薛永剛

（廣東藥科大學 醫(yī)藥商學院，廣東 廣州 510006）

一、引言

實施創(chuàng)新驅動發(fā)展可以提高中國經濟增長質量和效益、加快轉變經濟發(fā)展方式；同時對降低資源能源消耗、改善生態(tài)環(huán)境等具有長遠意義。雖然近年來中國創(chuàng)新活動和創(chuàng)新能力發(fā)展迅速，但是在實施創(chuàng)新驅動發(fā)展的經濟戰(zhàn)略過程中，仍然有兩個重要問題有待進一步研究：一是創(chuàng)新效率問題，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略實施初期，各地方政府和企業(yè)主要通過加大創(chuàng)新人力和資金投入來提升創(chuàng)新能力，容易形成依靠大量投入研發(fā)經費和人力從而促進創(chuàng)新發(fā)展的低效率粗放式發(fā)展模式；二是創(chuàng)新效率對產業(yè)效率的影響，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的重要含義就是通過創(chuàng)新使得經濟發(fā)展方式從粗放式數(shù)量發(fā)展轉向注重質量發(fā)展模式，改變依賴于人力和資源成本優(yōu)勢的粗放式發(fā)展方式，從而進一步提高產業(yè)效率和經濟發(fā)展質量，那么創(chuàng)新活動對產業(yè)效率是否具有促進作用，即創(chuàng)新是否實現(xiàn)或促進了經濟發(fā)展方式的轉變[1]。

文章以醫(yī)藥制造業(yè)為研究對象，基于空間計量經濟學分析框架分析創(chuàng)新效率及其對產業(yè)效率的影響。研究包括四個方面：第一，研究創(chuàng)新效率和產業(yè)效率空間分布特征和時間維度空間相關性變化過程；第二，從時間維度和空間維度對比不同時期和不同區(qū)域之間創(chuàng)新效率的異質性；第三，研究創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相關性、耦合度和耦合協(xié)調度及其空間分布特征；第四，基于空間誤差分量模型研究創(chuàng)新效率以及其他經濟環(huán)境因素對產業(yè)效率的影響。

經濟發(fā)展經歷了初期規(guī)模擴張及粗放式發(fā)展以后，創(chuàng)新對轉變經濟發(fā)展方式和保持經濟長期可持續(xù)發(fā)展具有重要影響，創(chuàng)新效率成為學者們研究的關注熱點之一。如Elias(2016)研究了23 個歐洲國家及其185 個地區(qū)的創(chuàng)新效率，發(fā)現(xiàn)不同時期和不同區(qū)域的創(chuàng)新效率存在顯著差異，存在明顯的發(fā)散現(xiàn)象[2]；Jin 等(2016)研究17 個高科技行業(yè)的創(chuàng)新效率，發(fā)現(xiàn)政府資助對創(chuàng)新效率具有不利影響，而私人研發(fā)基金則具有顯著的正向影響[3]；Ann(2014)研究新興市場的創(chuàng)新效率和企業(yè)受益的非對稱性關系，發(fā)現(xiàn)二者之間具有顯著的負相關關系[4]；Gao&Chou(2015)研究發(fā)現(xiàn)跨國公司與純內資公司相比創(chuàng)新效率偏低，影響跨國公司創(chuàng)新效率的是發(fā)達國家市場具有較好的專利保護[5]；Kou 等(2016)基于多時期多維度系統(tǒng)的動態(tài)網絡DEA 方法研究OECD 國家的創(chuàng)新效率，發(fā)現(xiàn)存在研發(fā)投入和創(chuàng)新應用的錯配現(xiàn)象，創(chuàng)新效率主要和創(chuàng)新應用有關[6]；Knut&Soren(2017)研究了正式標準和規(guī)則對公司創(chuàng)新效率的影響，結果發(fā)現(xiàn)正式標準對創(chuàng)新效率具有不利影響[7]；Li 等(2017)研究創(chuàng)新資源錯配現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和外資企業(yè)雖然享受了優(yōu)惠待遇，但是創(chuàng)新效率卻偏低，新興市場實施創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略中應該關注創(chuàng)新資源錯配現(xiàn)象[8]。

國內學者針對醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新問題也展開了研究，李拓晨等(2019)發(fā)現(xiàn)產業(yè)轉移驅動創(chuàng)新績效提升受到區(qū)域高端資源錯配程度的顯著影響[9]；尚洪濤、黃曉碩(2019)發(fā)現(xiàn)政府補貼對當期研發(fā)投入影響顯著，對未來一期研發(fā)存在正“U”型關系，可以促進創(chuàng)新績效，卻存在一定滯后性[10]；熊阿珍、孟光興(2019)發(fā)現(xiàn)中國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新效率差距較大，企業(yè)規(guī)模和技術創(chuàng)新規(guī)模效率呈現(xiàn)正相關關系[11]；安晨雨等(2019)發(fā)現(xiàn)中國醫(yī)藥制造業(yè)政府資助對不同類型企業(yè)研發(fā)投入影響存在長期均衡關系[12]；張源(2019)發(fā)現(xiàn)藥品監(jiān)管刺激了研發(fā)投入，促進了技術創(chuàng)新，增加了企業(yè)績效[13]。

從上述文獻可以看出現(xiàn)有文獻對創(chuàng)新效率問題已經進行了相關研究，主要存在以下兩點不足：第一，缺乏對各經濟區(qū)域之間相互影響這一重要因素對創(chuàng)新效率影響的相關研究，需要從空間視角分析創(chuàng)新效率特征及其對產業(yè)效率的影響；第二，缺乏對創(chuàng)新效率和產業(yè)效率二者關系的研究，創(chuàng)新驅動發(fā)展經濟政策的目的是利用創(chuàng)新改變產業(yè)發(fā)展方式，提高產業(yè)效率，因此需要研究創(chuàng)新效率與產業(yè)效率關系，進一步分析創(chuàng)新效率空間分布特征及其與產業(yè)效率的相關性和耦合性，以便更好實施創(chuàng)新驅動發(fā)展經濟政策。文章在實證模型和方法選取上不僅考慮了經濟運行中不同區(qū)域之間空間相關性，又進一步將區(qū)域沖擊效應分解為區(qū)域特定沖擊和空間相關沖擊兩部分，因此在一定程度上彌補了現(xiàn)有文獻研究不足。

二、理論基礎和實證方法

1. 理論基礎和假設

假設有k個生產單位，用m種投入即xk=，生產n種產出即yk=，定義生產可能性集合為T={(x，y)∈x可以產出y}，效率定義為：E=min{(E＞0| (Ex，y)∈T}，因此效率定義了不同生產單位之間生產產出的差異。

創(chuàng)新效率和產業(yè)效率的耦合性指創(chuàng)新系統(tǒng)和產業(yè)系統(tǒng)之間實現(xiàn)互動和共同促進的正向關聯(lián)關系，通過要素之間的相互作用、產業(yè)組織結構和產業(yè)制度安排等形成相互耦合關聯(lián)的關系，并通過政府推動機制、市場驅動機制、政策傳導機制的作用使二者的耦合關系從初期到后期高級階段發(fā)展。在知識、技術和資本等要素之間二者存在耦合關系，知識耦合指產業(yè)創(chuàng)新和產業(yè)生產知識上相互聯(lián)系，技術耦合主要是區(qū)域產業(yè)創(chuàng)新體系的技術創(chuàng)新擴散作用會對產業(yè)效率的提升優(yōu)化發(fā)揮正向影響作用，而資本耦合是指產業(yè)創(chuàng)新資本及產業(yè)改造升級資本在分配上的耦合關系[14]。因此文章提出假設H1：

H1：創(chuàng)新效率和產業(yè)效率具有較高的耦合性。

從區(qū)域創(chuàng)新體系和產業(yè)發(fā)展關系考慮，區(qū)域創(chuàng)新可以有效從資源、組織以及制度等不同方面促進產業(yè)的發(fā)展。由于創(chuàng)新主體不僅包括具有較強創(chuàng)新能力的企業(yè)，也包括科研機構、大學、科技中介以及風險投資等要素，創(chuàng)新體系將為產業(yè)優(yōu)化調整提供多方面的支持；同時，產業(yè)發(fā)展優(yōu)化以后將會對區(qū)域創(chuàng)新體系業(yè)帶來進一步的促進作用和下一階段的創(chuàng)新，而創(chuàng)新體系也會對產業(yè)發(fā)展產生一定的促進作用；從總體上看創(chuàng)新體系和產業(yè)發(fā)展是相輔相成的兩個系統(tǒng)[15]。基于上述分析提出假設H2：

H2：創(chuàng)新效率對產業(yè)效率具有正向影響效應。

2. 實證方法

（1） 效率測算方法

DEA 方法能夠解決多投入多產出指標復雜問題，并且無需事先確定生產函數(shù)形式的優(yōu)點，文章研究的創(chuàng)新效率和產業(yè)效率是包含多投入和多產出的復雜活動，也很難確定生產函數(shù)關系，因此選擇DEA 方法測算效率[16]。

基于前文所述，DEA 方法測算第d個生產單位的效率如下：

（2）空間相關性測算方法

空間相關性是指一個經濟變量在空間上與其自身相關，如高值區(qū)域與高值區(qū)域相鄰（或者低值區(qū)域與低值區(qū)域相鄰） 稱為正相關，否則如果高值區(qū)域與低值區(qū)域相鄰稱為負相關?？梢圆捎肕orans'I 指數(shù)統(tǒng)計量分析經濟變量的空間相關性，其方法是檢驗是否能夠拒絕位置隨機性的假設，如果在顯著性水平下拒絕位置隨機性則表明存在空間模式，即有空間相關性，對變量X設其Morans'I 統(tǒng)計量為：

其中，Wij為空間權重矩陣，Xˉ為變量均值。

（3） 系統(tǒng)耦合度

耦合是指兩個及兩個以上系統(tǒng)之間通過相互作用、相互協(xié)調、相互促進等互動產生動態(tài)協(xié)同放大效應，并促使整個系統(tǒng)從無序走向有序的過程。將創(chuàng)新效率和產業(yè)效率評價值分別記為U1和U2，則U1和U2耦合度與兩者之間的離差成反比，可以通過兩個系統(tǒng)的離差來度量其耦合度，耦合度C如式(3)所示：

上述耦合度定義關注了兩個系統(tǒng)之間的同步性和一致性，但是不能體現(xiàn)兩個系統(tǒng)之間發(fā)展水平的差異，例如當兩個系統(tǒng)評價值都較低時仍然會得到很高的耦合度，這與經濟系統(tǒng)中定義的耦合含義存在偏差。為了考慮系統(tǒng)發(fā)展水平的影響，構造兩個系統(tǒng)的耦合協(xié)調度指標如式(4)所示[17]：

（4）空間面板誤差分量模型

空間計量經濟學分析方法由于考慮了不同區(qū)域經濟運行中的空間相關性，在實證分析中得到了廣泛應用。但是傳統(tǒng)的空間計量模型考慮誤差項影響時認為僅存在空間溢出效應，即假定本地區(qū)所有誤差沖擊因素都僅僅是由空間相關擴散影響臨近區(qū)域的經濟運行，沒有考慮非空間溢出的區(qū)域特定沖擊，從而容易導致夸大空間溢出效應?？臻g誤差分量模型通過將誤差項分解為空間溢出項和區(qū)域特定干擾項兩部分解決了傳統(tǒng)空間計量經濟學實證分析中面臨的這一問題。

假設有N個區(qū)域，T個時期的數(shù)據(jù)樣本，則空間面板誤差分量模型如式(5)所示：

其中y表示因變量，X表示解釋變量，WN表示空間權重矩陣，IT為T維單位陣，ιT為T維單位向量，IN為N維單位陣，u、μ、ε、ν 表示隨機誤差項，α、β、λ、ρ 表示系數(shù)值。

μ 表示區(qū)域特定沖擊誤差項，可以具有隨機效應或者固定效應；ε 表示具有空間相關性的誤差干擾項。

實證分析需要采用Hausman 檢驗和Lagrange Multiplier(LM)檢驗兩種方法，確定模型是采用固定效應還是隨機效應以及空間滯后項、誤差項的具體形式。

三、實證結果分析

文章采用2000—2020 年中國醫(yī)藥制造業(yè)省際面板數(shù)據(jù)為研究樣本，基于數(shù)據(jù)的可得性樣本選取了除海南、新疆、西藏、寧夏、青海和港澳臺地區(qū)以外26 個省份的數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)來源是2001—2021 年《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

1. 創(chuàng)新效率時空特征分析

基于DEA 方法測算醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率后發(fā)現(xiàn)2000 年的總體效率最高區(qū)域中排名前6 的省份為內蒙古、天津、江蘇、四川、上海、江西，其次是吉林、山東、河南、湖北、重慶、浙江、廣西，這13 個省份在2000 年具有較高的創(chuàng)新效率，空間分布和規(guī)模效率具有較高一致性；而技術效率最高的省份包括內蒙古、四川、重慶、江西、云南、貴州，其次是吉林、甘肅、天津、江蘇、上海、浙江、廣西。而2020 年創(chuàng)新效率總體效率和技術效率基本保持一致，總體效率較高的省份包括山東、江蘇、湖北、重慶、浙江、湖南，其次是吉林、河北、山西、天津、安徽、江西、廣東，表明這些省份注重提高技術研發(fā)和應用，通過技術改進提升區(qū)域創(chuàng)新能力；規(guī)模效率最高的省份包括黑龍江、內蒙古、遼寧、甘肅、陜西、云南，其次是山西、河南、四川、江西、貴州、福建、廣西，可以看出規(guī)模效率在空間分布上呈現(xiàn)和總體效率及技術效率空間分布相反的特征，這些區(qū)域的醫(yī)藥制造業(yè)規(guī)模創(chuàng)新效率較高，地方政府應該通過擴大產業(yè)規(guī)模提高產業(yè)創(chuàng)新能力。從空間分布上看，總體效率、技術效率和規(guī)模效率均呈現(xiàn)一定的空間相關性，即高效率區(qū)域傾向于與高效率區(qū)域相鄰、低效率區(qū)域傾向于與低效率區(qū)域相鄰，這也表明創(chuàng)新活動相鄰區(qū)域相互影響較大。

為了定量分析創(chuàng)新效率空間相關性及其隨時間變化的過程，采用GeoDa 軟件測算2000—2020 年醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率Morans' I 指數(shù)統(tǒng)計量，結果表明創(chuàng)新效率中的總體效率和技術效率空間相關性變化呈現(xiàn)一致性，在國家實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略前，即2012 年前規(guī)模效率空間相關性與總體效率、技術效率空間相關性呈現(xiàn)相反變化過程，并且這一時期效率波動性較大；而2012 年以后創(chuàng)新效率中的總體效率、技術效率和規(guī)模效率三者的變化過程逐漸趨于一致，呈現(xiàn)穩(wěn)定上升趨勢。這表明在2012 年以前醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新活動中總體效率和技術效率區(qū)域之間呈現(xiàn)良性相互影響、總體上呈現(xiàn)正相關關系；而規(guī)模效率則呈現(xiàn)負相關關系，是因為地方政府片面追求規(guī)模效應、粗放式發(fā)展方式在創(chuàng)新活動中的體現(xiàn)；在2012 年由于國家實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略以后，政府不再單純追求規(guī)模效應的發(fā)展方式，積極響應國家政策實施創(chuàng)新驅動，可以發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新效率正相關關系進一步加強，并且規(guī)模效率也呈現(xiàn)同步提高，即地方政府和企業(yè)不再單純追求規(guī)模、創(chuàng)新驅動發(fā)展經濟逐步在醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率中凸顯。

為了對比不同地區(qū)和不同時期醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率的差異，將研究樣本從空間維度分為東部沿海地區(qū)（包括樣本中的北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西11 個省份） 和其他地區(qū)，時間維度以中國實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略為分界點，分為2000—2012 年和2013—2020年兩個時期。為了檢驗不同樣本組間效率的差異性是否顯著，采用Kolmogorov-Smirnov 檢驗方法進行顯著性檢驗，Kolmogorov-Smirnov 檢驗是一種無需對樣本分布做前提假設的非參數(shù)檢驗，顯著性檢驗結果見表1。

表1 組間效率對比及異質性檢驗

從表1 中看出，空間維度和時間維度的組間創(chuàng)新效率異質性檢驗結果均在5%顯著水平下通過檢驗，創(chuàng)新效率在這兩個維度上均呈現(xiàn)異質性；從空間維度上看，東部沿海地區(qū)創(chuàng)新效率高于其他地區(qū)，主要有三個原因，第一，中國東部沿海經濟發(fā)達地區(qū)企業(yè)經過初期資本積累以后，創(chuàng)新意識和競爭意識較強，同時有更多的資金投入創(chuàng)新活動中，形成了較好的創(chuàng)新環(huán)境；第二，東部沿海地區(qū)吸引了更多高層次人才，人才優(yōu)勢在創(chuàng)新體系中具有不可或缺地位，這形成了沿海地區(qū)創(chuàng)新優(yōu)勢；第三，東部沿海地區(qū)屬于改革開放較早地區(qū)，接觸國外企業(yè)創(chuàng)新理念以及感受創(chuàng)新競爭早于其他地區(qū)，因此在創(chuàng)新領域具有先發(fā)優(yōu)勢。從時間維度上看，在國家實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略以后即2013—2020 年的創(chuàng)新效率高于2012 年以前的創(chuàng)新效率，表明國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的引導以及國家相關政策對醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新產生了一定的影響，未來一段時期內國家應該關注政策對創(chuàng)新效率影響的動態(tài)變化。

2. 創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相關性及耦合性

在計算各地區(qū)創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相關系數(shù)的基礎上，計算了兩個系統(tǒng)的耦合度和耦合協(xié)調度，結果如表2 所示。

表2 創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相關系數(shù)和耦合度測算結果

創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相關系數(shù)26 個省份中有18 個省份呈現(xiàn)正相關關系，技術效率的相關系數(shù)中則有20 個省份呈現(xiàn)正相關關系，表明大多數(shù)省份創(chuàng)新效率和產業(yè)效率呈現(xiàn)較好的正向相互促進作用。耦合度計算結果中規(guī)模效率的耦合度最高，各省份均達到0.99 以上，這說明在創(chuàng)新活動和產業(yè)發(fā)展中，規(guī)模效率具有高度一致性；總體效率耦合度0.8 以上省份有23 個（其中有14 個省份達到0.9 以上），技術效率耦合度0.8 以上的省份有23 個（其中有17 個省份達到0.9 以上），因此可以看出無論是總體效率還是技術效率，也都呈現(xiàn)了較高的耦合度。為了考慮系統(tǒng)水平對耦合度的影響，文章采用耦合協(xié)調度進一步分析兩個系統(tǒng)的耦合關系。規(guī)模效率的耦合協(xié)調度達到0.9 以上的省份有20 個，而總體效率耦合協(xié)調度只有1 個省份大于0.8，技術效率耦合協(xié)調度僅有兩個省份達到0.8。

對比耦合協(xié)調度和耦合度計算結果發(fā)現(xiàn)，考慮系統(tǒng)發(fā)展水平影響后，兩個系統(tǒng)耦合協(xié)調程度明顯降低，表明在醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展中，創(chuàng)新效率和產業(yè)效率在規(guī)模效應方面影響較大而且保持一致性，而在技術效率和總體效率的耦合協(xié)調性方面即技術因素等對產業(yè)和創(chuàng)新發(fā)展影響則和產業(yè)技術發(fā)展水平有關。從上述計算結果及分析匯總可以看出，創(chuàng)新效率和產業(yè)效率具有較好的正相關關系，并且呈現(xiàn)較高的耦合度，但是耦合協(xié)調度明顯低于耦合度，表明各省份醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展水平對創(chuàng)新活動影響顯著，假設H1 成立。

總體效率和技術效率關系密切，兩者在較高區(qū)域空間分布具有高度一致性。例如總體效率相關系數(shù)較高的省份包括吉林、天津、河南、安徽、湖北、福建、山東、四川、重慶、湖南、江西、廣西、廣東13 個省份，技術效率相關系數(shù)較高的省份吉林、天津、河南、安徽、湖北、山東、四川、重慶、湖南、江西、廣西、廣東、北京13 個省份，其中均包含了相同的12 個省份，只有1 個省份不同；在耦合度和耦合協(xié)調度的空間分布上也有相同特征。

綜合上述分析，首先，表明各省份的創(chuàng)新效率和產業(yè)效率關系具有空間相關性，各省份創(chuàng)新活動和產業(yè)活動及其二者相互影響中具有正的空間外溢性；其次，總體效率中技術效率占據(jù)主導地位，這也表明了技術創(chuàng)新活動對提升產業(yè)效率具有顯著的正向影響。

3. 空間面板誤差分量模型實證分析

影響產業(yè)效率的因素主要包括投資、對外開放、人力資本、區(qū)域創(chuàng)新等。人力資本是推動產業(yè)效率提高的積極因素，勞動和資本是生產的兩大要素，資本和設備只有加上勞動力的配合才可能發(fā)揮其應有的作用，因此人力、資本兩個因素是影響產業(yè)效率的重要因素[18]；對外開放的優(yōu)勢是可以吸引更多外資及國外先進管理經驗等，對產業(yè)效率也具有直接影響；經濟發(fā)展水平較高地區(qū)一般來說具有較高的產業(yè)效率?；谏鲜龇治?，實證模型選取人均GDP 表示外部經濟環(huán)境、高的教育人口比例表示人力資本、進出口額與總產出比例表示開放程度等作為解釋變量，分別定量分析創(chuàng)新的總體效率、技術效率、規(guī)模效率對醫(yī)藥制造業(yè)產業(yè)效率的影響。

采用空間誤差分量模型實證分析前，首先應通過Hausman檢驗和LM檢驗確定空間面板誤差分量模型的具體形式，確定采用隨機效應模型和固定效應模型。Hausman 統(tǒng)計量和LM 統(tǒng)計量結果如表3 所示。

表3 Hausman 檢驗和LM 檢驗結果

從表3 中Hausman 統(tǒng)計量結果可知，總體效率和技術效率應該采用固定效應模型，并且包含空間滯后項；規(guī)模效率應該采用隨機效應模型，包含空間滯后項?？臻g面板誤差分量模型實證結果如表4 所示，其中模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ分別表示創(chuàng)新的總體效率、技術效率、規(guī)模效率作為解釋變量的實證模型。

表4 空間面板誤差分量模型估計結果

從實證結果可以看出，創(chuàng)新效率對產業(yè)效率具有正向影響，其中規(guī)模效率影響最大，總體效率影響最?。粎^(qū)域經濟發(fā)展水平對產業(yè)效率具有正向影響，但是系數(shù)估計值均比較小，表明經濟發(fā)展水平對產業(yè)效率雖然有正向影響，但是影響不大；人力資本對產業(yè)效率的總體效率和技術效率具有顯著正向影響，但是對規(guī)模效率則具有負向不利影響；區(qū)域經濟開放程度對產業(yè)效率具有負向影響；而空間滯后項對產業(yè)效率具有顯著的正向影響。

從上述分析結果發(fā)現(xiàn)：第一，創(chuàng)新對提高醫(yī)藥制造業(yè)的產業(yè)效率具有正向的顯著影響，并且其影響程度遠遠大于其他經濟變量的影響。創(chuàng)新對產業(yè)效率影響較大，尤其是對規(guī)模效率的影響最大，系數(shù)估計值達到0.3193，而技術效率影響系數(shù)估計值也達到了0.14，驗證了假設H2 成立，中國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展中不僅應該提高創(chuàng)新能力，而且更應該關注創(chuàng)新活動中創(chuàng)新效率的提升，從而使得創(chuàng)新更能有效提高醫(yī)藥制造業(yè)的產業(yè)效率。第二，區(qū)域經濟開放程度對醫(yī)藥制造業(yè)產業(yè)效率具有不利影響。因此在發(fā)展醫(yī)藥制造業(yè)中各地方政府不應過度依賴引進外資企業(yè)，目前在一定時期內應該采取合理適度的產業(yè)保護政策，促使醫(yī)藥制造業(yè)提高產業(yè)效率，從而能夠持續(xù)健康地發(fā)展。第三，人力資本對產業(yè)效率的正向影響有待提高。醫(yī)藥制造業(yè)是技術密集型產業(yè)，人力資本對其產業(yè)效率和產業(yè)發(fā)展具有重要影響，中國醫(yī)藥制造業(yè)相關專業(yè)技術人員以及技術工人目前比例偏低，政府應該通過政策鼓勵、資金補助等形式提高醫(yī)藥制造業(yè)科研人員及產業(yè)工人的技術水平和科研積極性。

創(chuàng)新活動一般具有空間外溢性，因此有必要分析創(chuàng)新活動對產業(yè)效率的直接影響和間接影響，直接影響指創(chuàng)新對本區(qū)域的產業(yè)效率的影響，而間接影響是指創(chuàng)新對其他區(qū)域的影響，其中間接影響是一個具有反饋效應的動態(tài)過程，例如區(qū)域i對其相鄰區(qū)域j產生影響i→j，影響i→j將進一步影響區(qū)域j的相鄰區(qū)域（假設包括區(qū)域k、m兩個區(qū)域） 產生影響i→j→k和i→j→m，這個過程不斷擴散直至最終達到一個均衡點，因此這是一個動態(tài)均衡過程?；赗 語言編程分析后得到各因素對產業(yè)效率的直接影響和間接影響如表5 所示。

表5 直接影響和間接影響的測算結果

從各因素的直接影響和間接影響測算結果看出：第一：創(chuàng)新效率、區(qū)域經濟水平、人力資本對產業(yè)效率具有正向影響；區(qū)域經濟開放程度對其產業(yè)效率具有不利影響。第二，從總體效率看，創(chuàng)新效率對產業(yè)效率的間接影響大于直接影響，而技術效率對產業(yè)效率的直接影響和間接影響差別不大，因此在制定區(qū)域經濟發(fā)展政策時，應著重考量區(qū)域經濟發(fā)展中的間接影響，不僅要考慮本區(qū)域的經濟發(fā)展成果，還要關注其對其他區(qū)域經濟發(fā)展的貢獻，然后構建合理有效的地方政府政績評價體系。第三，區(qū)域經濟開放程度對臨近區(qū)域的間接不利影響遠大于對本區(qū)域的直接影響，因此各地方政府通過引進外資等擴大開放程度政策促進醫(yī)藥產業(yè)發(fā)展時，需要全方位、多角度考量臨近區(qū)域的間接影響。

四、結論與建議

在采用ESDA 方法分析中國醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率時空演變特征的基礎上，測算了創(chuàng)新效率和產業(yè)效率二者的相關系數(shù)、耦合度和耦合協(xié)調度，最后基于空間面板誤差分量模型定量分析創(chuàng)新效率對產業(yè)效率的影響。通過研究可以得出以下結論：

第一，從時間維度看國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的提出對醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率影響顯著，從空間維度看東部沿海地區(qū)創(chuàng)新效率顯著高于其他地區(qū)：國家實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略以后醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率高于實施前創(chuàng)新效率，國家需要注意創(chuàng)新驅動發(fā)展政策未來對醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率影響的動態(tài)演變；東部沿海地區(qū)具有良好的經濟發(fā)展基礎，充裕的創(chuàng)新投入形成了良好的創(chuàng)新環(huán)境，吸引了更多創(chuàng)新人才，同時由于改革開放較早具有較強的創(chuàng)新理念和競爭意識，由于人才、資金及區(qū)域地位優(yōu)勢原因，其創(chuàng)新效率高于其他地區(qū)。

第二，技術效率對總體效率貢獻最大，不同省份創(chuàng)新效率具有空間相關性：創(chuàng)新效率空間分布上總體效率和技術效率基本保持一致，規(guī)模效率則呈現(xiàn)空間上相反的分布規(guī)律；國家實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略以后各省份醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率空間相關性進一步加強，并且規(guī)模效率呈現(xiàn)同步提升態(tài)勢。

第三，相關系數(shù)和耦合性分析結果表明創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相互影響顯著：相關系數(shù)表明70%以上省份兩者呈現(xiàn)顯著正相關關系，90%省份的耦合度達到0.8 以上，但是耦合協(xié)調度則僅有浙江省達到0.8 以上；創(chuàng)新效率和產業(yè)效率相互影響關系的空間分布也具有空間相關性及空間外溢特征。

第四，創(chuàng)新效率對提高產業(yè)效率具有顯著正向影響，并且其影響程度明顯大于其他經濟因素的影響：空間面板誤差分量模型的創(chuàng)新效率系數(shù)估計值最大，其影響效果最明顯，國家不僅應該關注創(chuàng)新能力，更應該關注創(chuàng)新效率的提升，只有提升創(chuàng)新效率才能通過創(chuàng)新提升醫(yī)藥制造業(yè)的產業(yè)效率；區(qū)域經濟發(fā)展水平和人力資源水平對醫(yī)藥制造業(yè)產業(yè)效率具有正向影響，但是有待于提高二者的影響力，國家應該通過政策激勵、資金補貼等形式提升醫(yī)藥制造業(yè)專業(yè)技術人員占比及其創(chuàng)新積極性；而區(qū)域經濟開放程度則對醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新效率具有不利影響，中國在引進外資企業(yè)的同時應該對國內企業(yè)采取扶持和產業(yè)保護政策，促使醫(yī)藥制造業(yè)能夠在借鑒外資企業(yè)的管理、技術的同時提升自己的創(chuàng)新水平和產業(yè)效率。

第五，創(chuàng)新效率對產業(yè)效率的間接影響遠遠大于直接影響，但是純技術效率的直接影響和間接影響差別不大：創(chuàng)新效率不僅對本區(qū)域產業(yè)效率具有正向影響，更重要的是對臨近區(qū)域將會產生更多的間接影響；技術效率對本區(qū)域的影響和其他區(qū)域影響基本相同。

根據(jù)上述研究結論，認為中國醫(yī)藥制造業(yè)實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略、提高產業(yè)發(fā)展水平和質量的過程中應注意以下四點：

第一，堅持通過創(chuàng)新提升醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展水平和質量的發(fā)展途徑：前述研究結果表明創(chuàng)新不僅對產業(yè)效率具有顯著正向影響，而且二者相關性和耦合度等均表明具有密切關系，在提升醫(yī)藥制造業(yè)產業(yè)效率和產業(yè)水平過程中，應該充分發(fā)揮創(chuàng)新對產業(yè)發(fā)展的正向影響效用。

第二，國家應該制定醫(yī)藥制造業(yè)整體發(fā)展規(guī)劃，充分發(fā)揮創(chuàng)新效率的空間相關性和空間溢出特性：創(chuàng)新效率和產業(yè)效率均呈現(xiàn)出顯著的空間相關性，這就需要國家在宏觀層面制定不同省份醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展宏觀規(guī)劃，以便充分發(fā)揮空間相關性和空間溢出特性，從而使得整個產業(yè)協(xié)調發(fā)展。

第三，制定合理的地方政策和產業(yè)發(fā)展評價標準和方法，引導區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展：評價地方政府政績和地方產業(yè)發(fā)展水平時不僅要依據(jù)本省份的發(fā)展狀況，國家更應該制定客觀合理的評價方法和策略評價對臨近區(qū)域經濟發(fā)展的影響，這樣才能更客觀全面地評價地方政策和產業(yè)發(fā)展對國民經濟的實際貢獻；同時，應該通過減弱政府對資源配置的直接干預，為醫(yī)藥制造業(yè)營造更好的市場競爭環(huán)境，進而實現(xiàn)其最大化總體效益，加強沿海和內陸地區(qū)聯(lián)動，引導醫(yī)藥制造業(yè)資源有效轉移，實現(xiàn)沿海地區(qū)和內陸地區(qū)優(yōu)勢互補，提高內陸地區(qū)對醫(yī)藥制造業(yè)轉移的承接能力[9]，實現(xiàn)區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展。

第四，目前醫(yī)藥制造業(yè)應該制定適度合理的產業(yè)保護政策，給創(chuàng)新發(fā)展和產業(yè)發(fā)展水平提供緩沖時間：由于現(xiàn)階段地方經濟開放程度對醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有一定不利影響，目前國家需要制定合理適度的產業(yè)保護政策，促使醫(yī)藥制造業(yè)實現(xiàn)一定的創(chuàng)新能力及產業(yè)發(fā)展水平。國家需要細化醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新補貼具體實施措施和產業(yè)保護政策，使得政策更加具有針對性和協(xié)調性，避免出現(xiàn)一刀切的“濫補”現(xiàn)象；對于中國規(guī)模較大的醫(yī)藥制造業(yè)尤其是國企應該加大激勵政策[10]，使得醫(yī)藥制造業(yè)行業(yè)發(fā)展能夠在國際市場站穩(wěn)腳跟，提高企業(yè)的國際競爭力。