基于協(xié)整理論的中國醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭程度與研發(fā)資金投入關(guān)系研究

尚興宇，賈輝，陳玉文

依據(jù)國際產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，醫(yī)藥制造業(yè)是十五類國際化產(chǎn)業(yè)之一，具有高風(fēng)險、高投入、高技術(shù)、高收益等特點。全球視角下，醫(yī)藥制造業(yè)正處于醫(yī)藥技術(shù)大規(guī)模產(chǎn)業(yè)化的初始階段，預(yù)計到2020年進入高速發(fā)展階段，將逐步成為全球經(jīng)濟的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)[1]。醫(yī)藥制造業(yè)是我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之一，與國計民生有著不可分割的聯(lián)系，是中國制造2025和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的重點領(lǐng)域，對推進健康中國的順利建設(shè)有重要的保障作用。盡管我國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展起步較晚，但隨著市場環(huán)境的不斷完善、各項扶助政策的助力以及人口老齡化和城鎮(zhèn)化等背景，我國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展迅猛。據(jù)統(tǒng)計，2016年規(guī)模以上醫(yī)藥工業(yè)增加值同比增長10.60%，增速與2015年同期相比提高了將近1%，是全國工業(yè)整體增速4.60%的兩倍多，位居中國工業(yè)全行業(yè)的領(lǐng)先地位。2016年，全國醫(yī)藥工業(yè)規(guī)模以上企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入接近3萬億元，同比增長9.92%，增速較上年同期提高將近1%，增速高于全國工業(yè)整體增速5.02%。利潤方面，2016年，醫(yī)藥工業(yè)規(guī)模以上企業(yè)實現(xiàn)利潤總額3 216.43億元，同比增長15.57%，增速相比去年同期提高近4%，是全國工業(yè)整體增速7.07%的兩倍多[2]。

《醫(yī)藥工業(yè)發(fā)展規(guī)劃指南》由中國工信部在2016年發(fā)布，指南指出了我國醫(yī)藥工業(yè)“十三五”期間的總體目標(biāo)：截止到2020年，醫(yī)藥工業(yè)規(guī)模效益穩(wěn)定增長，創(chuàng)新能力顯著增強，產(chǎn)品質(zhì)量全面提高，供應(yīng)保障體系更加完善，國際化步伐顯著加快，醫(yī)藥工業(yè)的整體素質(zhì)大幅提高。其中，行業(yè)規(guī)模的增長目標(biāo)要求企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入繼續(xù)保持高速增長，年均增速高于10%，醫(yī)藥工業(yè)占工業(yè)經(jīng)濟的比重顯著增加；技術(shù)創(chuàng)新上，研發(fā)投入持續(xù)增加，全行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)研發(fā)投入強度達2%以上；競爭程度上，行業(yè)重組整合加快，產(chǎn)業(yè)集中度不斷提高，規(guī)模以上企業(yè)的前100位整體主營業(yè)務(wù)收入所占比重提高10%，大型企業(yè)對行業(yè)未來發(fā)展的引領(lǐng)作用進一步加強[3]。

目前來看，我國的醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)效率水平仍處于較低水平，自主創(chuàng)新能力薄弱的局面仍未打破，由“仿制藥大國”向“創(chuàng)新藥大國”轉(zhuǎn)變進程緩慢。規(guī)模以上企業(yè)研發(fā)投入強度遠低于世界知名跨國醫(yī)藥企業(yè)的10%，研發(fā)資金投入嚴重不足，行業(yè)集中度較低，小微企業(yè)較多及大型企業(yè)對行業(yè)發(fā)展引領(lǐng)作用不足則是造成這一嚴峻形勢的主要原因。

1 文獻回顧

1.1 不相關(guān)說2007年，吳延兵[4]基于2002年中國工業(yè)企業(yè)普查數(shù)據(jù)，對538個四位數(shù)制造業(yè)的數(shù)據(jù)對市場結(jié)構(gòu)與研發(fā)支出建立單方程回歸模型進行實證研究，發(fā)現(xiàn)市場集中度與研發(fā)強度之間不存在顯著相關(guān)性。同年，陳仲常和余翔[5]運用《中國科技統(tǒng)計年鑒》中1997—2003年我國大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)對行業(yè)競爭與研發(fā)投入關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)行業(yè)中的競爭水平在總體上對企業(yè)的研發(fā)投入沒有明顯影響。

1.2 負相關(guān)說2014年，張航[6]以《中國科技統(tǒng)計年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》2006—2013年制造業(yè)28個行業(yè)的分類數(shù)據(jù)，分別以技術(shù)進步和勒納指數(shù)衡量研發(fā)投入和市場競爭程度，建立固定效應(yīng)回歸模型，得出在成長型行業(yè)競爭程度與研發(fā)投入呈負相關(guān)關(guān)系。2015年，齊東飛[7]以2010—2012年創(chuàng)業(yè)板上市公司774個觀測值為研究樣本，以赫芬達爾指數(shù)(HHI)和研發(fā)支出為衡量指標(biāo)，進行回歸分析實證考察市場競爭度對不同行業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的影響，研究發(fā)現(xiàn):在制造業(yè)中兩者呈顯著負相關(guān)。2012年，董秀軍[8]采用《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》2002—2009年我國醫(yī)藥制造行業(yè)的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)層面和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)，采用企業(yè)數(shù)量表示市場集中度，運用多元線性回歸等分析方法進行研究，得出行業(yè)競爭程度對醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)的影響存在負相關(guān)性。

1.3 正相關(guān)說2010年，謝子遠和梁丹陽[9]以2009年《中國火炬統(tǒng)計年鑒》中54個高新區(qū)的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分別以企業(yè)數(shù)和研發(fā)投入強度為衡量指標(biāo)，采用加權(quán)最小二乘法，研究高新區(qū)企業(yè)競爭程度與研發(fā)投入的關(guān)系，得出市場競爭程度與高新區(qū)研發(fā)投入強度正相關(guān)。2012年，柯東昌[10]以我國中小板與創(chuàng)業(yè)板上市公司2007—2010年數(shù)據(jù)為樣本，以赫芬達爾指數(shù)(HHI)衡量市場競爭程度，研發(fā)投入/營業(yè)收入衡量研發(fā)強度，通過對1 260個觀測值的全樣本實證分析，得到結(jié)論:競爭性越強，壟斷性越高，則研發(fā)強度越大，即兩者呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。2016年，別春曉等[11]以2005—2013年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《工業(yè)企業(yè)科技活動年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用因子分析回歸法研究醫(yī)藥行業(yè)中企業(yè)競爭程度等與中國醫(yī)藥子行業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)性，得出醫(yī)藥行業(yè)中企業(yè)競爭程度與三個行業(yè)研發(fā)投入存在正相關(guān)性。

1.4 雙向影響說1984年，Scott[12]通過對1974年全美的437個工業(yè)企業(yè)共計3 388個經(jīng)營單位的數(shù)據(jù)進行相關(guān)性研究發(fā)現(xiàn)，使用四場商集中度作為市場競爭程度衡量指標(biāo)，市場結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)活動倒“U”型函數(shù)關(guān)系成立。2010年，孫曉華與田曉芳[13]基于2006年國家統(tǒng)計局發(fā)布的中國工業(yè)37個細分行業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，構(gòu)建聯(lián)立方程模型，實證檢驗了(產(chǎn)業(yè)角度)市場力量和技術(shù)創(chuàng)新之間的內(nèi)生性問題，發(fā)現(xiàn)市場力量與技術(shù)創(chuàng)新存在雙向因果關(guān)系。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者在市場競爭程度與研發(fā)資金投入關(guān)系方面的研究，依其研究對象不同，研究的時間結(jié)點不同，分別得出了不相關(guān)、負相關(guān)、正相關(guān)、雙向影響四種結(jié)論。結(jié)論差距較大，且研究大多為多因素研究，均未對兩個變量在時間序列上的長短期關(guān)系及因果關(guān)系進行深入研究。2018年1月,筆者采用《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中1995—2015年我國醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗及誤差修正模型，對我國醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭程度與研發(fā)資金投入之間長、短期關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系進行系統(tǒng)研究，為未來研發(fā)資金投入和醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新能力提升提供參考。

2 研究設(shè)計

2.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源本文分別選取企業(yè)數(shù)(X)和研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出(Y)來衡量我國醫(yī)藥制造業(yè)的市場競爭程度與研發(fā)資金投入?？紤]到除市場競爭程度外，其他因素也會對研發(fā)資金投入產(chǎn)生影響，所以本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及借鑒相關(guān)文獻，引入企業(yè)規(guī)模作為控制變量，以主營業(yè)務(wù)收入(Z)衡量，從而盡量確保結(jié)果的真實性。本文選取1995—2015年間，中國醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均選取自《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于時間序列變量可能存在異方差，因此將變量對數(shù)化處理以增強結(jié)果的可靠性。對數(shù)化后的變量記為LNX，LNY和LNZ。相關(guān)原始數(shù)據(jù)見表1。

2.2 研究方法本文運用Eviews 7.2統(tǒng)計分析軟件進行實證研究，主要步驟為：首先對相關(guān)變量進行平穩(wěn)性檢驗(augmented dickey-fuller，ADF)；其次在數(shù)據(jù)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上進行協(xié)整檢驗，以確定變量之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，并用普通最小二乘法(OLS)進行回歸分析；然后建立誤差修正模型(error correction model，ECM)，以描述兩者之間的短期動態(tài)均衡；最后選取最優(yōu)滯后階數(shù)并進行格蘭杰(Granger)因果檢驗，確認兩者間究竟存在哪種因果關(guān)系。

表1 1995—2015年中國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)、研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出與主營業(yè)務(wù)收入相關(guān)數(shù)據(jù)

注：X為企業(yè)數(shù)，Y為研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出，Z為主營業(yè)務(wù)收入，LNX、LNY、LNZ為各種指標(biāo)對數(shù)化后的變量

3 實證分析

3.1 ADF檢驗經(jīng)濟時間序列大都是非平穩(wěn)的，采用時間序列數(shù)據(jù)建立計量經(jīng)濟學(xué)模型，首先必須對用統(tǒng)計數(shù)據(jù)構(gòu)造的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，有效減少偽回歸。同時平穩(wěn)性檢驗可以檢驗出變量是否具有同階單整性，是否能進行回歸分析。運用Eviews7.2軟件對對數(shù)化的變量LNX，LNY和LNZ分別進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果見表2。由表2可知，原時間序列經(jīng)過一階差分后，D(LNX),D(LNY)和D(LNZ)在 10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即I(1)序列為平穩(wěn)序列，3個變量序列為一階單整序列，具備協(xié)整檢驗條件。

表2 變量的ADF檢驗結(jié)果

注：c,t,k分別表示檢驗類型中的截距項、時間趨勢項、滯后階數(shù)；D(LNX)、D(LNY)、D(LNZ)是LNX、LNY、LNZ的一階差分序列；a表示變量差分后在1%～10% 的顯著性水平下通過ADF平穩(wěn)性檢驗

3.2 協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗的目的是為了衡量單獨的變量之間長期的平穩(wěn)線性和均衡關(guān)系，當(dāng)兩個變量經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果為同階單整后，可以合理推測這兩個變量在長期內(nèi)是平穩(wěn)的時間序列線性組合并可能存在協(xié)整關(guān)系，會對該序列繼續(xù)進行協(xié)整分析[14]。EG 兩步法和 Johansen檢驗是協(xié)整分析中常用的兩種方法，Johansen檢驗法適用于檢測多個變量之間的關(guān)系[15]。本文采用Johansen檢驗為協(xié)整檢驗方法，對變量間長期均衡關(guān)系進行協(xié)整檢驗，由表3可知，在5%的顯著性水平下，變量跡(Trace)檢驗和最大特征根 (Maximum Eigenvalue)檢驗結(jié)果表明變量間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

分別以LNY和LNX作為被解釋變量，用普通最小二乘法建立變量間的長期回歸模型，回歸結(jié)果見表4，表5。

表4 以LNY為被解釋變量的回歸結(jié)果

表5 以LNY為被解釋變量的回歸結(jié)果

根據(jù)結(jié)果得出以下長期回歸方程，分別記為方程(1)和(2)：

LNY=-0.494LNX+1.430LNZ+5.223

(1)

LNX=-0.883LNY+1.374LNZ+8.493

(2)

回歸結(jié)果中，調(diào)整R2均接近1，表明方程的解釋程度較高，方程擬合度良好。F值也較高，對應(yīng)的P=0.000，說明整個模型是顯著的，兩組回歸方程是基本有效的。從長期來看，LNX對LNY的彈性為-0.494，LNY對LNX的彈性為-0.883。由于兩者的因果關(guān)系并未明確，所以做出以下兩種假設(shè)：假設(shè)1：企業(yè)數(shù)每增加 1%，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出就降低 0.494%；假設(shè) 2：研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出每增加 1%，企業(yè)數(shù)就減少 0.883%。

3.3 建立誤差修正模型根據(jù)格蘭杰表述定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有一個誤差修正模型(ECM)，用以描述兩者之間的短期動態(tài)均衡。故利用上述檢驗結(jié)果，可建立我國醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)(LNX)與研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出(LNY)之間的誤差修正模型，模型結(jié)果見表6。

表6 誤差修正模型結(jié)果

模型記為方程(3)：

ΔLNX=-0.441ΔLNY+1.325ΔLNZ-

0.441ECM(-1)-0.103

(3)

式(3)中，誤差修正項系數(shù)為-0.441<0，符合反向修正機制，表明我國醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)資金投入數(shù)在短期內(nèi)每變動1個單位，相應(yīng)的企業(yè)數(shù)將向反向變動0.441個單位，且變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時，會以0.441的調(diào)整速度向長期均衡狀態(tài)調(diào)整。3.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗為進一步驗證在協(xié)整檢驗中做出的假設(shè)，確認兩者間究竟存在哪種因果關(guān)系，采用Granger 因果檢驗法對滯后1期到滯后5期LNY和LNX的因果關(guān)系進行檢驗，結(jié)果見表 7。結(jié)果表明，當(dāng)滯后階數(shù)為1時，LNY是LNX的Granger原因，LNX不是LNY的Granger原因。LNZ作為控制變量，在此不做結(jié)果討論。不同滯后期下，上述協(xié)整檢驗中假設(shè)1，2均成立，即滯后1～3期，在95%的置信度水平下研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出是企業(yè)數(shù)的格蘭杰原因，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出每增加1%，企業(yè)數(shù)減少0.884%。滯后5期，在83.1%的置信度水平下，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出是企業(yè)數(shù)的格蘭杰原因，企業(yè)數(shù)每減少1%，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出增加0.494%。

4 結(jié)果與建議

4.1 結(jié)果本文采用 《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中1995—2015年我國醫(yī)藥制造業(yè)的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗及誤差修正

表7 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

模型，對中國醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭程度與研發(fā)資金投入之間的長、短期及格蘭杰因果關(guān)系進行系統(tǒng)研究，得到以下結(jié)論：(1)研究期間內(nèi)，滯后1～3期，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出是企業(yè)數(shù)的格蘭杰原因，即研發(fā)資金投入的變動會導(dǎo)致市場競爭程度的變化；滯后5期，企業(yè)數(shù)是研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出的格蘭杰原因，即市場競爭程度的變化會導(dǎo)致研發(fā)資金投入的變動。說明醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭程度與研發(fā)資金投入存在雙向影響關(guān)系，藥企可以通過研發(fā)投入的增加，進而在短期內(nèi)提高企業(yè)核心競爭力；而在較長時間內(nèi)，企業(yè)數(shù)的減少會促使企業(yè)加大研發(fā)資金的投入。(2)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出與企業(yè)數(shù)間存在協(xié)整關(guān)系，即長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。滯后1～3期，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出每增加 1%，企業(yè)數(shù)減少 0.883%。即中國醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭程度會在研發(fā)資金投入的拉動下，呈現(xiàn)長期負向的影響結(jié)果。隨著研發(fā)資金投入的降低，行業(yè)中企業(yè)數(shù)會減少，市場競爭程度會提高；但短期內(nèi)，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出每增加1%，企業(yè)數(shù)減少0.441%。與長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系相比，短期內(nèi)研發(fā)資金投入并不會使市場競爭程度產(chǎn)生較大改變，但隨著時間的推移，短期關(guān)系會逐漸向長期均衡關(guān)系調(diào)整修正，市場競爭程度對研發(fā)資金投入的拉動作用將變得顯著。說明醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)長期持續(xù)的研發(fā)資金投入會逐漸改變市場競爭程度，且隨著時間的推移，行業(yè)的重組整合加快。(3)滯后5期，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出是企業(yè)數(shù)的格蘭杰原因，企業(yè)數(shù)每減少1%，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出增加0.494%。即市場競爭程度對研發(fā)資金投入有負向拉動作用，隨著醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)減少，市場競爭程度降低，會大幅降低企業(yè)在無效競爭上的投入，增加在創(chuàng)新研究方面的投入。

4.2 建議(1)相關(guān)政府部門應(yīng)加強對我國醫(yī)藥制造企業(yè)的有效監(jiān)管，促使規(guī)模以上醫(yī)藥企業(yè)實力不斷增強，發(fā)揮規(guī)模以上醫(yī)藥企業(yè)對行業(yè)的引領(lǐng)作用。在保護市場競爭的同時，鼓勵市場適度競爭，加快行業(yè)重組整合，進一步促進我國醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)資金投入，提高創(chuàng)新能力。(2)我國各醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)進一步加大研發(fā)資金投入力度，在提高醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新能力的同時促進行業(yè)的良性競爭，根據(jù)企業(yè)競爭力的不同進行優(yōu)勝劣汰，從而促進我國醫(yī)藥制造業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展。

4.3 研究的局限性本研究僅對整個醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭程度與研發(fā)資金投入之間的長、短期關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系進行了系統(tǒng)的研究。為確保研究的可靠性，在后續(xù)研究中還應(yīng)對醫(yī)藥制造業(yè)分類進行深化分析，以增強研究的針對性。