醫藥制造業創新效率與產業效率關系的研究

薛永剛

（廣東藥科大學 醫藥商學院，廣東 廣州 510006）

一、引言

實施創新驅動發展可以提高中國經濟增長質量和效益、加快轉變經濟發展方式；同時對降低資源能源消耗、改善生態環境等具有長遠意義。雖然近年來中國創新活動和創新能力發展迅速，但是在實施創新驅動發展的經濟戰略過程中，仍然有兩個重要問題有待進一步研究：一是創新效率問題，創新驅動發展戰略實施初期，各地方政府和企業主要通過加大創新人力和資金投入來提升創新能力，容易形成依靠大量投入研發經費和人力從而促進創新發展的低效率粗放式發展模式；二是創新效率對產業效率的影響，創新驅動發展戰略的重要含義就是通過創新使得經濟發展方式從粗放式數量發展轉向注重質量發展模式，改變依賴于人力和資源成本優勢的粗放式發展方式，從而進一步提高產業效率和經濟發展質量，那么創新活動對產業效率是否具有促進作用，即創新是否實現或促進了經濟發展方式的轉變[1]。

文章以醫藥制造業為研究對象，基于空間計量經濟學分析框架分析創新效率及其對產業效率的影響。研究包括四個方面：第一，研究創新效率和產業效率空間分布特征和時間維度空間相關性變化過程；第二，從時間維度和空間維度對比不同時期和不同區域之間創新效率的異質性；第三，研究創新效率和產業效率相關性、耦合度和耦合協調度及其空間分布特征；第四，基于空間誤差分量模型研究創新效率以及其他經濟環境因素對產業效率的影響。

經濟發展經歷了初期規模擴張及粗放式發展以后，創新對轉變經濟發展方式和保持經濟長期可持續發展具有重要影響，創新效率成為學者們研究的關注熱點之一。如Elias(2016)研究了23 個歐洲國家及其185 個地區的創新效率，發現不同時期和不同區域的創新效率存在顯著差異，存在明顯的發散現象[2]；Jin 等(2016)研究17 個高科技行業的創新效率，發現政府資助對創新效率具有不利影響，而私人研發基金則具有顯著的正向影響[3]；Ann(2014)研究新興市場的創新效率和企業受益的非對稱性關系，發現二者之間具有顯著的負相關關系[4]；Gao&Chou(2015)研究發現跨國公司與純內資公司相比創新效率偏低，影響跨國公司創新效率的是發達國家市場具有較好的專利保護[5]；Kou 等(2016)基于多時期多維度系統的動態網絡DEA 方法研究OECD 國家的創新效率，發現存在研發投入和創新應用的錯配現象，創新效率主要和創新應用有關[6]；Knut&Soren(2017)研究了正式標準和規則對公司創新效率的影響，結果發現正式標準對創新效率具有不利影響[7]；Li 等(2017)研究創新資源錯配現象，發現國有企業和外資企業雖然享受了優惠待遇，但是創新效率卻偏低，新興市場實施創新驅動戰略中應該關注創新資源錯配現象[8]。

國內學者針對醫藥制造業創新問題也展開了研究，李拓晨等(2019)發現產業轉移驅動創新績效提升受到區域高端資源錯配程度的顯著影響[9]；尚洪濤、黃曉碩(2019)發現政府補貼對當期研發投入影響顯著，對未來一期研發存在正“U”型關系，可以促進創新績效，卻存在一定滯后性[10]；熊阿珍、孟光興(2019)發現中國醫藥制造業企業創新效率差距較大，企業規模和技術創新規模效率呈現正相關關系[11]；安晨雨等(2019)發現中國醫藥制造業政府資助對不同類型企業研發投入影響存在長期均衡關系[12]；張源(2019)發現藥品監管刺激了研發投入，促進了技術創新，增加了企業績效[13]。

從上述文獻可以看出現有文獻對創新效率問題已經進行了相關研究，主要存在以下兩點不足：第一，缺乏對各經濟區域之間相互影響這一重要因素對創新效率影響的相關研究，需要從空間視角分析創新效率特征及其對產業效率的影響；第二，缺乏對創新效率和產業效率二者關系的研究，創新驅動發展經濟政策的目的是利用創新改變產業發展方式，提高產業效率，因此需要研究創新效率與產業效率關系，進一步分析創新效率空間分布特征及其與產業效率的相關性和耦合性，以便更好實施創新驅動發展經濟政策。文章在實證模型和方法選取上不僅考慮了經濟運行中不同區域之間空間相關性，又進一步將區域沖擊效應分解為區域特定沖擊和空間相關沖擊兩部分，因此在一定程度上彌補了現有文獻研究不足。

二、理論基礎和實證方法

1. 理論基礎和假設

假設有k個生產單位，用m種投入即xk=，生產n種產出即yk=，定義生產可能性集合為T={(x，y)∈x可以產出y}，效率定義為：E=min{(E＞0| (Ex，y)∈T}，因此效率定義了不同生產單位之間生產產出的差異。

創新效率和產業效率的耦合性指創新系統和產業系統之間實現互動和共同促進的正向關聯關系，通過要素之間的相互作用、產業組織結構和產業制度安排等形成相互耦合關聯的關系，并通過政府推動機制、市場驅動機制、政策傳導機制的作用使二者的耦合關系從初期到后期高級階段發展。在知識、技術和資本等要素之間二者存在耦合關系，知識耦合指產業創新和產業生產知識上相互聯系，技術耦合主要是區域產業創新體系的技術創新擴散作用會對產業效率的提升優化發揮正向影響作用，而資本耦合是指產業創新資本及產業改造升級資本在分配上的耦合關系[14]。因此文章提出假設H1：

H1：創新效率和產業效率具有較高的耦合性。

從區域創新體系和產業發展關系考慮，區域創新可以有效從資源、組織以及制度等不同方面促進產業的發展。由于創新主體不僅包括具有較強創新能力的企業，也包括科研機構、大學、科技中介以及風險投資等要素，創新體系將為產業優化調整提供多方面的支持；同時，產業發展優化以后將會對區域創新體系業帶來進一步的促進作用和下一階段的創新，而創新體系也會對產業發展產生一定的促進作用；從總體上看創新體系和產業發展是相輔相成的兩個系統[15]?；谏鲜龇治鎏岢黾僭OH2：

H2：創新效率對產業效率具有正向影響效應。

2. 實證方法

（1） 效率測算方法

DEA 方法能夠解決多投入多產出指標復雜問題，并且無需事先確定生產函數形式的優點，文章研究的創新效率和產業效率是包含多投入和多產出的復雜活動，也很難確定生產函數關系，因此選擇DEA 方法測算效率[16]。

基于前文所述，DEA 方法測算第d個生產單位的效率如下：

（2）空間相關性測算方法

空間相關性是指一個經濟變量在空間上與其自身相關，如高值區域與高值區域相鄰（或者低值區域與低值區域相鄰） 稱為正相關，否則如果高值區域與低值區域相鄰稱為負相關。可以采用Morans'I 指數統計量分析經濟變量的空間相關性，其方法是檢驗是否能夠拒絕位置隨機性的假設，如果在顯著性水平下拒絕位置隨機性則表明存在空間模式，即有空間相關性，對變量X設其Morans'I 統計量為：

其中，Wij為空間權重矩陣，Xˉ為變量均值。

（3） 系統耦合度

耦合是指兩個及兩個以上系統之間通過相互作用、相互協調、相互促進等互動產生動態協同放大效應，并促使整個系統從無序走向有序的過程。將創新效率和產業效率評價值分別記為U1和U2，則U1和U2耦合度與兩者之間的離差成反比，可以通過兩個系統的離差來度量其耦合度，耦合度C如式(3)所示：

上述耦合度定義關注了兩個系統之間的同步性和一致性，但是不能體現兩個系統之間發展水平的差異，例如當兩個系統評價值都較低時仍然會得到很高的耦合度，這與經濟系統中定義的耦合含義存在偏差。為了考慮系統發展水平的影響，構造兩個系統的耦合協調度指標如式(4)所示[17]：

（4）空間面板誤差分量模型

空間計量經濟學分析方法由于考慮了不同區域經濟運行中的空間相關性，在實證分析中得到了廣泛應用。但是傳統的空間計量模型考慮誤差項影響時認為僅存在空間溢出效應，即假定本地區所有誤差沖擊因素都僅僅是由空間相關擴散影響臨近區域的經濟運行，沒有考慮非空間溢出的區域特定沖擊，從而容易導致夸大空間溢出效應。空間誤差分量模型通過將誤差項分解為空間溢出項和區域特定干擾項兩部分解決了傳統空間計量經濟學實證分析中面臨的這一問題。

假設有N個區域，T個時期的數據樣本，則空間面板誤差分量模型如式(5)所示：

其中y表示因變量，X表示解釋變量，WN表示空間權重矩陣，IT為T維單位陣，ιT為T維單位向量，IN為N維單位陣，u、μ、ε、ν 表示隨機誤差項，α、β、λ、ρ 表示系數值。

μ 表示區域特定沖擊誤差項，可以具有隨機效應或者固定效應；ε 表示具有空間相關性的誤差干擾項。

實證分析需要采用Hausman 檢驗和Lagrange Multiplier(LM)檢驗兩種方法，確定模型是采用固定效應還是隨機效應以及空間滯后項、誤差項的具體形式。

三、實證結果分析

文章采用2000—2020 年中國醫藥制造業省際面板數據為研究樣本，基于數據的可得性樣本選取了除海南、新疆、西藏、寧夏、青海和港澳臺地區以外26 個省份的數據樣本，數據來源是2001—2021 年《中國高技術產業統計年鑒》。

1. 創新效率時空特征分析

基于DEA 方法測算醫藥制造業創新效率后發現2000 年的總體效率最高區域中排名前6 的省份為內蒙古、天津、江蘇、四川、上海、江西，其次是吉林、山東、河南、湖北、重慶、浙江、廣西，這13 個省份在2000 年具有較高的創新效率，空間分布和規模效率具有較高一致性；而技術效率最高的省份包括內蒙古、四川、重慶、江西、云南、貴州，其次是吉林、甘肅、天津、江蘇、上海、浙江、廣西。而2020 年創新效率總體效率和技術效率基本保持一致，總體效率較高的省份包括山東、江蘇、湖北、重慶、浙江、湖南，其次是吉林、河北、山西、天津、安徽、江西、廣東，表明這些省份注重提高技術研發和應用，通過技術改進提升區域創新能力；規模效率最高的省份包括黑龍江、內蒙古、遼寧、甘肅、陜西、云南，其次是山西、河南、四川、江西、貴州、福建、廣西，可以看出規模效率在空間分布上呈現和總體效率及技術效率空間分布相反的特征，這些區域的醫藥制造業規模創新效率較高，地方政府應該通過擴大產業規模提高產業創新能力。從空間分布上看，總體效率、技術效率和規模效率均呈現一定的空間相關性，即高效率區域傾向于與高效率區域相鄰、低效率區域傾向于與低效率區域相鄰，這也表明創新活動相鄰區域相互影響較大。

為了定量分析創新效率空間相關性及其隨時間變化的過程，采用GeoDa 軟件測算2000—2020 年醫藥制造業創新效率Morans' I 指數統計量，結果表明創新效率中的總體效率和技術效率空間相關性變化呈現一致性，在國家實施創新驅動發展戰略前，即2012 年前規模效率空間相關性與總體效率、技術效率空間相關性呈現相反變化過程，并且這一時期效率波動性較大；而2012 年以后創新效率中的總體效率、技術效率和規模效率三者的變化過程逐漸趨于一致，呈現穩定上升趨勢。這表明在2012 年以前醫藥制造業創新活動中總體效率和技術效率區域之間呈現良性相互影響、總體上呈現正相關關系；而規模效率則呈現負相關關系，是因為地方政府片面追求規模效應、粗放式發展方式在創新活動中的體現；在2012 年由于國家實施創新驅動發展戰略以后，政府不再單純追求規模效應的發展方式，積極響應國家政策實施創新驅動，可以發現創新效率正相關關系進一步加強，并且規模效率也呈現同步提高，即地方政府和企業不再單純追求規模、創新驅動發展經濟逐步在醫藥制造業創新效率中凸顯。

為了對比不同地區和不同時期醫藥制造業創新效率的差異，將研究樣本從空間維度分為東部沿海地區（包括樣本中的北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西11 個省份） 和其他地區，時間維度以中國實施創新驅動發展戰略為分界點，分為2000—2012 年和2013—2020年兩個時期。為了檢驗不同樣本組間效率的差異性是否顯著，采用Kolmogorov-Smirnov 檢驗方法進行顯著性檢驗，Kolmogorov-Smirnov 檢驗是一種無需對樣本分布做前提假設的非參數檢驗，顯著性檢驗結果見表1。

表1 組間效率對比及異質性檢驗

從表1 中看出，空間維度和時間維度的組間創新效率異質性檢驗結果均在5%顯著水平下通過檢驗，創新效率在這兩個維度上均呈現異質性；從空間維度上看，東部沿海地區創新效率高于其他地區，主要有三個原因，第一，中國東部沿海經濟發達地區企業經過初期資本積累以后，創新意識和競爭意識較強，同時有更多的資金投入創新活動中，形成了較好的創新環境；第二，東部沿海地區吸引了更多高層次人才，人才優勢在創新體系中具有不可或缺地位，這形成了沿海地區創新優勢；第三，東部沿海地區屬于改革開放較早地區，接觸國外企業創新理念以及感受創新競爭早于其他地區，因此在創新領域具有先發優勢。從時間維度上看，在國家實施創新驅動發展戰略以后即2013—2020 年的創新效率高于2012 年以前的創新效率，表明國家創新驅動發展戰略的引導以及國家相關政策對醫藥制造業創新產生了一定的影響，未來一段時期內國家應該關注政策對創新效率影響的動態變化。

2. 創新效率和產業效率相關性及耦合性

在計算各地區創新效率和產業效率相關系數的基礎上，計算了兩個系統的耦合度和耦合協調度，結果如表2 所示。

表2 創新效率和產業效率相關系數和耦合度測算結果

創新效率和產業效率相關系數26 個省份中有18 個省份呈現正相關關系，技術效率的相關系數中則有20 個省份呈現正相關關系，表明大多數省份創新效率和產業效率呈現較好的正向相互促進作用。耦合度計算結果中規模效率的耦合度最高，各省份均達到0.99 以上，這說明在創新活動和產業發展中，規模效率具有高度一致性；總體效率耦合度0.8 以上省份有23 個（其中有14 個省份達到0.9 以上），技術效率耦合度0.8 以上的省份有23 個（其中有17 個省份達到0.9 以上），因此可以看出無論是總體效率還是技術效率，也都呈現了較高的耦合度。為了考慮系統水平對耦合度的影響，文章采用耦合協調度進一步分析兩個系統的耦合關系。規模效率的耦合協調度達到0.9 以上的省份有20 個，而總體效率耦合協調度只有1 個省份大于0.8，技術效率耦合協調度僅有兩個省份達到0.8。

對比耦合協調度和耦合度計算結果發現，考慮系統發展水平影響后，兩個系統耦合協調程度明顯降低，表明在醫藥制造業發展中，創新效率和產業效率在規模效應方面影響較大而且保持一致性，而在技術效率和總體效率的耦合協調性方面即技術因素等對產業和創新發展影響則和產業技術發展水平有關。從上述計算結果及分析匯總可以看出，創新效率和產業效率具有較好的正相關關系，并且呈現較高的耦合度，但是耦合協調度明顯低于耦合度，表明各省份醫藥制造業發展水平對創新活動影響顯著，假設H1 成立。

總體效率和技術效率關系密切，兩者在較高區域空間分布具有高度一致性。例如總體效率相關系數較高的省份包括吉林、天津、河南、安徽、湖北、福建、山東、四川、重慶、湖南、江西、廣西、廣東13 個省份，技術效率相關系數較高的省份吉林、天津、河南、安徽、湖北、山東、四川、重慶、湖南、江西、廣西、廣東、北京13 個省份，其中均包含了相同的12 個省份，只有1 個省份不同；在耦合度和耦合協調度的空間分布上也有相同特征。

綜合上述分析，首先，表明各省份的創新效率和產業效率關系具有空間相關性，各省份創新活動和產業活動及其二者相互影響中具有正的空間外溢性；其次，總體效率中技術效率占據主導地位，這也表明了技術創新活動對提升產業效率具有顯著的正向影響。

3. 空間面板誤差分量模型實證分析

影響產業效率的因素主要包括投資、對外開放、人力資本、區域創新等。人力資本是推動產業效率提高的積極因素，勞動和資本是生產的兩大要素，資本和設備只有加上勞動力的配合才可能發揮其應有的作用，因此人力、資本兩個因素是影響產業效率的重要因素[18]；對外開放的優勢是可以吸引更多外資及國外先進管理經驗等，對產業效率也具有直接影響；經濟發展水平較高地區一般來說具有較高的產業效率。基于上述分析，實證模型選取人均GDP 表示外部經濟環境、高的教育人口比例表示人力資本、進出口額與總產出比例表示開放程度等作為解釋變量，分別定量分析創新的總體效率、技術效率、規模效率對醫藥制造業產業效率的影響。

采用空間誤差分量模型實證分析前，首先應通過Hausman檢驗和LM檢驗確定空間面板誤差分量模型的具體形式，確定采用隨機效應模型和固定效應模型。Hausman 統計量和LM 統計量結果如表3 所示。

表3 Hausman 檢驗和LM 檢驗結果

從表3 中Hausman 統計量結果可知，總體效率和技術效率應該采用固定效應模型，并且包含空間滯后項；規模效率應該采用隨機效應模型，包含空間滯后項?？臻g面板誤差分量模型實證結果如表4 所示，其中模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ分別表示創新的總體效率、技術效率、規模效率作為解釋變量的實證模型。

表4 空間面板誤差分量模型估計結果

從實證結果可以看出，創新效率對產業效率具有正向影響，其中規模效率影響最大，總體效率影響最??；區域經濟發展水平對產業效率具有正向影響，但是系數估計值均比較小，表明經濟發展水平對產業效率雖然有正向影響，但是影響不大；人力資本對產業效率的總體效率和技術效率具有顯著正向影響，但是對規模效率則具有負向不利影響；區域經濟開放程度對產業效率具有負向影響；而空間滯后項對產業效率具有顯著的正向影響。

從上述分析結果發現：第一，創新對提高醫藥制造業的產業效率具有正向的顯著影響，并且其影響程度遠遠大于其他經濟變量的影響。創新對產業效率影響較大，尤其是對規模效率的影響最大，系數估計值達到0.3193，而技術效率影響系數估計值也達到了0.14，驗證了假設H2 成立，中國醫藥制造業發展中不僅應該提高創新能力，而且更應該關注創新活動中創新效率的提升，從而使得創新更能有效提高醫藥制造業的產業效率。第二，區域經濟開放程度對醫藥制造業產業效率具有不利影響。因此在發展醫藥制造業中各地方政府不應過度依賴引進外資企業，目前在一定時期內應該采取合理適度的產業保護政策，促使醫藥制造業提高產業效率，從而能夠持續健康地發展。第三，人力資本對產業效率的正向影響有待提高。醫藥制造業是技術密集型產業，人力資本對其產業效率和產業發展具有重要影響，中國醫藥制造業相關專業技術人員以及技術工人目前比例偏低，政府應該通過政策鼓勵、資金補助等形式提高醫藥制造業科研人員及產業工人的技術水平和科研積極性。

創新活動一般具有空間外溢性，因此有必要分析創新活動對產業效率的直接影響和間接影響，直接影響指創新對本區域的產業效率的影響，而間接影響是指創新對其他區域的影響，其中間接影響是一個具有反饋效應的動態過程，例如區域i對其相鄰區域j產生影響i→j，影響i→j將進一步影響區域j的相鄰區域（假設包括區域k、m兩個區域） 產生影響i→j→k和i→j→m，這個過程不斷擴散直至最終達到一個均衡點，因此這是一個動態均衡過程?；赗 語言編程分析后得到各因素對產業效率的直接影響和間接影響如表5 所示。

表5 直接影響和間接影響的測算結果

從各因素的直接影響和間接影響測算結果看出：第一：創新效率、區域經濟水平、人力資本對產業效率具有正向影響；區域經濟開放程度對其產業效率具有不利影響。第二，從總體效率看，創新效率對產業效率的間接影響大于直接影響，而技術效率對產業效率的直接影響和間接影響差別不大，因此在制定區域經濟發展政策時，應著重考量區域經濟發展中的間接影響，不僅要考慮本區域的經濟發展成果，還要關注其對其他區域經濟發展的貢獻，然后構建合理有效的地方政府政績評價體系。第三，區域經濟開放程度對臨近區域的間接不利影響遠大于對本區域的直接影響，因此各地方政府通過引進外資等擴大開放程度政策促進醫藥產業發展時，需要全方位、多角度考量臨近區域的間接影響。

四、結論與建議

在采用ESDA 方法分析中國醫藥制造業創新效率時空演變特征的基礎上，測算了創新效率和產業效率二者的相關系數、耦合度和耦合協調度，最后基于空間面板誤差分量模型定量分析創新效率對產業效率的影響。通過研究可以得出以下結論：

第一，從時間維度看國家創新驅動發展戰略的提出對醫藥制造業創新效率影響顯著，從空間維度看東部沿海地區創新效率顯著高于其他地區：國家實施創新驅動發展戰略以后醫藥制造業創新效率高于實施前創新效率，國家需要注意創新驅動發展政策未來對醫藥制造業創新效率影響的動態演變；東部沿海地區具有良好的經濟發展基礎，充裕的創新投入形成了良好的創新環境，吸引了更多創新人才，同時由于改革開放較早具有較強的創新理念和競爭意識，由于人才、資金及區域地位優勢原因，其創新效率高于其他地區。

第二，技術效率對總體效率貢獻最大，不同省份創新效率具有空間相關性：創新效率空間分布上總體效率和技術效率基本保持一致，規模效率則呈現空間上相反的分布規律；國家實施創新驅動發展戰略以后各省份醫藥制造業創新效率空間相關性進一步加強，并且規模效率呈現同步提升態勢。

第三，相關系數和耦合性分析結果表明創新效率和產業效率相互影響顯著：相關系數表明70%以上省份兩者呈現顯著正相關關系，90%省份的耦合度達到0.8 以上，但是耦合協調度則僅有浙江省達到0.8 以上；創新效率和產業效率相互影響關系的空間分布也具有空間相關性及空間外溢特征。

第四，創新效率對提高產業效率具有顯著正向影響，并且其影響程度明顯大于其他經濟因素的影響：空間面板誤差分量模型的創新效率系數估計值最大，其影響效果最明顯，國家不僅應該關注創新能力，更應該關注創新效率的提升，只有提升創新效率才能通過創新提升醫藥制造業的產業效率；區域經濟發展水平和人力資源水平對醫藥制造業產業效率具有正向影響，但是有待于提高二者的影響力，國家應該通過政策激勵、資金補貼等形式提升醫藥制造業專業技術人員占比及其創新積極性；而區域經濟開放程度則對醫藥制造業創新效率具有不利影響，中國在引進外資企業的同時應該對國內企業采取扶持和產業保護政策，促使醫藥制造業能夠在借鑒外資企業的管理、技術的同時提升自己的創新水平和產業效率。

第五，創新效率對產業效率的間接影響遠遠大于直接影響，但是純技術效率的直接影響和間接影響差別不大：創新效率不僅對本區域產業效率具有正向影響，更重要的是對臨近區域將會產生更多的間接影響；技術效率對本區域的影響和其他區域影響基本相同。

根據上述研究結論，認為中國醫藥制造業實施創新驅動發展戰略、提高產業發展水平和質量的過程中應注意以下四點：

第一，堅持通過創新提升醫藥制造業發展水平和質量的發展途徑：前述研究結果表明創新不僅對產業效率具有顯著正向影響，而且二者相關性和耦合度等均表明具有密切關系，在提升醫藥制造業產業效率和產業水平過程中，應該充分發揮創新對產業發展的正向影響效用。

第二，國家應該制定醫藥制造業整體發展規劃，充分發揮創新效率的空間相關性和空間溢出特性：創新效率和產業效率均呈現出顯著的空間相關性，這就需要國家在宏觀層面制定不同省份醫藥制造業發展宏觀規劃，以便充分發揮空間相關性和空間溢出特性，從而使得整個產業協調發展。

第三，制定合理的地方政策和產業發展評價標準和方法，引導區域經濟協調發展：評價地方政府政績和地方產業發展水平時不僅要依據本省份的發展狀況，國家更應該制定客觀合理的評價方法和策略評價對臨近區域經濟發展的影響，這樣才能更客觀全面地評價地方政策和產業發展對國民經濟的實際貢獻；同時，應該通過減弱政府對資源配置的直接干預，為醫藥制造業營造更好的市場競爭環境，進而實現其最大化總體效益，加強沿海和內陸地區聯動，引導醫藥制造業資源有效轉移，實現沿海地區和內陸地區優勢互補，提高內陸地區對醫藥制造業轉移的承接能力[9]，實現區域經濟協調發展。

第四，目前醫藥制造業應該制定適度合理的產業保護政策，給創新發展和產業發展水平提供緩沖時間：由于現階段地方經濟開放程度對醫藥制造業的發展具有一定不利影響，目前國家需要制定合理適度的產業保護政策，促使醫藥制造業實現一定的創新能力及產業發展水平。國家需要細化醫藥制造業創新補貼具體實施措施和產業保護政策，使得政策更加具有針對性和協調性，避免出現一刀切的“濫補”現象；對于中國規模較大的醫藥制造業尤其是國企應該加大激勵政策[10]，使得醫藥制造業行業發展能夠在國際市場站穩腳跟，提高企業的國際競爭力。