基于三階段數據包絡分析的生物醫藥上市企業創新效率評價*

王全佳,徐文

(山東中醫藥大學藥學院,濟南 250355)

全球新一輪科技革命蘊藏著新興國家經濟振興和大國崛起的機遇,生物技術正成為引領新一輪科技革命的主要力量之一,生物經濟將成為帶動世界經濟增長的重要引擎。發展生物醫藥產業是中國把握新一輪科技革命戰略機遇的關鍵,對生物醫藥科技創新提出更高的要求[1-3]。我國生物醫藥企業創新投入水平與國際龍頭企業存在較大差距,在這樣的背景下,充分利用創新資源、提升創新效率成為我國生物醫藥企業實現技術追趕的著力點。因此,對我國生物醫藥企業創新效率進行合理評價,發現制約創新效率提升的因素具有重要的實踐意義。現有關于生物醫藥上市企業創新的研究主要圍繞創新效率測度和創新績效的影響因素分析2個方面展開。郝本超等[4]基于兩階段數據包絡分析(data envelopment analysis,DEA)模型對生物醫藥上市企業技術研發和成果轉化效率進行了分析,發現技術研發效率高于成果轉化效率,純技術效率制約兩階段創新效率提升。生物醫藥上市企業創新績效影響因素的研究進一步可以劃分為企業內部因素和外部因素研究。從企業主體特征出發,相關研究對生物醫藥上市企業基礎研究[5]、資產配置[6]、非市場戰略[7]等因素與創新績效的關系進行分析。從外部環境出發,相關研究分析政府補貼[8]、風險投資[9-10]等因素對生物醫藥上市企業創新績效的影響。通過文獻梳理發現,目前針對生物醫藥上市企業創新效率的研究較少,而且已有研究將生物醫藥企業看作封閉系統,忽略外部環境對其創新活動的影響,可能造成創新效率測度結果存在系統性偏誤。筆者在本文將生物醫藥上市企業看作開放性系統,基于三階段DEA模型對其創新效率進行測度,得到的效率值剔除了環境因素和隨機擾動的影響,可以更為準確地反映生物醫藥上市企業的技術和管理水平。

1 數據來源及處理

選取上海、深圳A股醫藥制造業上市企業中主營業務為生物藥品研發、制造或生物醫藥技術開發的生物醫藥企業作為研究對象。為保證研究的準確性和可代表性,對樣本數據進行如下處理:① 剔除2015年以后上市的企業;②剔除ST和*ST企業;③剔除關鍵數據大量缺失的企業。經過篩選最終得到32家生物醫藥上市企業2015—2021年的相關數據,其中財務數據和研發數據來自國泰安數據庫、企業年報和國家知識產權局官網,環境數據來源于《中國統計年鑒》和《中國高技術產業統計年鑒》。少數生物醫藥上市企業某年份的專利申請數為0,根據規模報酬可變模型的平移不變性,將所有決策單元(decision making unit,DMU)專利申請數同時加一個正數,模型結果不變[11]。考慮到創新產出存在滯后性,參考文獻[12],將產出滯后一期,即投入數據為2015—2020年數據,產出數據為2016—2021年數據。

2 變量選取與模型構建

2.1變量選取 研發投入主要包括資本投入和人力投入2個方面,選取研發投入金額和研發人員數量作為投入變量。創新產出分為知識性產出和經濟性產出,前者可以轉化為企業的知識存量,增強企業的創新潛力,后者是創新活動可持續性的保障。選取專利申請數衡量知識性產出,主營業務收入衡量經濟性產出。

環境變量的選取需要滿足“分離假定”,即所選取的環境變量能夠對生物醫藥企業創新效率產生影響,但不受生物醫藥企業主觀控制[13]。基于此,選取經濟發展水平、政府支持力度、競爭程度、開放程度四個指標作為環境變量,分別采用所在地區人均國內生產總值(GDP)、政府補助金額、地區醫藥企業數、地區進出口額衡量。所有變量定義見表1。

表1 變量定義

2.2三階段DEA模型構建 第一階段使用投入導向的BCC模型[14],根據原始投入產出數據,測度各生物醫藥企業的創新效率。該模型本質上是一個線性規劃問題,可以表示為:

minθ-ε(eTS-eTS+)

(1)

(1)式中,x和y分別代表投入、產出變量,j代表生物醫藥企業,r代表投入變量的個數,i代表產出變量的個數,θ為該生物醫藥企業的效率,λ表示第r項投入或第i項產出的權重,S-表示第r項投入的冗余,S+表示第i項產出的不足。

第二階段使用第一階段得到的各投入的松弛變量對環境變量進行回歸。松弛變量可以反映各決策單元的初始無效率,造成這種無效率的原因可以歸結為管理無效率、環境因素和隨即干擾3個方面,通過似SFA回歸可以將這3個因素進行分離,從而將各個決策單元置于相同的環境下進行效率比較[15]。回歸模型如下:

Sni=fn(Zi;βn)+νni+μni;i=1,2,…,I;n=1,2,…,N(2)

(2)式中S表示松弛變量,i表示生物醫藥企業,n表示第n項投入,Z表示環境變量,β表示環境變量的系數,ν表示隨機干擾項,μ表示管理無效率項,(ν+μ)稱為混合誤差項。

為了控制隨機干擾的影響,需要將隨機干擾項分離,公式如下:

(3)

(4)

第三階段,根據調整后的投入和原始產出,使用投入導向的BCC模型對生物醫藥企業的創新效率進行測算。此時得到的效率值已經剔除了環境因素和隨即干擾的影響,能夠更為準確地反映各決策單元的創新效率,結果更具可比性。

3 實證分析

3.1第一階段效率分析 第一階段運用DEAP2.1軟件,測算32家生物醫藥上市企業2015—2020年的創新效率。由BCC模型得到的效率滿足綜合效率=純技術效率×規模效率的關系,這里綜合效率即每個DMU的創新效率。在未考慮生物醫藥上市企業創新活動的外生性影響的情況下,得到平均創新效率為0.57,平均純技術效率為0.71,平均規模效率為0.80,純技術效率是生物醫藥企業創新的短板。研究期內未有企業平均創新效率和平均規模效率達到效率前沿,萬孚生物在這兩方面效率最高,分別為0.94和0.98。有2家企業平均純技術效率在研究期內達到有效,分別為復星醫藥和科倫藥業。此時得到的效率值由于沒有剔除環境因素和隨機擾動的影響,可能會導致結果存在偏誤,本文將在第二階段運用似SFA回歸剔除外生性影響后,在第三階段對生物醫藥上市企業創新效率進行重新測度。

3.2第二階段回歸結果分析 為消除量綱的影響,按照公式zit=(xit-minxit)/(maxxit-minxit)對環境變量進行處理,z為消除量綱影響的環境變量,x為原始環境變量,i表示生物醫藥上市企業,t表示年份。以研發人員數量松弛值和研發投入金額松弛值為被解釋變量,以經濟發展水平、政府支持力度、競爭程度和開放程度為解釋變量進行似SFA回歸,運用Frontier4.1軟件進行計算,回歸結果如表2。兩個模型LR檢驗統計量均在1%水平顯著,意味著在本研究中剔除環境因素和隨機擾動的影響是必要的。γ值分別為0.72和0.42,均通過1%水平的顯著性檢驗,表明管理無效率和隨機干擾均會對生物醫藥上市企業的創新效率產生影響。回歸系數為負,表明環境變量增加有助于降低研發投入冗余,對創新效率的提升產生積極作用。反之,回歸系數為正,表明該環境變量會制約創新效率的改進。

表2 第二階段SFA回歸結果

經濟發展水平與研發人員數量松弛值呈顯著正相關,對研發投入金額松弛值沒有顯著影響。經濟發展水平較高的地區通常表現出對研發人員更強的吸引力,相應地生物醫藥企業在創新活動中的研發人員投入會較其他地區高,而創新產出沒有等比例地提升,表現出研發人員冗余增多。政府支持力度顯著正向影響研發投入金額松弛值,對研發人員數量松弛值的影響不顯著。政府補助可以通過資源傾向機制增加生物醫藥企業的研發投入,一定程度上降低了其資金壓力,但同時也可能降低了其提高資金使用效率的動力。競爭程度對研發人員數量松弛值和研發投入金額松弛值均表現為顯著的正向影響。競爭程度過高時企業盲目跟風現象比較嚴重,導致熱門靶點賽道擁擠,同質化競爭嚴重,造成研發人力和資本的浪費。開放程度對研發人員數量松弛值具有顯著的負向影響,與研發投入金額松弛值關系不顯著。開放程度高的地區資本、人才、技術、知識等創新要素流動性更強,企業可通過技術知識的外溢效應借鑒跨國企業先進的技術或管理經驗,提高自身創新資源的使用效率。

3.3第三階段效率分析 在對原始投入進行調整,剔除環境因素和隨機擾動的影響后,再次使用DEAP2.1軟件,選擇投入導向的BCC模型對生物醫藥上市企業的創新效率進行測算。投入調整前后的效率值見表3。

表3 投入調整前后生物醫藥上市企業效率值

從研究期內整體的平均水平看,在剔除環境因素和隨機擾動的影響后,生物醫藥上市企業創新效率由調整前的0.57下降為0.46。純技術效率明顯上升,由0.71提高到0.99。規模效率由調整前的0.80下降到0.46。調整投入前制約創新效率提升的短板為純技術效率,調整投入后制約因素改變為規模效率。

創新效率方面,調整投入后有20家生物醫藥上市企業效率下降,大部分企業創新效率在第一階段被高估。其中下降最明顯的為達安基因,由調整前0.91降為0.38。調整投入后,恒瑞醫藥、復星醫藥等12家企業的創新效率得到提升,說明外部環境對這些企業的創新活動產生消極影響。其中提升最明顯的為恒瑞醫藥,較投入調整前上升134.21%。剔除環境因素和隨機擾動的影響后,企業間創新效率差距巨大,科倫藥業(1.00)成為唯一達到效率前沿的企業。

純技術效率方面,調整投入后雙鷺藥業、長春高新等30家生物醫藥上市企業效率得到提高,大部分企業的純技術效率被低估。其中上升最明顯的為雙鷺藥業,由調整前0.36提升到0.99。復星醫藥和科倫藥業純技術效率在調整投入前后沒有變化,一直保持在效率前沿。剔除環境因素和隨機擾動的影響后,企業間純技術效率差距不大,復星醫藥、博雅生物等10家企業純技術效率為1.00,達到效率前沿。

規模效率方面,調整投入后安科生物、達安基因等28家生物醫藥上市企業效率下降,可見創新效率下降主要由規模效率降低引起。其中規模效率下降最明顯的為安科生物,由調整前0.85降為0.25。復星醫藥、恒瑞醫藥等4家企業規模效率在調整投入后得到提高,其中復星醫藥提升最明顯,較調整前上升92.16%。剔除環境因素和隨機擾動影響后,同創新效率類似,企業間規模效率呈現出兩極分化。

規模收益方面,按照年度對調整投入前后生物醫藥上市企業規模收益情況進行匯總,見表4。剔除環境因素和隨機擾動的影響后,處于規模收益遞增的企業占比明顯提高。說明外部環境不利于企業規模擴大,抑制產業集聚度的提升,不利于發揮生物醫藥企業的規模效應。

表4 投入調整前后生物醫藥上市企業規模收益占比

4 討論

本文基于三階段DEA模型,對我國生物醫藥上市企業2015—2020年的創新效率進行測算,測算過程充分考慮外部環境因素的干擾,彌補已有相關研究在進行效率測度時未將其納入分析框架的不足,得到以下結論:①外部環境因素對生物醫藥上市企業創新效率有較大影響。地區開放程度有利于生物醫藥上市企業提升創新效率,競爭程度、政府支持力度、經濟發展水平制約了創新效率的提升。②已有研究在未考慮外部環境因素的情況下得出純技術效率是限制生物醫藥上市企業創新效率提升的主要因素的結論[4]。本文剔除環境因素和隨機干擾的影響后,發現生物醫藥上市企業平均創新效率為0.46,平均純技術效率為0.99,平均規模效率為0.46,規模效率低下是制約創新效率提升的主要因素。生物醫藥企業創新效率差距懸殊,最高的為科倫藥業(1.00),達到效率前沿。企業間純技術效率差異較小,規模效率差距大,創新效率的差異主要由規模效率引起。③生物醫藥上市企業研發規模普遍較小,近90%的企業處于規模收益遞增狀態。外部環境不利于生物醫藥企業規模擴大,抑制了產業集聚度的提升,不利于發揮生物醫藥企業的規模效應。

基于以上結論,提出以下建議:① 加大研發投入力度,擴大研發投入規模。制約我國生物醫藥企業創新效率提升的主要因素為規模效率,而導致規模無效的主要原因是生物醫藥企業研發投入規模較小,近90%的企業處于規模收益遞增狀態。這些生物醫藥企業應根據自身能力合理增加研發投入,充分發揮規模效率的作用,帶動生物醫藥行業創新效率的整體提升。②完善外部環境,激發企業創新活力。生物醫藥企業研發資金的來源主要包括企業自有資金和外部融資兩種渠道。因此,要提高生物醫藥企業研發投入規模,除了企業要增強創新意識,政府也應通過制定政策引導創新要素流向生物醫藥企業,同時完善我國金融市場環境,緩解生物醫藥企業創新面臨的融資約束。③健全生物醫藥人才發展機制和激勵機制,滿足創新人才需求。人才是創新活動中最寶貴的資源,對生物醫藥企業來說尤其如此。企業研發投入規模的擴大伴隨著相應人才需求的提升。政府應將重大生物科技基礎設施建設、關鍵共性生物技術創新平臺建設與生物醫藥人才的培養和發展機制有效銜接,培養出新一批高水平的生物醫藥領軍人才。生物醫藥企業可通過打造技術創新平臺、賦予科研人員更大的創新自主權、加大科研成果獎勵力度等手段吸引高素質人才。作為向生物醫藥企業輸送人才的重要源頭,高校應在生物醫藥人才培養過程中加強科教融合,將人才培養與創新人才需求相匹配,提高人才培養質量。