智越 邱家學(xué)（中國(guó)藥科大學(xué)國(guó)際醫(yī)藥商學(xué)院 南京 211198）

基于空間計(jì)量模型的醫(yī)藥制造業(yè)區(qū)域創(chuàng)新能力研究

智越 邱家學(xué)
（中國(guó)藥科大學(xué)國(guó)際醫(yī)藥商學(xué)院 南京 211198）

目的：探索醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新能力在空間分布中的規(guī)律及價(jià)值。方法：基于空間計(jì)量分析原理，選取2010年的研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量和研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出作為解釋變量，2010-2013年的新產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量，運(yùn)用普通計(jì)量回歸模型（OLS）、空間計(jì)量回歸模型（空間滯后模型和空間誤差模型），應(yīng)用GeoDa和R軟件，對(duì)中國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)投入與產(chǎn)出關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)果：醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出滯后1年，醫(yī)藥制造業(yè)各區(qū)域創(chuàng)新能力的全局Moran’s I系數(shù)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；區(qū)域顯示上海、江蘇存在較高的創(chuàng)新能力和集聚效應(yīng)，安徽、福建、黑龍江等空間相關(guān)性不強(qiáng)。結(jié)論：針對(duì)不同的區(qū)域選擇性地加強(qiáng)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入，充分發(fā)揮高創(chuàng)新能力省區(qū)的知識(shí)溢出效應(yīng)，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新能力不足的省區(qū)發(fā)展，從而提高我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新能力。

空間計(jì)量模型 R語言 醫(yī)藥制造業(yè) 創(chuàng)新能力

醫(yī)藥制造業(yè)是研究密集型和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局將化學(xué)藥品制造業(yè)、中成藥制造業(yè)和生物生化藥品制造業(yè)統(tǒng)歸為醫(yī)藥制造業(yè)，而技術(shù)創(chuàng)新能力是醫(yī)藥企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的主要組成部分[1]。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局等編撰的近幾年《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)的研發(fā)投入不斷加大，增長(zhǎng)基本保持穩(wěn)定，研發(fā)強(qiáng)度也表現(xiàn)出上揚(yáng)態(tài)勢(shì)。醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)能力與其技術(shù)創(chuàng)新息息相關(guān)[2]。如果將我國(guó)劃分為華北、東北、華東、中南、西南和西北這6大區(qū)域，則以華北地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)銷售規(guī)模和收入表現(xiàn)最好，這與華北地區(qū)的醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新能力密不可分[3]。根據(jù)Scott的新產(chǎn)業(yè)空間的理論框架，技術(shù)創(chuàng)新往往具有地理空間特性。根據(jù)Anselin所提出的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，某一地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟(jì)特征與鄰近地區(qū)同一經(jīng)濟(jì)特征是相關(guān)的，表明在認(rèn)識(shí)技術(shù)創(chuàng)新空間格局區(qū)域變化特征的過程中，有必要將區(qū)域之間存在空間效應(yīng)作為分析的假設(shè)前提，本地區(qū)與相鄰地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新情況可能相互受到影響。

1 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法模型

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析的基本思路為：采用空間統(tǒng)計(jì)分析Moran指數(shù)法檢驗(yàn)被解釋變量是否存在空間自相關(guān)性，若存在則建立空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，進(jìn)行空間計(jì)量估計(jì)和檢驗(yàn)。

1.1 空間自相關(guān)分析

檢驗(yàn)空間相關(guān)性存在與否，常用Moran提出的Moran’s I指數(shù)[4]。Moran’s I定義為：

根據(jù)空間數(shù)據(jù)的分布可以計(jì)算正態(tài)分布Moran’s I的期望值：

最后通過下式可以檢驗(yàn)n個(gè)區(qū)域是否存在空間自相關(guān)關(guān)系：

空間滯后模型（spatial lag model，SLM）和空間誤差模型（spatial error model，SEM）是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的基本類型?？臻g相關(guān)性表現(xiàn)出的空間效應(yīng)可以用不同的模型來刻畫：當(dāng)被解釋變量之間的空間依賴性對(duì)模型顯得非常關(guān)鍵而導(dǎo)致了空間相關(guān)時(shí)，即為SLM；當(dāng)模型的誤差項(xiàng)在空間上相關(guān)時(shí)，即為SEM 。

1）SLM主要是探討各變量在某地區(qū)是否有擴(kuò)散現(xiàn)象（溢出效應(yīng)）。其模型表達(dá)式為：

式中，y為因變量；X為n×k的外生解釋變量矩陣；ρ為空間回歸關(guān)系數(shù)；W為n×n階的空間權(quán)值矩陣；Wy為空間滯后因變量，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量[5]。

2）SEM的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

式中，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量；λ為n×1的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)；為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。

2 樣本數(shù)據(jù)與指標(biāo)選取

根據(jù)Griliche’s-Jaffe提出的知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，本研究基于Anselin 等[6]認(rèn)為的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出將導(dǎo)致直接的發(fā)明結(jié)果的一般研究基本假定，以醫(yī)藥制造業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入（NPR）為因變量，研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量（FTP）和研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（RDF）[7]為自變量。選用新產(chǎn)品銷售收入而非技術(shù)發(fā)明專利或授權(quán)量作為因變量，是基于它以現(xiàn)實(shí)的產(chǎn)品或服務(wù)來反映包括工藝流程創(chuàng)新、產(chǎn)品質(zhì)量改進(jìn)等其他漸進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值；研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量指的是包括科學(xué)家和工程師、全時(shí)人員以及從事基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗(yàn)發(fā)展的人員，這些人員直接參與研究與試驗(yàn)發(fā)展活動(dòng)，是科技產(chǎn)出不可或缺的最重要的投入要素之一；研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出是直接考察研發(fā)資金投入的指標(biāo)。

天理圖書館收藏17號(hào)敦煌寫卷，主要來自李盛鐸、許承堯、張大千等舊藏，其中張大千舊藏構(gòu)成了天理圖書館藏品的主體。這批文獻(xiàn)的主要內(nèi)容是漢文佛典，還有藏文、回鶻文等佛教、道教經(jīng)典，以及論語、詩經(jīng)、開蒙要訓(xùn)、社司轉(zhuǎn)帖、本草等殘卷等。除寫本外，該館還藏有大谷探險(xiǎn)隊(duì)帶回的敦煌紙本繪畫“玄奘三藏像”，但入藏途徑尚未明。

本研究的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源于2012年的《中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本包括除了香港、澳門特別行政區(qū)和臺(tái)灣省的共計(jì)28個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（剔除數(shù)據(jù)不完整的西藏、新疆和云南）。

3 實(shí)證分析結(jié)果

3.1 模型建立和估計(jì)

本研究以新產(chǎn)品銷售收入為被解釋變量，以研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量和研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出為解釋變量，采用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立了雙對(duì)數(shù)線性的生產(chǎn)函數(shù)模型：

3.2 控制變量對(duì)創(chuàng)新能力的滯后性影響

為了驗(yàn)證創(chuàng)新投入產(chǎn)出的滯后性假設(shè)，首先進(jìn)行最小二乘法（ordinary least squares，OLS）估計(jì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，滯后一階的模型估計(jì)結(jié)果擬合度比較好，因此以2011年的創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量的OLS估計(jì)，這兩個(gè)變量的顯著性與預(yù)期有異，經(jīng)濟(jì)意義無法得到合理解釋。經(jīng)過后續(xù)的研究發(fā)現(xiàn)，出現(xiàn)該情況的原因是模型存在設(shè)定偏誤，而偏誤產(chǎn)生的原因是數(shù)據(jù)存在空間相關(guān)性。

3.3 區(qū)域創(chuàng)新能力的空間相關(guān)性

用R語言對(duì)2011年創(chuàng)新能力的全局Moran’s I系數(shù)計(jì)算，結(jié)果為0.108，樣本值的峰度為6.26。2011年Moran’s I統(tǒng)計(jì)量的期望是-0.037 0，接近于0，方差也較小。本數(shù)據(jù)Moran’s I統(tǒng)計(jì)量顯著，顯著性水平小于0.000 01，說明從全局來看，中國(guó)各區(qū)域的醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新能力存在一定程度上的空間正相關(guān)，即創(chuàng)新能力高的地區(qū)與創(chuàng)新能力低的地區(qū)在分布上存在著一定的空間聚集，創(chuàng)新能力相似的省份趨于相鄰。這個(gè)結(jié)論與我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的現(xiàn)狀相符。

由于全局Moran‘s I統(tǒng)計(jì)量不是非常大，證明全局的空間聚集效應(yīng)中包含著更加緊密的局部空間集聚。P值小于0.95的區(qū)域有甘肅、湖南、江蘇、寧夏、青海、上海、四川等，說明與鄰近的省市有相似性，且存在著相對(duì)高值的空間聚集；I值為負(fù)的區(qū)域有安徽、福建、黑龍江、江西等，說明它與周圍省市表現(xiàn)出非相似性；G值相對(duì)較高的區(qū)域有安徽、福建、浙江，說明其創(chuàng)新能力較強(qiáng)，而且臨近區(qū)域也具有類似的性質(zhì)，這些省份集中于我國(guó)東部沿海地區(qū)，表現(xiàn)出醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新能力的空間集聚。

圖1是本文數(shù)據(jù)的Moran散點(diǎn)圖。橫坐標(biāo)代表2011年區(qū)域創(chuàng)新能力，縱坐標(biāo)代表影響創(chuàng)新能力的空間滯后變量。圖中斜線表示創(chuàng)新能力及其空間滯后變量之間存在正相關(guān)的關(guān)系。有重要影響的省市是上海和江蘇，二者都處于第一象限，這意味著這兩個(gè)地區(qū)本身具有極高的創(chuàng)新能力，而且與這兩個(gè)地區(qū)相鄰的周邊省市也具有相對(duì)較高的創(chuàng)新能力，這與實(shí)際相符。

圖1 區(qū)域創(chuàng)新能力的Moran’s I散點(diǎn)圖

3.4 區(qū)域創(chuàng)新能力的空間依賴性檢驗(yàn)

首先檢測(cè)2011年我國(guó)各省市創(chuàng)新能力在地理空間上的相關(guān)性即空間相互依賴性。從表1中可以看出，區(qū)域創(chuàng)新能力的Moran’s I指數(shù)為0.114，通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明我國(guó)各區(qū)域的創(chuàng)新能力在空間分布上具有一定的正自相關(guān)關(guān)系（空間依賴性）。LMLAG較之LMERR更顯著，說明模型是內(nèi)生的空間滯后相關(guān)，區(qū)域創(chuàng)新能力存在空間溢出效應(yīng)。

表 1 模型空間依賴性檢驗(yàn)

3.5 空間滯后模型和空間誤差模型

由于空間誤差回歸模型同樣在5%置信水平下顯著，故做出SLM和SEM，驗(yàn)證空間模型和系數(shù)的穩(wěn)健性，以期獲得合理的解釋。兩模型都通過顯著性檢驗(yàn)且擬合優(yōu)度較高，說明對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行空間建模是正確的。再比較對(duì)數(shù)似然函數(shù)值LogL及AIC，發(fā)現(xiàn)空間誤差模型的LogL較大，AIC較小，因此SLM是最優(yōu)模型。兩模型對(duì)于這兩個(gè)變量均通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明研發(fā)的人員和資金投入對(duì)創(chuàng)新能力均具有正向影響作用。本文的不足之處在于未能持續(xù)統(tǒng)計(jì)多年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，沒考慮投入產(chǎn)出的時(shí)滯效應(yīng)，其內(nèi)在規(guī)律性仍值得去深究。

4 對(duì)策與建議

本文從空間計(jì)量模型入手，從另一種角度研究醫(yī)藥制造業(yè)區(qū)域創(chuàng)新能力，給出了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，醫(yī)藥制造業(yè)區(qū)域創(chuàng)新能力的空間相關(guān)性是存在的，空間地理因素也影響了創(chuàng)新能力的區(qū)域分布。創(chuàng)新能力具有空間相關(guān)性說明了相鄰區(qū)域之間的創(chuàng)新能力能夠相互影響，創(chuàng)新集聚所產(chǎn)生的空間依賴性對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向作用。而我國(guó)目前不同地區(qū)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)是不同的，相鄰區(qū)域之間可以利用空間相關(guān)性發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，充分發(fā)揮高創(chuàng)新能力省市的知識(shí)溢出效應(yīng)，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新能力不足的省市發(fā)展，從而提高我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新能力。從政策層面來說，醫(yī)藥制造業(yè)需打破地方保護(hù)主義，應(yīng)該從更高政策層面推動(dòng)區(qū)域合作。

加大研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，各區(qū)域研發(fā)水平均衡上升。本文模型檢驗(yàn)結(jié)果表明，研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與創(chuàng)新能力呈正相關(guān)關(guān)系，上海、江蘇等地區(qū)具有較高的創(chuàng)新能力的集聚效應(yīng)，積極引導(dǎo)醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，有目的地針對(duì)不同區(qū)域，為醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展提供更好的平臺(tái)基礎(chǔ)。

人力資源是創(chuàng)新的首要資源和核心動(dòng)力，研發(fā)人員的數(shù)量和質(zhì)量影響著醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展。需加強(qiáng)人員培養(yǎng)，引進(jìn)和吸收研發(fā)人才，充分調(diào)動(dòng)研發(fā)人員的積極性，實(shí)現(xiàn)醫(yī)藥制造業(yè)人盡其才。

[1] 羅欣, 陳玉文. 我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)中不同規(guī)模企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益比較[J]. 中國(guó)藥房, 2014, 25(13): 1153-1155.

[2] 項(xiàng)瑩, 曹陽. 我國(guó)大中型醫(yī)藥制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力研究[J]. 上海醫(yī)藥, 2013, 34(3): 49-51.

[3] 褚淑貞, 劉敏. 江蘇省醫(yī)藥制造業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的動(dòng)態(tài)偏離-份額模型研究—基于傳統(tǒng)模型和空間模型的比較分析[J].南京財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào), 2011(3): 24-29.

[4] 吳玉鳴. 空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在省域研發(fā)與創(chuàng)新中的應(yīng)用研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006(5): 74-85,130.

[5] 趙紅專, 翟立新, 李強(qiáng). 知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)及其一般形式研究[J]. 經(jīng)濟(jì)問題探索, 2006 (7): 12-15．

[6] Anselin L, Varga A, Acs Z. Local geographic spillovers between university research and high technology innovations[J]. J Urb Econ, 1997, 42(3): 422-448.

[7] 李紅霞, 傅強(qiáng). 中國(guó)省際要素投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究——基于總量生產(chǎn)函數(shù)的面板數(shù)據(jù)分析[J]. 北京理工大學(xué)學(xué)報(bào), 2013,15(2): 48-52.

CFDA：《醫(yī)療器械臨床評(píng)價(jià)技術(shù)指導(dǎo)原則》發(fā)布

5月19日，國(guó)家食品藥品監(jiān)督管理局（CFDA）官網(wǎng)發(fā)布了關(guān)于《醫(yī)療器械臨床評(píng)價(jià)技術(shù)指導(dǎo)原則》（以下簡(jiǎn)稱《指導(dǎo)原則》）的通告。

醫(yī)療器械臨床評(píng)價(jià)是指注冊(cè)申請(qǐng)人通過臨床文獻(xiàn)資料、臨床經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)、臨床試驗(yàn)等信息對(duì)產(chǎn)品是否滿足使用要求或者適用范圍進(jìn)行確認(rèn)的過程。該《指導(dǎo)原則》旨在為注冊(cè)申請(qǐng)人進(jìn)行臨床評(píng)價(jià)及食品藥品監(jiān)督管理部門對(duì)臨床評(píng)價(jià)資料的審評(píng)提供技術(shù)指導(dǎo)。

此外，該《指導(dǎo)原則》適用于第二類、第三類醫(yī)療器械注冊(cè)申報(bào)時(shí)的臨床評(píng)價(jià)工作，不適用于按醫(yī)療器械管理的體外診斷試劑的臨床評(píng)價(jià)工作。如有針對(duì)特定產(chǎn)品的臨床評(píng)價(jià)技術(shù)指導(dǎo)原則發(fā)布，則相應(yīng)產(chǎn)品臨床評(píng)價(jià)工作應(yīng)遵循有關(guān)要求。

對(duì)于在中國(guó)境內(nèi)進(jìn)行臨床試驗(yàn)的醫(yī)療器械，其臨床試驗(yàn)應(yīng)在取得資質(zhì)的臨床試驗(yàn)機(jī)構(gòu)內(nèi)，按照醫(yī)療器械臨床試驗(yàn)質(zhì)量管理規(guī)范的要求開展。注冊(cè)申請(qǐng)人在注冊(cè)申報(bào)時(shí)，應(yīng)當(dāng)提交臨床試驗(yàn)方案和臨床試驗(yàn)報(bào)告。

對(duì)于在境外進(jìn)行臨床試驗(yàn)的進(jìn)口醫(yī)療器械，如其臨床試驗(yàn)符合中國(guó)相關(guān)法規(guī)、注冊(cè)技術(shù)指導(dǎo)原則中相應(yīng)技術(shù)要求，如樣本量、對(duì)照組選擇、評(píng)價(jià)指標(biāo)及評(píng)價(jià)原則、療效評(píng)價(jià)指標(biāo)等要求，注冊(cè)申請(qǐng)人在注冊(cè)申報(bào)時(shí)，可提交在境外上市時(shí)提交給境外醫(yī)療器械主管部門的臨床試驗(yàn)資料。資料至少應(yīng)包括倫理委員會(huì)意見、臨床試驗(yàn)方案和臨床試驗(yàn)報(bào)告，申請(qǐng)人還需提交論證產(chǎn)品臨床性能和/或安全性是否存在人種差異的相關(guān)支持性資料。

對(duì)于列入《需進(jìn)行臨床試驗(yàn)審批的第三類醫(yī)療器械目錄》中的醫(yī)療器械應(yīng)當(dāng)在中國(guó)境內(nèi)進(jìn)行臨床試驗(yàn)。

（摘自米內(nèi)網(wǎng)）

Study on the regional innovation ability in pharmaceutical industry based on spatial econometric model

ZHI Yue, QIU Jiaxue
(School of International Business, China Pharmaceutical University, Nanjing 211198, China)

Objective: To explore the law and value of the innovation ability of pharmaceutical industry in spatial distribution. Methods: Based on the principle of spatial econometric analysis, full-time equivalent (FTE) of R&D personnel and R&D internal expenditure in 2010 were selected as explaining variables, and the revenues for the sales of new products during 2010-2013 were taken as explanatory variables. The relationship between R & D input and output in Chinese pharmaceutical industry was investigated by using the common regression model (OLS), the spatial econometric regression model (model and spatial error model of spatial lag) and applying GeoDa and R software. Results: There was 1 year lag between the input and output in pharmaceutical industry innovation and statistical significance in the global Moran I of ‘regional innovation of pharmaceutical industry. Region analysis showed that Shanghai and Jiangsu had a high innovation ability and the agglomeration effect while the spatial correlation in Anhui, Fujian, Heilongjiang and the others was not strong. Conclusion: The input of R&D expenditures should be selectively strengthened and the effects of knowledge spillover in those provinces and regions with high innovation ability should be fully played so as to promote the development of province and regions with insufficient technology innovation and improve the innovation level of Chinese pharmaceutical industry.

spatial econometric models; R programming language; pharmaceutical industry; innovation

F124.3

C

1006-1533(2015)11-0054-03

2014-12-22)