夏 昉，崔培旭，劉金萍，崔嚴尹，赫玉芳

（長春中醫(yī)藥大學健康管理學院，吉林 長春 130117）

隨著醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的不斷進行和深化，醫(yī)藥制造業(yè)生產(chǎn)、銷售、效益穩(wěn)步增長，產(chǎn)業(yè)結構逐步優(yōu)化，總體發(fā)展態(tài)勢良好［1］?！?016 年中國醫(yī)藥統(tǒng)計年報》顯示，全國醫(yī)藥工業(yè)產(chǎn)值已達31 676 億元，同比增長10.7%［2］。但由于全國各地區(qū)經(jīng)濟水平、資源條件等存在較大差異，醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展水平參差不齊［3］。東部地區(qū)充分利用其區(qū)位優(yōu)勢和資源優(yōu)勢，實現(xiàn)了醫(yī)藥制造業(yè)的快速發(fā)展。中西部地區(qū)在醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展上與東部存在較大差距并產(chǎn)生了產(chǎn)業(yè)梯度，這成為醫(yī)藥制造業(yè)轉(zhuǎn)移的基礎條件。此外，東部地區(qū)勞動力、資源等成本的不斷上升及中西部地區(qū)醫(yī)藥資源的豐富也在一定程度上促進了產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移［4］?；诖?，探究醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移機制，對于促進我國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展及優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局具有重要意義。本研究中通過偏離- 份額法分析我國醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展及空間轉(zhuǎn)移趨勢，并利用地理探測器探討醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移的影響因子，進一步研究其空間轉(zhuǎn)移的機制，提出相應對策建議，為促進我國不同地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的快速發(fā)展提供理論依據(jù)?，F(xiàn)報道如下。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源及指標選取

選取2007 年至2017 年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術產(chǎn)業(yè)年鑒》中31個省、自治區(qū)、直轄市（未統(tǒng)計香港、澳門與臺灣地區(qū)）的數(shù)據(jù)。所選指標及其含義見表1。

表1 指標選取及其說明Tab.1 Selection and description of indexes

1.2 方法

1.2.1 偏離-份額分析法

偏離- 份額分析法是測度區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異、分析產(chǎn)業(yè)結構演進特征的主流方法［5］，多用于區(qū)域發(fā)展、產(chǎn)業(yè)布局研究［6］。其早期由DUNN 等［7］總結，基本思想為，將研究期內(nèi)經(jīng)濟變量Gij分解為份額分量N、產(chǎn)業(yè)結構分量P和競爭力分量D，解析區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和衰退的原因，判斷產(chǎn)業(yè)部門是否具有相對競爭優(yōu)勢，并確定產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整方向［8］。其模型如下。

式中，Bij.0和Bij.t為區(qū)域i 的j 部門基期和末期的銷售產(chǎn)值；g為全國所有產(chǎn)業(yè)的增長率；gj和gij為全國和i區(qū)域的j部門的增長率。

隨著傳統(tǒng)偏離-份額法的廣泛應用，ROSENFELD發(fā)現(xiàn)，P值與D值之間存在交互作用。由此，ESTEBAN引入“同位變量”對傳統(tǒng)模型進行修正［9］，將Dij分解為（純）競爭力分量D*ij和分配分量Aij，其公式如下。

式中，（gij-gi）表示i 區(qū)域部門較全國該部門的比較優(yōu)劣勢；（Bij.0-B*ij）表示i區(qū)域j部門與i區(qū)域按全國j部門結構發(fā)展應有銷售產(chǎn)值之差，反映其是否具有專業(yè)化生產(chǎn)優(yōu)勢［10］。詳見表2。

表2 分配分量取值說明Tab.2 Description of assigned component value

1.2.2 地理探測器

地理探測器早期用于分析疾病風險的影響力，目前多用于空間分異性研究，包括因子探測器、交互探測器、風險探測器及生態(tài)探測器［11-12］。通過對現(xiàn)有文獻的分析，推測醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移可能受各省市場規(guī)模、勞動力要素、技術創(chuàng)新、對外開放水平、資本要素和交通條件等影響［13］。本研究中利用因子探測器、交互探測器對醫(yī)藥制造業(yè)空間分布的上述影響因子定量分析中國醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移的影響機制。方程式見公式（10）。并使用類別變量［11］，借助Arcgis 對影響因子進行自然斷點法空間分類（分4類）。

式中，h=1，2，…，L，是自變量X的分類數(shù)；Nh和N分別為分類h和整個區(qū)域內(nèi)單元的數(shù)量；σ2h和σ2分別是分類h 和區(qū)域內(nèi)因變量Y的方差。SSW是自變量X所有分類的方差之和。SST是區(qū)域內(nèi)的總方差。q∈［0，1］，若某個自變量X對應的q值越大，則代表該自變量X對因變量Y的影響程度越大。

因子探測器可用于分析某個影響因子X對目標Y的空間分異解釋能力的強弱。交互探測器用于識別不同影響因子之間的交互作用，通過計算2個不同自變量交互時的q值，判斷自變量之間的相互作用對因變量的影響程度，2個因子間交互作用的類型見表3。

表3 交互作用類型Tab.3 Types of interaction

2 結果

2.1 空間轉(zhuǎn)移趨勢-偏離-份額分析

31 個省、自治區(qū)、直轄市醫(yī)藥制造業(yè)結構分量有顯著差異，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構分量較大，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)勢明顯，對地方醫(yī)藥制造業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展作出了重要貢獻；中部和西部地區(qū)結構分量均低于東部地區(qū)，其中中部略高于西部，說明中部地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)于西部，西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構需進一步調(diào)整。競爭力分量反映區(qū)域本身的特性使區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對全國產(chǎn)生的偏移特征。其中，東部地區(qū)的京津冀、遼寧、浙江、福建、上海、廣東和海南等省市競爭力分量均為負值，隨著沿海地區(qū)的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)持續(xù)升級，醫(yī)藥制造業(yè)在上述地區(qū)呈明顯的遷出特征。此外，中部地區(qū)的山西、黑龍江和西部地區(qū)的云南、貴州、西藏、陜西、甘肅和寧夏8 ?。ㄗ灾螀^(qū)）競爭力分量同樣為負值，成為醫(yī)藥制造業(yè)凈遷出地區(qū)。中西部地區(qū)的多數(shù)省份，尤其是凈遷出省份的周邊地區(qū)，如江西、河南等地不僅資源豐富，且產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎雄厚，成為醫(yī)藥制造業(yè)轉(zhuǎn)移的主要承接地區(qū)［14］。

總偏離量反映行業(yè)增速較全國平均值的高低。大部分省份總偏離量值取決于D值，即D值< 0 的省份，產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈負偏離，屬凈遷出地區(qū)，如浙江、上海、遼寧等地；而D值> 0 時，即為凈遷入地區(qū)。但西部地區(qū)各省份總偏離量受產(chǎn)業(yè)結構分量值影響較大，變化趨勢與P值保持一致。分配分量值可判斷各省產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否具有專業(yè)化生產(chǎn)優(yōu)勢。東部地區(qū)較多省市具有專業(yè)化生產(chǎn)優(yōu)勢且產(chǎn)業(yè)結構較合理，而中西部地區(qū)大部分省市（自治區(qū)）不具有專業(yè)化生產(chǎn)優(yōu)勢。同時，安徽、河南、湖北、湖南、廣西、重慶等省市（自治區(qū)）競爭力分量與分配分量值的正負不一致，醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展偏離了區(qū)域競爭優(yōu)勢，產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況有待調(diào)整［15］。詳見表4。

表4 2006年至2016年我國醫(yī)藥制造業(yè)偏離-份額分析（億元）Tab.4 Shift-share analysis of China′s pharmaceutical manufac?turing industry from 2006 to 2016（100 million CNY）

2.2 空間轉(zhuǎn)移機制分析

影響因子空間分布見圖1。將數(shù)據(jù)處理成類別變量后，對影響因子的影響力及交互作用進行探測，從大到小排序為，從業(yè)人數(shù)（0.84）> 固定資產(chǎn)投資額（0.83）>醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)投入（0.78）>醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)（0.72）> 進出口總額（0.71）> 公路通車里程數(shù)（0.09）。詳見表5。

表5 影響因子探測結果Tab.5 Detection results of impact factors

圖1 影響因子空間分布Fig.1 Spatial distribution of impact factors

可見，東部地區(qū)主要受勞動力要素、市場規(guī)模及創(chuàng)新水平的影響，同時對外開放水平及資本要素也對其空間轉(zhuǎn)移影響較大。東部省份區(qū)位優(yōu)勢明顯，經(jīng)濟發(fā)展水平較高。中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相較于東西部處于中等水平，且包括河南、安徽等人口大省，具有豐富的人力資源，因此主要受地區(qū)的勞動力要素及資本要素的影響，屬醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移的過渡地帶；西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，技術創(chuàng)新等要素也存在明顯不足，空間轉(zhuǎn)移主要受地區(qū)的勞動力要素和市場規(guī)模的影響。

在15 對交互作用中，有14 對雙因子增強和1 對非線性增強的因子交互作用（市場規(guī)模和交通條件），其中，醫(yī)藥制造業(yè)從業(yè)人員和研發(fā)經(jīng)費投入及進出口貿(mào)易總額兩個變量的交互作用值并列最高，且達0.97，表明該地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)從業(yè)人數(shù)協(xié)同研發(fā)經(jīng)費投入和進出口貿(mào)易額影響當?shù)氐尼t(yī)藥制造業(yè)轉(zhuǎn)移。其他不同的兩個變量間的交互作用均不同程度增強，也將對當?shù)蒯t(yī)藥制造業(yè)的空間轉(zhuǎn)移造成一定影響。詳見表6。

表6 影響因子交互作用情況Tab.6 Interaction of impact factors

3 分析與建議

3.1 分析

本研究結果表明，我國醫(yī)藥制造業(yè)存在空間轉(zhuǎn)移現(xiàn)象，總體呈由東部地區(qū)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的空間分異特征，東部地區(qū)是遷出地區(qū)，中西部地區(qū)為遷入地區(qū)，同時也存在向周邊省份轉(zhuǎn)移的趨勢，與目前多數(shù)研究結論一致［3-4］。我國醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移影響因子影響力由大到小分別為，勞動力要素、資本要素、技術創(chuàng)新、市場規(guī)模、對外開放水平、交通條件。其中技術創(chuàng)新的交互作用稍弱于其他因子相互組合，由此，在今后的發(fā)展調(diào)整過程中應注意合理運用技術創(chuàng)新手段。我國不同地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)的主要影響因子存在區(qū)域差異性，其中東部地區(qū)不同影響因子影響力較大且較為均衡；中部地區(qū)主要影響因子為勞動力要素和資本要素；西部地區(qū)為市場規(guī)模和勞動力要素。綜合中國整體及不同地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移的影響因子分析，可認為具有重要影響力的因子分別是勞動力要素、資本要素、技術創(chuàng)新?；诖?，可從勞動力要素、資本要素和技術創(chuàng)新等角度對中國各省市醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展進行優(yōu)化。

3.2 建議

3.2.1 依據(jù)地區(qū)差異，合理制訂發(fā)展策略

中國不同省份之間醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展具有異質(zhì)性，資本要素是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的根本保障。由于東部地區(qū)資本要素充足，中西部地區(qū)相對匱乏，故資本要素在中西部地區(qū)的價格高于東部地區(qū)，企業(yè)傾向于追求利益最大化，東部地區(qū)的資本要素就存在向中西部地區(qū)流動的動力，從而促使產(chǎn)業(yè)的空間轉(zhuǎn)移［16］。從實證分析中可看出，不同地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展水平參差不齊，產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎薄弱省份應通過增加投資或引進的方式擴大產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模，產(chǎn)業(yè)競爭力薄弱省份應通過開發(fā)新產(chǎn)品等途徑增強產(chǎn)業(yè)競爭力優(yōu)勢［17］，醫(yī)藥制造業(yè)遷入地則應借鑒高水平地區(qū)經(jīng)驗，根據(jù)自身產(chǎn)業(yè)結構等要素，制訂合適的發(fā)展策略。

3.2.2 改善人力資本水平，實現(xiàn)地區(qū)均衡發(fā)展

勞動力要素是中國醫(yī)藥制造業(yè)空間轉(zhuǎn)移的重要影響因子，為產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供人力保證，企業(yè)獲得的勞動力數(shù)量越多，勞動力成本相對就越低，因此區(qū)域間勞動力要素的差異會影響生產(chǎn)相對成本，進而影響產(chǎn)業(yè)的空間轉(zhuǎn)移［18］。人力資源作為科學技術的載體，技術和管理創(chuàng)新和改良的運作者［19］，目前多集聚于東部地區(qū)。對此，建議中西部地區(qū)將人力資本政策作為產(chǎn)業(yè)政策的核心部分，提高中西部地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的人力資本存量［20］，不斷縮小其與東部地區(qū)的差距。同時，醫(yī)藥高技術人才也應積極響應國家“西部大開發(fā)”“中部崛起”等相關戰(zhàn)略號召，投身于中西部地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展事業(yè)中，促進不同地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的均衡發(fā)展。

3.2.3 提高技術創(chuàng)新能力，促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展升級

技術創(chuàng)新能在一定程度上反映出產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。2016 年，東部地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費投資占全國投資額的68%，而中西部地區(qū)僅占32%，東部地區(qū)與中西部地區(qū)技術創(chuàng)新水平的差異在一定程度上促進了醫(yī)藥制造業(yè)由東部向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移［21］。東部地區(qū)要利用其資金和技術優(yōu)勢繼續(xù)提高醫(yī)藥制造業(yè)的技術創(chuàng)新能力，起到技術創(chuàng)新的領頭作用。中西部地區(qū)可利用絲綢之路經(jīng)濟帶建設所帶來的便利，積極與發(fā)達地區(qū)進行技術上的合作交流［22］，從而提升醫(yī)藥制造業(yè)整體的技術創(chuàng)新水平，實現(xiàn)全國各地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

3.3 研究局限

由于我國統(tǒng)計年鑒中2017年醫(yī)藥制造業(yè)相關數(shù)據(jù)缺失，2018年和2019年數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑改變，考慮到研究結果的準確性，故所有數(shù)據(jù)均只截取到2016年。若能獲取最新的數(shù)據(jù)，分析得到的結論將會更精確。