是創(chuàng)新效率的抑制因素；④三類醫(yī)藥企業(yè)的創(chuàng)新效率差異較為明顯，其中中成藥生產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率年均增長率處于低水平。針對醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新中存在的問題，本研究為提高醫(yī)藥企業(yè)自主研發(fā)能力和水平提供以下對策建議。

3.1 加大研發(fā)資源投入強度，合理配置資源

實證結(jié)果顯示醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新存在人力投入不足和資金投入過剩的現(xiàn)象，同時新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出占比越高將抑制創(chuàng)新效率提升。這說明一方面要繼續(xù)增加醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的資源投入，另一方面也要注重資源配置以發(fā)揮協(xié)同增效作用[22]。政府要發(fā)揮整體統(tǒng)籌引導作用，資源向新藥創(chuàng)制領域傾斜，優(yōu)化資源配置實現(xiàn)規(guī)模效應，并適當制定優(yōu)惠性政策激發(fā)醫(yī)藥企業(yè)自主創(chuàng)新積極性，重點加大中成藥研發(fā)創(chuàng)新的支持力度；醫(yī)藥企業(yè)應合理配置內(nèi)部資金以開展各類研發(fā)活動，同時積極爭取政府資金支持，并創(chuàng)新資本運營方式引導社會資本支持創(chuàng)新藥物研發(fā)，拓寬醫(yī)藥企業(yè)自主研發(fā)資金來源[23]。

3.2 完善醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，實現(xiàn)系統(tǒng)管理

實證結(jié)果顯示我國醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新效率受政策影響較大，并隨著政策變化呈波動上升趨勢。因此政府應基于醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)長期發(fā)展目標制訂系統(tǒng)政策助推醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級和高質(zhì)量發(fā)展。一是落實創(chuàng)新藥物自主研發(fā)的配套政策，通過優(yōu)化完善藥品審評審批制度來提高審批效率，支持中藥經(jīng)典名方及院內(nèi)制劑轉(zhuǎn)化為中藥新藥，同時加大知識產(chǎn)權(quán)保護力度，逐步完善藥品專利期補償制度，形成符合醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求的知識產(chǎn)權(quán)保護制度；二是強化與醫(yī)療、醫(yī)保改革的協(xié)調(diào)程度，醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策兼顧國家藥品采集、醫(yī)保控費等工作要求，推進醫(yī)療、醫(yī)保、醫(yī)藥聯(lián)動改革，實現(xiàn)醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的系統(tǒng)管理[24]。

3.3 轉(zhuǎn)變運營管理思路，提升管理質(zhì)量

實證結(jié)果顯示醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)人員及資金規(guī)模是創(chuàng)新效率的促進因素，但醫(yī)藥企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出占比越高卻抑制創(chuàng)新效率提升。這說明醫(yī)藥企業(yè)應轉(zhuǎn)變發(fā)展理念，堅持以技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動利潤增長，既要注重經(jīng)營利益的獲取，也要關注企業(yè)的持續(xù)健康經(jīng)營[25]。一是要提升內(nèi)部管理質(zhì)量，強化研發(fā)人員與資金的匹配程度，整合各部門職能對研發(fā)創(chuàng)新形成系統(tǒng)管理，確保人財物等資源相互促進，同時建立合理的績效考核機制，激發(fā)研發(fā)人員積極性；二是要不斷提升研發(fā)人員質(zhì)量及數(shù)量，創(chuàng)新人才招引方式，強化與科研院校的產(chǎn)學研合作，不斷吸納各層次人才充實研發(fā)創(chuàng)新隊伍，同時注重各層級、各類別人才培養(yǎng)的協(xié)同推進，尤其重視青年人才的培育，搭建更加完備合理的人才梯隊。