基于協整理論的中國醫藥制造業市場競爭程度與研發資金投入關系研究

尚興宇，賈輝，陳玉文

依據國際產業標準，醫藥制造業是十五類國際化產業之一，具有高風險、高投入、高技術、高收益等特點。全球視角下，醫藥制造業正處于醫藥技術大規模產業化的初始階段，預計到2020年進入高速發展階段，將逐步成為全球經濟的主導產業[1]。醫藥制造業是我國高新技術產業之一，與國計民生有著不可分割的聯系，是中國制造2025和戰略性新興產業的重點領域，對推進健康中國的順利建設有重要的保障作用。盡管我國醫藥制造業發展起步較晚，但隨著市場環境的不斷完善、各項扶助政策的助力以及人口老齡化和城鎮化等背景，我國醫藥制造業發展迅猛。據統計，2016年規模以上醫藥工業增加值同比增長10.60%，增速與2015年同期相比提高了將近1%，是全國工業整體增速4.60%的兩倍多，位居中國工業全行業的領先地位。2016年，全國醫藥工業規模以上企業主營業務收入接近3萬億元，同比增長9.92%，增速較上年同期提高將近1%，增速高于全國工業整體增速5.02%。利潤方面，2016年，醫藥工業規模以上企業實現利潤總額3 216.43億元，同比增長15.57%，增速相比去年同期提高近4%，是全國工業整體增速7.07%的兩倍多[2]。

《醫藥工業發展規劃指南》由中國工信部在2016年發布，指南指出了我國醫藥工業“十三五”期間的總體目標：截止到2020年，醫藥工業規模效益穩定增長，創新能力顯著增強，產品質量全面提高，供應保障體系更加完善，國際化步伐顯著加快，醫藥工業的整體素質大幅提高。其中，行業規模的增長目標要求企業主營業務收入繼續保持高速增長，年均增速高于10%，醫藥工業占工業經濟的比重顯著增加；技術創新上，研發投入持續增加，全行業規模以上企業研發投入強度達2%以上；競爭程度上，行業重組整合加快，產業集中度不斷提高，規模以上企業的前100位整體主營業務收入所占比重提高10%，大型企業對行業未來發展的引領作用進一步加強[3]。

目前來看，我國的醫藥制造業研發效率水平仍處于較低水平，自主創新能力薄弱的局面仍未打破，由“仿制藥大國”向“創新藥大國”轉變進程緩慢。規模以上企業研發投入強度遠低于世界知名跨國醫藥企業的10%，研發資金投入嚴重不足，行業集中度較低，小微企業較多及大型企業對行業發展引領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 不相關說2007年，吳延兵[4]基于2002年中國工業企業普查數據，對538個四位數制造業的數據對市場結構與研發支出建立單方程回歸模型進行實證研究，發現市場集中度與研發強度之間不存在顯著相關性。同年，陳仲常和余翔[5]運用《中國科技統計年鑒》中1997—2003年我國大中型工業企業產業層面的面板數據對行業競爭與研發投入關系進行研究，發現行業中的競爭水平在總體上對企業的研發投入沒有明顯影響。

1.2 負相關說2014年，張航[6]以《中國科技統計年鑒》與《中國統計年鑒》2006—2013年制造業28個行業的分類數據，分別以技術進步和勒納指數衡量研發投入和市場競爭程度，建立固定效應回歸模型，得出在成長型行業競爭程度與研發投入呈負相關關系。2015年，齊東飛[7]以2010—2012年創業板上市公司774個觀測值為研究樣本，以赫芬達爾指數(HHI)和研發支出為衡量指標，進行回歸分析實證考察市場競爭度對不同行業企業研發創新投入的影響，研究發現:在制造業中兩者呈顯著負相關。2012年，董秀軍[8]采用《中國高技術產業統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》2002—2009年我國醫藥制造行業的規模以上工業企業層面和高技術產業層面的面板數據，采用企業數量表示市場集中度，運用多元線性回歸等分析方法進行研究，得出行業競爭程度對醫藥制造企業研發的影響存在負相關性。

1.3 正相關說2010年，謝子遠和梁丹陽[9]以2009年《中國火炬統計年鑒》中54個高新區的數據為基礎，分別以企業數和研發投入強度為衡量指標，采用加權最小二乘法，研究高新區企業競爭程度與研發投入的關系，得出市場競爭程度與高新區研發投入強度正相關。2012年，柯東昌[10]以我國中小板與創業板上市公司2007—2010年數據為樣本，以赫芬達爾指數(HHI)衡量市場競爭程度，研發投入/營業收入衡量研發強度，通過對1 260個觀測值的全樣本實證分析，得到結論:競爭性越強，壟斷性越高，則研發強度越大，即兩者呈現正相關的關系。2016年，別春曉等[11]以2005—2013年《中國高技術產業統計年鑒》和《工業企業科技活動年鑒》相關數據為基礎，采用因子分析回歸法研究醫藥行業中企業競爭程度等與中國醫藥子行業研發投入的相關性，得出醫藥行業中企業競爭程度與三個行業研發投入存在正相關性。

1.4 雙向影響說1984年，Scott[12]通過對1974年全美的437個工業企業共計3 388個經營單位的數據進行相關性研究發現，使用四場商集中度作為市場競爭程度衡量指標，市場結構與企業研發活動倒“U”型函數關系成立。2010年，孫曉華與田曉芳[13]基于2006年國家統計局發布的中國工業37個細分行業的統計數據，構建聯立方程模型，實證檢驗了(產業角度)市場力量和技術創新之間的內生性問題，發現市場力量與技術創新存在雙向因果關系。

綜上所述，國內外學者在市場競爭程度與研發資金投入關系方面的研究，依其研究對象不同，研究的時間結點不同，分別得出了不相關、負相關、正相關、雙向影響四種結論。結論差距較大，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系及因果關系進行深入研究。2018年1月,筆者采用《中國高技術產業統計年鑒》中1995—2015年我國醫藥制造業的相關時間序列數據，運用協整檢驗，格蘭杰因果檢驗及誤差修正模型，對我國醫藥制造業市場競爭程度與研發資金投入之間長、短期關系及格蘭杰因果關系進行系統研究，為未來研發資金投入和醫藥制造業創新能力提升提供參考。

2 研究設計

2.1 指標選取與數據來源本文分別選取企業數(X)和研發經費內部支出(Y)來衡量我國醫藥制造業的市場競爭程度與研發資金投入。考慮到除市場競爭程度外，其他因素也會對研發資金投入產生影響，所以本文根據數據的可獲得性以及借鑒相關文獻，引入企業規模作為控制變量，以主營業務收入(Z)衡量，從而盡量確保結果的真實性。本文選取1995—2015年間，中國醫藥制造業的相關數據，數據均選取自《中國高技術產業統計年鑒》。由于時間序列變量可能存在異方差，因此將變量對數化處理以增強結果的可靠性。對數化后的變量記為LNX，LNY和LNZ。相關原始數據見表1。

2.2 研究方法本文運用Eviews 7.2統計分析軟件進行實證研究，主要步驟為：首先對相關變量進行平穩性檢驗(augmented dickey-fuller，ADF)；其次在數據平穩的基礎上進行協整檢驗，以確定變量之間是否存在長期協整關系，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均衡；最后選取最優滯后階數并進行格蘭杰(Granger)因果檢驗，確認兩者間究竟存在哪種因果關系。

表1 1995—2015年中國醫藥制造業企業數、研發經費內部支出與主營業務收入相關數據

注：X為企業數，Y為研發經費內部支出，Z為主營業務收入，LNX、LNY、LNZ為各種指標對數化后的變量

3 實證分析

3.1 ADF檢驗經濟時間序列大都是非平穩的，采用時間序列數據建立計量經濟學模型，首先必須對用統計數據構造的時間序列進行平穩性檢驗，有效減少偽回歸。同時平穩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軟件對對數化的變量LNX，LNY和LNZ分別進行ADF檢驗，檢驗結果見表2。由表2可知，原時間序列經過一階差分后，D(LNX),D(LNY)和D(LNZ)在 10%的顯著水平下拒絕原假設，即I(1)序列為平穩序列，3個變量序列為一階單整序列，具備協整檢驗條件。

表2 變量的ADF檢驗結果

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；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平穩性檢驗

3.2 協整檢驗協整檢驗的目的是為了衡量單獨的變量之間長期的平穩線性和均衡關系，當兩個變量經過平穩性檢驗，結果為同階單整后，可以合理推測這兩個變量在長期內是平穩的時間序列線性組合并可能存在協整關系，會對該序列繼續進行協整分析[14]。EG 兩步法和 Johansen檢驗是協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系[15]。本文采用Johansen檢驗為協整檢驗方法，對變量間長期均衡關系進行協整檢驗，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)檢驗結果表明變量間存在協整關系。

表3 Johansen協整檢驗結果

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，回歸結果見表4，表5。

表4 以LNY為被解釋變量的回歸結果

表5 以LNY為被解釋變量的回歸結果

根據結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)

回歸結果中，調整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。由于兩者的因果關系并未明確，所以做出以下兩種假設：假設1：企業數每增加 1%，研發經費內部支出就降低 0.494%；假設 2：研發經費內部支出每增加 1%，企業數就減少 0.883%。

3.3 建立誤差修正模型根據格蘭杰表述定理，一組具有協整關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均衡。故利用上述檢驗結果，可建立我國醫藥制造業企業數(LNX)與研發經費內部支出(LNY)之間的誤差修正模型，模型結果見表6。

表6 誤差修正模型結果

模型記為方程(3)：

ΔLNX=-0.441ΔLNY+1.325ΔLNZ-

0.441ECM(-1)-0.103

(3)

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

4 結果與建議

4.1 結果本文采用 《中國高技術產業統計年鑒》中1995—2015年我國醫藥制造業的相關時間序列數據，通過協整檢驗，格蘭杰因果檢驗及誤差修正

表7 格蘭杰因果檢驗結果

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

4.2 建議(1)相關政府部門應加強對我國醫藥制造企業的有效監管，促使規模以上醫藥企業實力不斷增強，發揮規模以上醫藥企業對行業的引領作用。在保護市場競爭的同時，鼓勵市場適度競爭，加快行業重組整合，進一步促進我國醫藥制造業的研發資金投入，提高創新能力。(2)我國各醫藥企業應進一步加大研發資金投入力度，在提高醫藥企業創新能力的同時促進行業的良性競爭，根據企業競爭力的不同進行優勝劣汰，從而促進我國醫藥制造業的持續健康發展。

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