這篇醫(yī)藥論文投稿發(fā)表了中國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率及其影響因素，醫(yī)藥制造業(yè)是是關系到國計民生的基礎性和戰(zhàn)略性產業(yè)，技術創(chuàng)新是醫(yī)藥制造業(yè)的核心競爭力。本文在已有研究的基礎上，選取28個省市的面板數(shù)據(jù)，并構建了無效率函數(shù)，對醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率及其影響因素進行深入研究。

　　論文導讀:：本文利用隨機前沿生產函數(shù)測算了中國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率，并考察了科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結構等因素對研發(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、市場結構、技術改造經費和研發(fā)效率顯著正相關，而科技活動經費籌集額中政府資金對研發(fā)效率的作用不明顯。

　　論文關鍵詞：醫(yī)藥論文投稿,研發(fā)效率,醫(yī)藥制造業(yè),隨機前沿生產函數(shù)

　　1引言及文獻回顧

　　研發(fā)活動作為技術創(chuàng)新的主要來源之一，是引導技術創(chuàng)新、實現(xiàn)科技進步的關鍵因素，同時研發(fā)效率的高低決定了能否有效適時地將研發(fā)投入轉化為創(chuàng)新成果，使產品在市場上獲取競爭力。但并不是所有的研發(fā)活動都能帶來技術創(chuàng)新，推動科技進步，這是由于部分研發(fā)投入沒有得到充分利用，不能產生有效的技術成果，無法實現(xiàn)預期目標，從而導致研發(fā)活動失效。因而，行業(yè)的研發(fā)效率對于醫(yī)藥制造業(yè)實現(xiàn)技術創(chuàng)新，增強產業(yè)競爭能力，促進產業(yè)的持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

　　國內學者對醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)能力和技術創(chuàng)新的研究，主要集中在技術創(chuàng)新能力和產業(yè)化方面，而關于技術創(chuàng)新效率和研發(fā)效率的研究較少。首先，關于技術創(chuàng)新能力和產業(yè)化方面，張世賢(2005)認為技術創(chuàng)新遵循“閥值理論”，即只有當研發(fā)資源集中到一定程度才能使研發(fā)成果成為穩(wěn)定輸出，研發(fā)資源的極端分散化是目前我國醫(yī)藥產業(yè)化發(fā)展的最大障礙[1]。張偉(2008)從醫(yī)藥產業(yè)技術創(chuàng)新的特點入手，以1995-2004年的有關數(shù)據(jù)為基礎分析了我國醫(yī)藥產業(yè)技術創(chuàng)新能力不足的表現(xiàn)形式和問題所在，并提出提高醫(yī)藥產業(yè)技術創(chuàng)新能力的對策[2]。鄒鮮紅、黃健柏(2009)基于因子分析法，通過對我國28個省區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)技術創(chuàng)新過程的多個指標進行因子分析，通過構建技術創(chuàng)新能力評價體系，克服了采用投入型指標和產出型指標建立技術創(chuàng)新能力評價體系的缺陷，避免指標的重復評價，較為準確地對區(qū)域技術創(chuàng)新能力進行綜合評價，對因地制宜推進中國醫(yī)藥產業(yè)發(fā)展提供有益的支撐[3]。其次，在技術創(chuàng)新效率研究方面，大多數(shù)學者集中在高技術產業(yè)領域的研發(fā)效率研究，而具體到醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)效率研究的文獻較少(鄭潔，2008[4])。

　　2 模型構建

　　2.1 實證模型的選擇

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

　　借鑒BC(1995)模型[5]，本文的隨機前沿函數(shù)模型構建如下：

　　(1)

　　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個省份和第t個年份。β0是常數(shù)項，β1和β2代表研發(fā)資本和研發(fā)人員的產出彈性。(Vit-Uit)表示方程的隨機誤差項，具有復合結構，Vit代表經濟系統(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，

　　)，且獨立于Uit。Uit為非負隨機變量，考察研發(fā)活動中的技術無效率，假定其服從截尾正態(tài)分布N(Mit，

　　)。

　　表示省市i在t時期研發(fā)活動的研發(fā)效率。Mit越大表示技術效率越低，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)產出越少。本文重點考察科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結構等因素對研發(fā)活動技術無效率的影響，因而構建以下無效率函數(shù)：

　　(2)

　　函數(shù)(2)中δ0為待估常數(shù)，F(xiàn)und、Transf、Scale、MS分別表示科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、規(guī)模變量以及市場結構變量等變量，δ1、δ2、δ3、δ4分別表示相應變量的影響系數(shù)。Wit為隨機誤差項，假定其服從正態(tài)分布N(0，

　　)。判斷構建的隨機前沿生產函數(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)中隨機誤差項的技術無效的比重，也就是通過

　　(0≤γ≤1)的大小來判斷。當γ接近于0時，表示實際研發(fā)產出與可能最大研發(fā)產出的差距主要來自于不可控因素造成的噪聲誤差，此時用普通最小二乘法(OLS)就可以實現(xiàn)對生產參數(shù)的估計，無需采用隨機前沿函數(shù)模型。γ越趨近于1，越能說明前沿生產函數(shù)的誤差主要源于隨機變量Uit，則越適合采用隨機前沿生產函數(shù)模型對研發(fā)效率進行估計。

　　2.2 數(shù)據(jù)來源及變量選取

　　研究使用的數(shù)據(jù)，采用《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2005-2009)中醫(yī)藥制造業(yè)各個省市1999-2008年10年的面板數(shù)據(jù)。

　　現(xiàn)有文獻在研究技術創(chuàng)新成果時，一般選取研發(fā)經費的投入和研發(fā)人員的投入作為技術創(chuàng)新的投入指標，對于技術創(chuàng)新的產出指標的選取，則存在不同看法。二十世紀五六十年代，使用研發(fā)經費近似作為技術創(chuàng)新產出指標，這樣做的缺陷是認為技術創(chuàng)新的投入和產出是一個線性關系，有投入就一定有產出。七十年代以來多采用專利數(shù)作為技術創(chuàng)新產出指標(Griliches，1990[6];Prencipe，1997[7])。近年來也有學者采用新產品銷售收入(朱有為、徐康寧，2006[8])和新產品產值(周立群、鄧路，2009[9])作為研發(fā)產出指標。基于眾多學者關于技術創(chuàng)新投入及產出指標選取問題的研究成果，本文結合我國醫(yī)藥制造業(yè)的行業(yè)特點行業(yè)及發(fā)展的現(xiàn)狀，選取合適的研發(fā)投入指標和研發(fā)產出指標。

　　一、研發(fā)投入指標的選取

　　醫(yī)藥制造業(yè)作為高技術、知識性生產函數(shù)，研發(fā)產出不僅受到當期研發(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。關于研發(fā)資本存量的計算方法，國內外學者主要采用經典的永續(xù)盤存法。參照Goto& Suzuki(1989) [10]和吳延兵(2006)[11]的計算方法，以過去各個時期的研發(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，計算公式如下所示：

　　(3)

　　其中，K是指研發(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：

　　，g為E的年均增長率(Coe，Helpman，1995 [12] ;吳延兵，2006 [11])。本文的基年定位1999年。在測算研發(fā)資本存量之前，研發(fā)資本支出已經按1990年不變價“研發(fā)價格指數(shù)”進行平減[①]。對于研發(fā)資本折舊率ρ，國內外眾多文獻在估算研發(fā)資本存量時都采用了15%(Hu，Jefferson，Qian，2005 [13];吳延兵，2006 [11];朱有為和徐康寧，2006 [8])，因此，本文也采用ρ=15%。

　　研發(fā)人員投入的數(shù)量、結構和素質，是企業(yè)技術創(chuàng)新能力的重要表現(xiàn)。反映研發(fā)人員投入的指標主要是研發(fā)人員(人)和研發(fā)人員折合全時當量(人年)。前者是參與活動的人員數(shù)量，后者是按照參加人員實際參與研發(fā)活動的時間折合的研發(fā)活動工作當量。后者更能反映投入研發(fā)活動的人員情況。因此，本文選擇研發(fā)人員折合全時當量(人年)作為研發(fā)生產函數(shù)中的研發(fā)人員投入指標。

　　二、研發(fā)產出指標的選取

　　研發(fā)活動的產出指標主要有專利申請量、專利授權量、新產品產值、新產品銷售收入等衡量指標。其中，專利申請量和授權量，是研發(fā)活動的中間產出，能反映出研發(fā)活動的直接效果，是產業(yè)技術創(chuàng)新的重要衡量標準。新產品產值和新產品銷售收入是最終產出，相比專利指標，更能反映出產業(yè)研發(fā)活動產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)特點和研發(fā)現(xiàn)狀，以及醫(yī)藥制造業(yè)有關數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性，對研發(fā)產出指標進行篩選。首先由于專利量的數(shù)據(jù)局限，且醫(yī)藥制造業(yè)的專利指標較小，有的甚至為零，這種情況下使用OLS估計是有偏的。其次，新產品銷售收入受到營銷等非生產環(huán)節(jié)的影響，同時受市場上其他不確定因素影響，不能完全反映研發(fā)活動的產出和研發(fā)效率的變動。因此我們選用新產品產值作為研發(fā)產出指標，并以1999年為基年，按照工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減，以消除通脹等因素的影響。

　　三、非效率函數(shù)指標的選取

　　科技活動經費籌集額，對于研發(fā)活動有重要的影響力，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于研發(fā)活動起到激勵和引導作用藥學論文，因此選擇這兩項指標進行非效率模型的研究，以深入研究政府資金對醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率的影響。另外，技術改造是我國醫(yī)藥制造業(yè)在當前發(fā)展水平下，普遍采用的技術創(chuàng)新方式，一定的技術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，技術改造經費是一項重要的研發(fā)活動效率考量指標，將其選入非效率模型，進一步研究其對研發(fā)效率的影響作用。同時，很多學者的研究都表明企業(yè)規(guī)模和市場結構對高新技術產業(yè)的研發(fā)效率的影響很大論文開題報告范例。因此，在非效率函數(shù)中，本文選擇科技活動經費籌集額中政府資金、技術改造經費支出、企業(yè)規(guī)模以及市場結構等變量作為技術無效率的影響因素。

　　3 實證結果分析

　　利用Shazam軟件及Frontier4.1軟件，使用極大似然法估計經驗模型可獲得各項參數(shù)，具體結果見表1。其中，γ值為0.9406，非常接近1，且LR單邊檢驗表明它符合混合卡方分布(mixed chi-squaredistribution)，說明模型(1)中的誤差項有著明顯的復合結構。因此，采用SFA方法構建隨機前沿生產函數(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)投入要素產出彈性和研發(fā)活動規(guī)模效應分析。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)經費內部支出每增加1%，新產品產值便會增加0.2681%;研發(fā)人員投入每增加1%，則新產品產值會增長0.4298%。可見，在我國醫(yī)藥制造業(yè)新產品產值的增長中，研發(fā)人員投入的貢獻率高于研發(fā)資本投入的貢獻率。同時，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)活動缺乏規(guī)模經濟性。

　　推薦期刊：《中華危重癥醫(yī)學雜志(電子版)》(雙月刊)創(chuàng)刊于2008年，是新聞出版總署“十一五”國家重點出版規(guī)劃立項的電子連續(xù)出版物之一(新出音[2006]817號)，由中華人民共和國衛(wèi)生部主管，中華醫(yī)學會主辦，浙江大學醫(yī)學院附屬第一醫(yī)院承辦，中華醫(yī)學電子音像出版社出版的國家級專業(yè)學術期刊。