中國醫藥業技術引進\\自主創新與技術進步的實證研究

摘要：運用協整檢驗、誤差修正模型和Grange因果檢驗方法，對中國醫藥業的技術進步、自主創新和技術引進間的關系進行實證研究。結果表明：它們在長期存在穩定的均衡關系，自主創新和技術引進是技術進步的Grange原因；從長期看，二者對技術進步都有促進作用，且自主創新對技術進步影響比較明顯。自主創新的資本投入和技術引進在短期內對技術進步有顯著影響。

關鍵詞：自主創新 技術進步 協整檢驗 中國醫藥業

中圖分類號：F74文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）25-0192-02

引言

中國醫藥業近年來發展迅速，然而中國自主創新藥物很少，據統計，中國生產的藥物97％以上為仿制藥，擁有自主知識產權的主打西藥品種幾乎沒有。對技術密集型的醫藥業而言，技術的作用尤為重要。中國可以進行自主創新，獲取新技術；也可以購買、引進和吸收消化發達國家的技術。那么，中國醫藥業的自主創新與技術引進對技術進步的影響究竟是怎樣的，哪一種方式可以更有利于促進技術進步，這些問題值得進一步探討。

近年來，國內外很多學者研究了技術引進與自主創新和技術進步的關系。Henny（1997)使用了巴基斯坦資本制造企業的調查數據研究了技術引進及創新的滯后性，分析了相應的學習機理 [1]。陳國宏等（2001）運用Granger因果關系分析法發現短期內技術引進是中國工業技術進步的重要原因，但是運用Engle -Granger協整關系檢驗法發現中國技術引進與工業技術進步之間不存在長期的共同發展趨勢[2]。本文研究中國醫藥業的技術引進、自主創新和技術進步的關系。

一、模型設定與變量選擇

1.技術進步指標。Griliches、 Acs等認為，雖然技術進步的成果不能完全由專利數體現出來，但無論是從數據的可獲得性還是從二者的統計相關性來看，目前還沒有其他更好的替代指標[3]。本文采用醫藥業擁有發明專利數量（PAT）來體現技術進步。

2.自主創新指標。自主創新投入包括經費和人員投入。本文以醫藥業的科技活動人員（HR）來表示自主創新人員投入，用新產品開發經費（INN）來表示自主創新經費投入。

3.技術引進指標。選取“技術引進經費支出（INI1）”、“技術改造經費支出（INI2）”、“消化吸收經費支出（INI3）”、“購買國內技術經費支出（INI4）”這四個指標之和代表“技術引進（INI）”。計量模型為：

LPATt=α+β1×LHR+β2×LINNt+β3×LINIt+εt

本文運用協整檢驗、誤差修正和Grange因果檢驗等計量方法研究中國醫藥業的技術進步、自主創新和技術引進間的關系。使用的軟件為Eviews 6.0。取1995—2008年的數據，所有涉及到價格的數據都以工業品出廠價格指數折算為1995年價格，各變量均取自然對數。數據來源于各期《中國高技術產業統計年鑒》和《中國統計年鑒》。

二、實證分析

1.時間序列的平穩性檢驗。協整關系分析適用于檢驗兩個及以上變量之間是否存在長期的穩定關系。但首先要進行變量的穩定性檢驗。如果變量都是單整的，只有當它們的單整階相同時才可能協整。單位根ADF檢驗結果（如表1所示）。由表1的單位根檢驗結果中可以看出，在10%的顯著性水平下，時間序列LPAT、LINN、LHR、LINI都是單整的I（1）過程，它們間可能存在某種穩定關系。

2.協整檢驗和誤差修正模型。從協整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協整關系是指因變量能被自變量的線性組合所解釋，不能被自變量解釋的部分構成一個殘差序列，這個殘差序列應該是平穩的[4]。

通過對四個變量的估計，可以得到以下方程：

LPATt=2.2131+0.0743×LHRt+1.2071×LINNt+0.0203×

LINIt

（2.0988）（3.5429）（2.0644）

R2=0.9213，F=51.7893，DW=1.87

注：括號里為T值。

再對殘差序列et進行單位根檢驗，得到et在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即是平穩的。

則由上述檢驗結果知：變量間長期具有穩定、均衡的數量關系。具體的說：（1）自主創新人員投入增加1%引起技術進步增加0.0743個百分點。（2）自主創新資本投入增加1%引起技術進步增加1.2071個百分點。（3）技術引進增加1%引起技術進步增加0.0203個百分點。（4）中國醫藥業自主創新對技術進步的貢獻大于技術引進的貢獻。

由于協整檢驗反映變量間長期的均衡關系，若因某些原因短期出現了偏離現象，則必然通過誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期波動和長期均衡結合在一個模型中。確定了長期關系后，可以估計它們之間的誤差修正模型。

常用Engle-Grange兩步法來建立誤差修正模型。根據協整方程，建立誤差修正模型如下：

ΔLPAT=0.0000408ΔHR+0.000307ΔINN+0.0000658ΔINI-

0.970130ECM（-1）

（0.3942）（2.7865） （4.0717）（-3.6747）

R2=0.7609，DW=1.74

以上結果表明：（1）在短期內，技術進步受自主創新和技術引進的影響，其中，自主創新的資本投入和技術引進在短期內對技術進步有顯著影響，而人員投入的短期影響不顯著。（2）ECM（-1）是誤差項，反映了上一期非均衡誤差對本期進行反向修正，使得變量間的關系不會過多偏離長期均衡狀態。

3.Grange 因果關系檢驗。Grange 因果關系驗證協整檢驗得到的均衡關系是否構成因果關系。檢驗結果（如表2所示）：從表2結果可知，10%的顯著性水平下，自主創新的人員投入和資金投入以及技術引進均是技術進步的Grange原因，其中自主創新的資金投入與技術進步互為Grange因果關系；自主創新資金投入是自主創新人員投入的Grange原因；技術引進是自主創新資金投入的Grange原因。

三、政策建議

根據研究結論，給出以下政策建議：第一，由于長期看，自主創新對技術進步有顯著影響，且是技術進步的Grange原因，所以，中國醫藥業必須要加大自主創新的人員和資金投入力度。第二，短期內自主創新人員投入對技術進步的影響并不顯著，原因可能是中國醫藥業的科技人員投入強度還不高。盡管中國藥業的科技人員投入量一直在增加，但是科技活動人員所占從業人員的比重和歐美日等發達國家相比還很低。人才決定技術創新活動的成敗和創新能力的高低，中國醫藥業要獲得長久的發展必須克服“高科技人才不足”的瓶頸[5]。第三，由于技術引進是技術進步和自主創新的Grange原因，且短期內技術引進對技術進步有顯著影響，所以我們要認識到技術引進在醫藥產業技術進步中的重要作用，鼓勵自主創新和技術引進的有機結合。

參考文獻：

[1]HENNY R.Acquisition of Technological Capability inDevelopment：A Quantitative Case Study of Pakistan’s Cap ital Goods Sector[J].

World Development，1997，(2)：359-377.

[2]陳國宏，邵贊.中國技術引進與產業結構關系的實證研究[J].中國軟科學，2001，(2)：42-46.

[3]G rillich es Z.Patent Statistics as Economic Indicators：A Survey[J].Journal of Economic Literature，1990，(4)：7.

[4]高鐵梅.計量分析方法與建模：Eviews應用及實例[M].北京：科學出版社，2006：155.

[5]刁天喜.中國制藥企業技術創新戰略選擇問題探討[D].北京：中國人民解放軍軍事醫學科學院博士學位論文，2007：5.

[責任編輯 安世友]