基于逐步回歸模型的安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響因素分析

方 勇，劉治成，蔣 磊△

（1.安徽省第二人民醫(yī)院，安徽 合肥 230041； 2.安徽醫(yī)科大學(xué)，安徽 合肥 230032）

安徽省地處長(zhǎng)江、淮河中下游，長(zhǎng)江三角洲腹地，地跨長(zhǎng)江、淮河、新安江三大流域，是長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的重要組成部分[1]。2014年9月，國(guó)務(wù)院《關(guān)于依托黃金水道推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的指導(dǎo)意見》提出，皖江示范區(qū)和皖南國(guó)際旅游文化示范區(qū)為長(zhǎng)三角區(qū)域戰(zhàn)略重要組成部分。這給安徽省的發(fā)展帶來(lái)了新的機(jī)遇與挑戰(zhàn)。“十三五”以來(lái)，安徽省不斷出臺(tái)相關(guān)政策，著力打造國(guó)內(nèi)領(lǐng)先的現(xiàn)代醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)體系，到2020年底，省內(nèi)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)主要營(yíng)收達(dá)2 000億元，年均增長(zhǎng)超過15%，形成億元級(jí)別醫(yī)藥品種10個(gè)以上，培育行業(yè)知名品牌10個(gè)以上，基本建成優(yōu)勢(shì)突出、結(jié)構(gòu)合理、產(chǎn)業(yè)鏈完整的現(xiàn)代醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)體系。新的機(jī)遇也帶來(lái)了新的挑戰(zhàn)。自2018年以來(lái)，在藥物一致性評(píng)價(jià)全面推進(jìn)，注冊(cè)分類改革方案初步實(shí)施，藥物臨床試驗(yàn)數(shù)據(jù)核查流程化等因素影響下[2]，大部分醫(yī)藥企業(yè)受到?jīng)_擊，生產(chǎn)動(dòng)能略有下降。控費(fèi)醫(yī)保、帶量采購(gòu)、一致性評(píng)價(jià)等新政策的實(shí)施也增加了藥品價(jià)格下行壓力，醫(yī)藥行業(yè)迎來(lái)了機(jī)遇與挑戰(zhàn)。本研究中通過建立逐步回歸模型，探討安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的主要影響因素，并對(duì)安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析，為提升醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和加速產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供參考。

1 安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)貿(mào)易現(xiàn)狀

安徽省是醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)傳統(tǒng)大省，具有深厚的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)和科研創(chuàng)新能力，一直在國(guó)內(nèi)醫(yī)藥市場(chǎng)占據(jù)重要份額（見表1）。截至2018年底，安徽省醫(yī)藥企業(yè)共有79 051家，上市（含“新三板”）公司共30家，上市公司營(yíng)業(yè)收入超百億元，其中4家醫(yī)藥企業(yè)為2017年度“中華民族醫(yī)藥百?gòu)?qiáng)品牌企業(yè)”；累計(jì)獲批國(guó)產(chǎn)藥品5359件；獲批國(guó)產(chǎn)醫(yī)療器械1 871件，其中二、三類1 088件，創(chuàng)新醫(yī)療器械審批和醫(yī)療器械優(yōu)先審批合計(jì)1件。目前，安徽省擁有以亳州現(xiàn)代中藥、阜陽(yáng)太和現(xiàn)代醫(yī)藥、合肥生物醫(yī)藥等為代表的大型產(chǎn)業(yè)建設(shè)基地，醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展勢(shì)頭強(qiáng)勁。

表1 安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)銷售額統(tǒng)計(jì)Tab.1 Sales of the pharmaceutical industry in Anhui Province

然而，與沿海省份相比，安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還存在生產(chǎn)企業(yè)規(guī)模小、研發(fā)品種較單一、產(chǎn)品科技附加值較低、政府扶持力度弱、企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力不足等諸多問題。

2 概念界定和文獻(xiàn)回顧

2.1 概念界定

逐步回歸模型屬線性回歸模型自變量選擇方法，其基本思想是將變量逐一引入，引入變量的條件是其偏回歸平方和經(jīng)檢驗(yàn)有顯著意義[3]。同時(shí)，每引入一個(gè)新變量后，對(duì)已入選回歸模型的老變量逐個(gè)檢驗(yàn)，將經(jīng)檢驗(yàn)顯示為不顯著的變量刪除，以保證所得自變量子集中每個(gè)變量均為顯著。此過程經(jīng)若干步驟直至不能再引入新變量為止，這時(shí)回歸模型中所有變量對(duì)因變量均顯著[4]。

產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力又稱產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，由哈佛大學(xué)商學(xué)院教授邁克爾·波特提出[5]。其是指某個(gè)國(guó)家或地區(qū)的特定產(chǎn)業(yè)相對(duì)于其他國(guó)家或地區(qū)同種產(chǎn)業(yè)在生產(chǎn)成本、生產(chǎn)效率、產(chǎn)品供給和產(chǎn)品獲利等方面體現(xiàn)的競(jìng)爭(zhēng)力。

2.2 文獻(xiàn)回顧

有關(guān)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的研究，現(xiàn)主要集中在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和實(shí)證分析。張伶俐[6]在產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力理論基礎(chǔ)上分析了我國(guó)生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的情況和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力現(xiàn)狀，繼而探討了影響我國(guó)生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的因素，提出了提升我國(guó)生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的對(duì)策建議。王晶等[7]根據(jù)蔗糖產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的內(nèi)涵和基本特征，從基礎(chǔ)競(jìng)爭(zhēng)力、核心競(jìng)爭(zhēng)力及外部環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)力3個(gè)方面構(gòu)建了包含29個(gè)指標(biāo)的蔗糖產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并確定了各項(xiàng)指標(biāo)的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)；基于YAAHP軟件的層次分析法確定指標(biāo)權(quán)重。劉偉等[8]認(rèn)為，影響長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力的主要因素有高新技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、對(duì)外開放度、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)集聚度、利稅額、研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量、高新技術(shù)企業(yè)專利數(shù)；由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境因素不同而導(dǎo)致各省市影響因素不同，其中，安徽省為出口交貨值、人均GDP、對(duì)外開放度等。

本研究中采用2010年至2018年安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要數(shù)據(jù)，建立逐步回歸模型，對(duì)安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行分析和評(píng)價(jià)，并對(duì)實(shí)證分析結(jié)果進(jìn)行探究。

3 模型構(gòu)建

3.1 指標(biāo)選取

產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力評(píng)價(jià)指標(biāo)需遵循可行性原則，既要考慮產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)體系的數(shù)據(jù)必須可獲得，同時(shí)選取的指標(biāo)數(shù)量也要適中。

產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力衡量指標(biāo)：以貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的量化指標(biāo)[9]。作為常用產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力量化指標(biāo)，貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)表示某一產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的差額占進(jìn)出口貿(mào)易總額的比重，即TC=（Xi－Mi）/（Xi+Mi）。式中，X表示出口額，M表示進(jìn)口額，i表示某一產(chǎn)業(yè)。該指標(biāo)的值始終處于－1～1范圍內(nèi)。TC值越接近0，表示該產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力越接近平均水平，越接近1表示競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)，越接近－1表示競(jìng)爭(zhēng)力越差。2010年至2018年安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額及貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)見表2。

表2 2010年至2018年安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額及貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)Tab.2 Import-export volume and trade competitiveness index of the pharmaceutical industry in Anhui Province from 2010 to 2018

影響因素衡量指標(biāo)：參考趙彥云[10]的研究成果，以醫(yī)藥產(chǎn)品銷售總額（XSZE）、醫(yī)藥制造業(yè)資產(chǎn)（YYZC）、醫(yī)藥制造業(yè)銷售額（YYXS）、從業(yè)人數(shù)（CYRS）、醫(yī)藥企業(yè)數(shù)量（QYSL）、醫(yī)藥工業(yè)出口交貨值（CKJH）等作為影響因素，分析對(duì)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)（JZZS）的影響。安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)見表3，出口交貨值見表4。

表3 2010年至2018年安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)Tab.3 Relevant data of the pharmaceutical industry in Anhui Province from 2010 to 2018

表4 2015年至2018年安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)出口交貨值Tab.4 Export delivery value of the pharmaceutical industry in Anhui Province from 2015 to 2018

由以上數(shù)據(jù)可獲得安徽省貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)，作為被解釋變量，以上述6個(gè)影響因素作為解釋變量，建立回歸分析模型。

3.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究中數(shù)據(jù)來(lái)源于安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局安徽省衛(wèi)生健康委員會(huì)、安徽省統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站，以及中國(guó)醫(yī)藥統(tǒng)計(jì)網(wǎng)。

3.3 模型的一般形式

采用向后逐步回歸分析法，變量選擇分2個(gè)步驟：1）將所有變量引入回歸模型，在預(yù)先給定的條件下對(duì)各變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)；2）將任意經(jīng)過檢驗(yàn)不顯著的變量由多到少隨機(jī)逐個(gè)剔除，每次減少1個(gè)，直至無(wú)可減少的變量[11]。具體步驟如下。

步驟1：對(duì)P個(gè)回歸自變量X1，X2，…，Xp分別同因變量Y建立一元回歸模型。

計(jì)算變量Xi，相應(yīng)回歸系數(shù)的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值記為F1（1），…，F(xiàn)p（1），取其中的最小值F1（1），即：

對(duì)給定的顯著性水平α，記相應(yīng)的臨界值為F1（1），F(xiàn)i1（1）≤F（1），則將Xi1移除回歸模型，記I1為選入變量指標(biāo)集合。

步驟2：建立因變量Y與自變量子集｛Xi1，X1｝，…，｛Xi1，Xi－1｝，｛Xi1，Xi+1｝，…，｛Xi1，Xp｝的二元回歸模型，共有P－1個(gè)，計(jì)算變量的回歸系數(shù)F檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值，記為Fk（2）（k不屬于I1）。選其中最小者，記為Fi2（2），對(duì)應(yīng)自變量腳標(biāo)記為i2，即：

對(duì)給定的顯著性水平α，記相應(yīng)的臨界值為F（2），F(xiàn)i2（1）≤F（2），則將Xi2移除回歸模型，否則，終止變量引入過程。

步驟3：考慮因變量對(duì)變量子集｛Xi1，Xi2，…，Xk｝的回歸，重復(fù)步驟2。

按上述方法重復(fù)進(jìn)行，每次從引入回歸模型的自變量中選取1個(gè)，直至無(wú)變量選取。

3.4 數(shù)據(jù)預(yù)處理

為了檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性及去除可能存在的共線性問題，在建立模型前需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，對(duì)不滿足平穩(wěn)性的數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理[12]。檢驗(yàn)結(jié)果見表5。可知，原始數(shù)據(jù)經(jīng)過取對(duì)數(shù)，部分?jǐn)?shù)據(jù)已是平穩(wěn)數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)再經(jīng)過差分處理后，相關(guān)性顯著（P＜0.05）。說明上述數(shù)據(jù)均是二階差分后的包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的平穩(wěn)數(shù)據(jù)，滿足構(gòu)建統(tǒng)計(jì)模型的要求。

表5 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的ADF檢驗(yàn)Tab.5 ADF test of data stationarity

3.5 模型建立

上述數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，即可建立逐步回歸模型，模型參數(shù)見表6。

表6 逐步回歸模型相關(guān)性參數(shù)檢驗(yàn)Tab.6 Correlation parameter test of stepwise regression model

3.6 模型精確度

所建逐步回歸模型R2為0.809 0，調(diào)整后的R2為0.7817，回歸標(biāo)準(zhǔn)差為0.04359，殘差平方和為0.05322，對(duì)數(shù)似然為59.266 1，F(xiàn)值為29.651 4，P值為0。精確度符合模型要求。

由上述參數(shù)獲得模型的表達(dá)式為：JZZS=C（1）×QYSL+C（2）×YYXS+C（3）×CYRS+C（4）×XSZE+C（5）=1.083 721 821 43×QYSL+0.750 128 767 386×YYXS－6.320 523 538 96×CYRS+3.368 200 056 65×XSZE－45.551 655 124。

3.7 結(jié)果分析

由上述模型可知，醫(yī)藥企業(yè)數(shù)量、醫(yī)藥制造業(yè)銷售額、從業(yè)人數(shù)、醫(yī)藥產(chǎn)品銷售額與貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)顯著相關(guān)，其中企業(yè)數(shù)量、醫(yī)藥制造業(yè)銷售額、醫(yī)藥產(chǎn)品銷售額與貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)呈正相關(guān)，從業(yè)人數(shù)與貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)呈負(fù)相關(guān)。

4 討論

4.1 不足之處

以貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)為指標(biāo)，能直觀反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)藥產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品特性。貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)由進(jìn)出口數(shù)據(jù)計(jì)算得來(lái)，而進(jìn)出口指標(biāo)可直接反映出當(dāng)前階段醫(yī)藥產(chǎn)品的需求情況，也更便于與其他省份對(duì)比[13]。但該指數(shù)忽視了通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)膨脹等宏觀因素方面波動(dòng)的影響[14]，而僅從進(jìn)出口差額的角度來(lái)反映產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，可能低估進(jìn)出口額均較大的省份或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，或高估一些進(jìn)出口額均較小省份的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

由于安徽省的醫(yī)藥出口交貨值在國(guó)內(nèi)排名較穩(wěn)定，且數(shù)據(jù)變化不大，因此該數(shù)據(jù)在模型中并未體現(xiàn)出應(yīng)有的相關(guān)性和影響作用，這也體現(xiàn)了科學(xué)合理地選取指標(biāo)對(duì)構(gòu)建統(tǒng)計(jì)學(xué)模型的重要性。

4.2 對(duì)策建議

相比于江蘇等省的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)規(guī)模，亟需提高安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，產(chǎn)業(yè)規(guī)模是一個(gè)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的基礎(chǔ)，沒有足夠的產(chǎn)業(yè)規(guī)模支撐，很難提高醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，其中起主導(dǎo)作用的是政府監(jiān)管部門，應(yīng)出臺(tái)相應(yīng)政策提高企業(yè)準(zhǔn)入門檻，嚴(yán)格評(píng)估企業(yè)實(shí)力，加強(qiáng)宏觀調(diào)控、政策引導(dǎo)，積極推進(jìn)企業(yè)間合作與兼并重組，集中優(yōu)勢(shì)力量發(fā)展產(chǎn)業(yè)規(guī)模，實(shí)現(xiàn)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)集約化、規(guī)模化、現(xiàn)代化。

應(yīng)構(gòu)建醫(yī)、產(chǎn)、學(xué)、研一體化的醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展體系[15]。醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升需要政府合理的政策引導(dǎo)和嚴(yán)格的行業(yè)監(jiān)督，在政府的引導(dǎo)下，醫(yī)療機(jī)構(gòu)、醫(yī)藥企業(yè)、高校、科研機(jī)構(gòu)四方充分合作共建，形成研發(fā)、生產(chǎn)、銷售一體化生產(chǎn)鏈，為實(shí)現(xiàn)更完善、更健康的醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展提供有力保障。

應(yīng)努力提升醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)自身的產(chǎn)品質(zhì)量，產(chǎn)品質(zhì)量是醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的根本[16]。監(jiān)管部門必須加強(qiáng)監(jiān)管，提高產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)，防控風(fēng)險(xiǎn)，消除隱患；醫(yī)藥企業(yè)必須加強(qiáng)行業(yè)自身的道德體系、信用體系建設(shè)，守法經(jīng)營(yíng)，引進(jìn)先進(jìn)的質(zhì)控設(shè)備，確保產(chǎn)品質(zhì)量和安全。

4.3 小結(jié)

由所建立的逐步回歸模型結(jié)果可知，提高企業(yè)數(shù)量、醫(yī)藥制造業(yè)銷售額、醫(yī)藥產(chǎn)品銷售額，相應(yīng)減少?gòu)臉I(yè)人數(shù)，可提升安徽省醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。主要原因在于上述3個(gè)因素直接體現(xiàn)了醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，產(chǎn)量越高、銷量越大，產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大，占有市場(chǎng)份額越大，抵抗市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)，競(jìng)爭(zhēng)力自然越強(qiáng)；從業(yè)人數(shù)是從側(cè)面反映產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的指標(biāo)，并不是從業(yè)人員數(shù)量越多，其競(jìng)爭(zhēng)力就越強(qiáng)。首先，醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)作為高技術(shù)附加值產(chǎn)業(yè)，醫(yī)藥產(chǎn)品具有技術(shù)密集型、高投入、高附加值及需求彈性小等特點(diǎn)；其次，從業(yè)人數(shù)可能受到企業(yè)轉(zhuǎn)型、產(chǎn)業(yè)升級(jí)等因素的影響，因而呈現(xiàn)出與貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力呈負(fù)相關(guān)這一現(xiàn)象。