政府補助、研發投入對企業績效的影響
——基于醫藥制造業上市公司的實證研究

宋佳麗

一、引 言

醫藥行業的良性發展與人民群眾的健康福祉密切相關。不斷發生的疫苗事件等，不斷激發政府、學者及民眾對醫藥行業的持續關注。技術創新是藥品質量提升、醫藥企業發展的不竭動力，而研發投入則最為直觀地反映其創新活躍程度。研發出的高品質新藥提升了醫藥企業的盈利能力和競爭優勢，為股東帶來長久持續的利潤回報。

“高投入、高產出”是多數行業研發活動的特點，但醫藥行業由于新藥品審批等環節的復雜性和不確定性，其研發風險明顯高于其他行業。同時，藥品研發需要大量持續的資本投入，導致多數企業面臨資金短缺困境，階段性的“高投入，低產出”局面成為常態。因此，對于醫藥行業而言，單純依靠市場機制調節遠遠不夠，需要政府對企業研發給予補助或稅收優惠才能持續進行創新活動。不同類型制藥企業對政府補助的利用程度存在差異，地方政府要高效、合理地分配補助資金，最大程度助力企業創新。

二、文獻回顧與研究假設

（一）研發投入對企業績效的影響

課題組對醫藥市場調研發現，我國醫藥企業銷售份額主要集中在低端市場，缺少核心技術導致產品同質化競爭，企業難以面對復雜的市場環境變化；而低準入門檻，又常使自身面臨過多的競爭者。雖然擁有專利技術的原創藥、特效藥能為企業帶來持續的利潤增加，但研發作為一種高成本、高風險行為，會對企業研發投入初期盈利指標產生不利影響。郝婷與趙息（2016）認為研發投入對企業績效的提升存在滯后性，滯后期的長短受行業特點影響；而任海云與師萍（2009）卻指出雖然制造企業業績與研發相關性顯著，但研發對績效的提高并未表現出滯后性。杜勇等（2014）選取上市高新技術企業為研究對象，通過實證得出企業研發與獲利能力呈現同步增長結論。石麗靜（2017）得出研發強度與創新績效在創新型制造企業中呈現倒“U”型關系。本研究認為研發從資金投入、成果轉換到利潤增加，需要一定時間的沉淀，對短期績效有不利影響。制藥業轉換效率相比其他行業更為緩慢，利潤提升自然呈現明顯的滯后效應。基于上述分析，本文提出醫藥制造企業研發投入與企業績效的相關假設：

H1a：研發投入對企業績效當期產生負向影響；

H1b：研發投入對企業績效提升存在滯后效應。

（二）政府補助對研發投入、企業績效的影響

作為國家宏觀調控手段和產業政策的風向標，政府補助是在企業具備一定條件基礎上政府給予企業形式多樣的資金支持。政府補助可以放大研發投入中單純內部資金對創新績效的影響，促進技術迭代、行業升級。任海云與聶景春（2018）使用廣義傾向得分匹配法研究發現，政府補助對R&D 起替代作用，但補助到達一個臨界值后，會轉變為激勵作用；而童錦治等（2018）卻認為政府補助對R&D 的正向推進作用并不顯著。徐寶達與趙樹寬（2017）發現政府補貼一定程度上削弱了私人資本用于研發投入的增量，但與總研發投入量呈現同向增長。本研究認為政府補助不單獨對研發投入、企業績效有影響，還對兩者的關系產生影響。政府補助能夠有效緩解企業研發壓力，促進研發成果轉化，有利于最終獲取經濟效益。基于上述分析，提出假設H2a-H2c：

H2a：政府補助與研發投入呈現同步增長態勢；

H2b：政府補助提升企業的當期績效；

H2c：政府補助對研發投入與企業績效起正向調節作用。

（三）政府補助對不同類型企業的影響

政府補助會在不同規模、性質的企業間有所傾斜，體現了國家政策異質性。邢斐與王紅建（2018）認為，政府資助對低產業集中度的行業應偏向資助小規模企業。而大規模企業在融資渠道、資源積累、人才儲備、風險承擔等方面更具優勢，進行研發創新可能性高。孔東民與李天賞（2014）發現，在政府研發補貼作用下國有企業提升創新產出績效的表現力不如民營企業。基于已有文獻的理論和觀點，提出假設H3a-H3b：

H3a：大規模企業獲得政府補助更有助于研發激勵；

H3b：非國有企業獲得政府補助對績效提升更明顯。

本研究基于以上假設構建理論關系模型如圖1。

三、實證研究

（一）樣本數據來源與處理

根據證監會2012 年對行業的分類，選取滬深A股上市公司作為研究對象，此類企業信息披露較為完全，較好地代表了我國上市醫藥企業創新研發現狀。數據選取時間段為2012-2018 年，原始數據來自公開披露的公司年報。2012 年起，此類企業對研發投入的披露信息逐步規范，數據真實可靠。

根據統計需要，對原始數據進行篩選，剔除5 家ST*、ST 企業及研究時間區間內數據殘缺企業，最終確定樣本企業134 家。本研究數據處理軟件為EXCLE2007、數據分析軟件為EVIEWS9.0。

（二）計量模型設定

結合定性分析及對經濟意義的考量，運用LR檢驗和豪斯曼檢驗等統計檢驗，選擇個體固定效應模型進行回歸分析。參考相關文獻，對單一自變量進行檢驗后，加入控制變量進行多因素檢驗，以此來增強假設檢驗結果可信度。確定以下模型：

（三）指標選取和描述性統計

指標選取及其定義如表1 所示。

（1）被解釋變量。總資產收益率（ROA），分析企業盈利能力的常用指標。

（2）解釋變量。研發投入強度（RD），即研發投入總額和企業當期營業收入的比值。研發投入總額主要來自企業財務報告中的研發費用、開發支出等，營業收入為利潤表披露數值。政府補助力度（GOV），即政府補助金額占營業收入比重。政府補助選取與研發相關的項目，例如專利補貼、重點實驗室補助、技術攻關類補助、創新發展基金等。

（3）控制變量。選擇公司規模、資產負債率、公司上市年齡、凈資產收益率為控制變量，皆為影響回歸結果的潛在因素。LEV 表示企業債務水平，體現企業債務結構的合理性。SIZE 為公司規模，用總資產取自然對數表示；AGE 是已上市年長的自然對數，已上市年長為目標企業上市年份與各研究年度的差額；ROE 即凈資產收益率，可以反映企業自有資產的收益水平。

表1 指標選取及其定義

根據全部樣本數據對各變量進行描述性統計，結果如表2 所示。

表2 描述性統計表

通過觀察RD 最大值與最小值，發現RD 差距很大，表明醫藥上市公司對研發持有的態度差異較大；RD 最小值為0，推斷出企業在考慮研發的投產比和周期等問題時，選擇減少甚至不進行研發投入；RD 平均值為3.95%，而發達國家約為15%，低研發投入導致我國醫藥產業創新能力較弱。GOV 最大值為3.83%，而平均值僅1.3%，體現出政府對不同企業資助強弱的差異性；GOV 中位數為0.77%，可以推測多數藥企獲取政府補助力度較弱。可見，政府支持研發的資金有限，提高藥企研發強度更需企業內部資金支撐或融資支持。政府補助種類多樣，對于補助用于研發的份額大小，企業選擇比較靈活。上市公司經理面對業績壓力，難免在其他項目出現資金缺口時，將用于研發的政府補助挪作他用，以使股東利益最大化。因此，一般而言，GOV 變量的數值是偏大的。

（四）實證結果分析

1、全樣本回歸

將樣本數據按照所設定的回歸模型逐層回歸，結果如表3 所示。模型的F 統計值均已通過顯著性檢驗，模型正確可行。調整R2 值基本在可信范圍內，模型具有解釋力。

模型（1）用來檢驗政府補助與研發投入之間的關系，回歸結果為二者顯著正相關，假設H2a 得到了驗證。GOV 系數0.0571，表示補助金額在營業總收入中占比每提高1 個百分點，企業研發投入金額占收入比例會提高0.0571 個百分點，制藥企業獲得政府補助對研發投入的直接誘導作用并不強。SIZE變量符號為正，回歸系數非常顯著，表明規模大的制藥企業更加注重研發。模型2、模型3 均分別按單因素、多因素檢驗，模型（2a）、模型（2b）對研發投入與企業當期績效做回歸分析，二者均存在顯著的反向關系。模型（2b）中RD 系數為-0.1133，可知每提高研發投入占營業收入比1 個百分點，反而使得當年的總資產收益率降低0.1133 個百分點。根據SIZE系數可以判斷，隨著企業規模增大，總資產收益率會增大，但增值效果并不顯著。模型（3a）、模型（3b）檢驗政府補助與企業當年業績之間的關系，結果均顯示藥企接受的補助力度與當期總資產收益率值呈正相關關系，假設H2b 得到驗證。模型（4）是在模型2、模型3 整合基礎上，加入研發投入強度與政府補助力度的交互項RD*GOV，回歸結果中RD*GOV 系數為0.4845，且在5%水平下顯著，政府補助對藥企研發投入轉化起正向調節作用，全樣本下支持了假設H2c。

表3 全樣本的回歸結果

注："*、**、***"分別在10%、5%、1%的顯著性水平下表現為顯著。 下同。

2、滯后回歸

將研發投入對企業績效的影響進行滯后性檢驗，結果如表4 所示。RD 與當期績效的回歸系數為-0.1133，且在1%水平下顯著；滯后一期的RD 系數為-0.1116，但滯后兩期的RD 系數為0.0468，系數由負轉正。這表明創新研發力度的增強，在兩期后拉動了總資產收益率的增長，提升了企業績效。假設H1a、H1b 得到了驗證，回歸結果與現實意義相符。藥企將研發資金用于引進新技術、獲得新資源，提升了藥品質量。新產品標注明確的毒副作用，更加安全可靠，在同類產品中更易于獲得使用者的青睞。但一定的運行周期和不確定性，會使創新效益產生明顯的延遲性，在研發前期不利于彰顯會計利益，成為醫藥上市公司對創新研發的一大顧慮。

表4 RD 與ROA 當期、滯后一期及滯后二期回歸結果

3、規模分組

按照資產大小把樣本企業分為中小規模藥企（總資產＜25 億）和大規模藥企（總資產≥25 億）。如表5 所示，大規模藥企的研發投入強度為4.14%，高于中小規模藥企的3.69%。若轉化為絕對金額，大規模藥企的研發投入相當可觀。但在接受政府補助力度上，大規模企業不如中小規模企業，國家對行業發展需要統籌規劃，輔助中小型企業成長是國家戰略選擇。

中小規模藥企的GOV 回歸系數為0.4566，通過了顯著性檢驗，說明中小規模藥企接受政府補助對當期績效有正向激勵作用，能在一定程度上改善業績；但RD*GOV 調節項未通過檢驗，說明政府補助這一外部資金在小規模藥企研發轉化過程中未產生調節作用。大規模企業的RD*GOV 調節項系數為1.2047，通過了顯著性檢驗，表明政府補助可以促進大規模藥企研發轉化為績效，起到正向調節的中介作用，自由資金充足的大規模企業補助利用效果會更好一些，回歸結果支持了假設H3a。

表5 規模分組的描述性統計及回歸結果

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4、性質分組

按照公司產權性質把樣本企業分為國有企業和非國有企業，并進行分組回歸，如表6 所示。國有企業接受的政府補助占其營業收入比例為1.1%，非國有企業則接近1.4%，兩者吸收政府補助差異并不明顯，但非國有企業的研發投入強度均值卻是國有企業均值的近2 倍。非國有企業中多為民營企業，并沒有因其更為強勁的研發能力而獲得相匹配的補助支撐，映射出政府補助對國有醫藥企業的傾向性。

非國有企業GOV 系數為0.2719，政府補助的增加會直接提升當期績效，正相關性非常顯著；國有企業則沒體現出二者之間的相關性。假設H3b 通過檢驗。民營企業更渴望短期績效表現良好，其政府補助刺激了當期績效提升。政府補助對研發轉化的調節作用未體現在國有企業的回歸結果中，RD*GOV 未通過檢驗，說明國有企業并未實現政府補助激勵研發的根本目的。非國有企業RD*GOV 系數則通過顯著性檢驗，其政府補助一定程度上促進了研發成果轉化。

表6 性質分組的描述性統計和回歸結果

四、結論和建議

（一）主要結論

（1）我國醫藥研發強度水平低，企業間資金投入差異大。大規模企業普遍對研發重視程度較高。面對市場激烈競爭，普通藥企應盡快向創新型藥企轉型。

（2）研發投入對企業當期績效、滯后一期績效均產生負向影響，但對滯后兩期績效卻產生正向影響，滯后效果明顯。政府對補助發放對象審查需考慮滯后現象，使資格評價更為客觀。

（3）分組回歸顯示，政府補助對不同藥企的影響有差異。大規模企業吸收的政府補助，對研發績效轉化的積極調節效果較為明顯。對中小規模、非國有制藥企業而言，政府補助對當期績效的促進作用更明顯。政府補助未必能真正實現激勵研發成果轉化的作用。過分注重短期業績評價可能造成企業短視，反而不利于刺激研發投入及創新成果產生。政府應合理選擇企業資助，避免資源錯配和浪費。

（二）政策建議

1、企業聚焦優勢業務，選準創新發展方向

中國藥企缺少特色，大量產品重復申報，同質化競爭嚴重，申報成功的藥品仍可能無法從市場中獲取足夠利潤。把握醫藥行業未來發展的方向和特點，才能最大程度地通過研發提升績效。對企業而言，匹配市場需求，聚焦自身優勢領域，保證研發投入的力度和連續性，通過技術創新形成具有獨特優勢的拳頭產品，才能獲得長期投資回報。

2、政府加強資格審查，合理選擇補貼對象

相對于有限的補助資金，申請補助的企業卻較多。政府對不同類型補貼對象的審查需采用不同標準。第一，具有核心業務優勢的企業。此類企業基礎良好，地方政府應考慮研發滯后的特點，降低短期業績的比重，延長績效反饋時間，偏向事后補助模式。第二，具有發展潛力的企業。地方政府應在資格審查時加大對團隊等級（孔雀團隊）、技術先進性等資質的考察，合理判斷此類企業的研發意愿及研發潛力，偏向采取事前補助模式，同時注重項目驗收效果。此外，應對政府補助加強審計監督并進行事后跟蹤，以減少政治尋租現象；避免部分企業通過虛增項目預算而獲得補貼，卻無法完成后續工作情況。

3、完善知識產權制度，減輕企業創新壓力

加快醫藥企業創新，專利制度不可缺位。其一，建立符合國情的專利鏈接制度。藥品專利鏈接是指仿制藥上市批準與創新藥品專利期滿相“鏈接”，即仿制藥注冊申請需避免可能的專利侵權，賦予符合質量標準的首仿藥一定的市場獨占期和定價優惠。該制度在強化對原創藥的知識產權保護的同時，簡化了仿制藥的審批程序，對高質量快速仿制的醫藥企業有很強的激勵作用。其二，盡快推動惠益共享制度出臺。我國現行知識產權保護制度對中藥理論、傳統古方等中藥知識尚未切實保護，許多理論與知識處于公知狀態。而一些國外企業卻利用我國傳統醫藥知識進行中藥創新，并獲得大量專利權。推出惠益共存制度，將分享外國企業利用我國遺傳資源和傳統知識而獲得的利潤，有利于保護我國中藥知識，減輕國內中藥制造企業的創新壓力。