中国医药业技术引进\自主创新与技术进步的实证研究

摘要：运用协整检验、误差修正模型和Grange因果检验方法，对中国医药业的技术进步、自主创新和技术引进间的关系进行实证研究。结果表明：它们在长期存在稳定的均衡关系，自主创新和技术引进是技术进步的Grange原因；从长期看，二者对技术进步都有促进作用，且自主创新对技术进步影响比较明显。自主创新的资本投入和技术引进在短期内对技术进步有显著影响。

关键词：自主创新 技术进步 协整检验 中国医药业

中图分类号：F74文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）25-0192-02

引言

中国医药业近年来发展迅速，然而中国自主创新药物很少，据统计，中国生产的药物97％以上为仿制药，拥有自主知识产权的主打西药品种几乎没有。对技术密集型的医药业而言，技术的作用尤为重要。中国可以进行自主创新，获取新技术；也可以购买、引进和吸收消化发达国家的技术。那么，中国医药业的自主创新与技术引进对技术进步的影响究竟是怎样的，哪一种方式可以更有利于促进技术进步，这些问题值得进一步探讨。

近年来，国内外很多学者研究了技术引进与自主创新和技术进步的关系。Henny（1997)使用了巴基斯坦资本制造企业的调查数据研究了技术引进及创新的滞后性，分析了相应的学习机理 [1]。陈国宏等（2001）运用Granger因果关系分析法发现短期内技术引进是中国工业技术进步的重要原因，但是运用Engle -Granger协整关系检验法发现中国技术引进与工业技术进步之间不存在长期的共同发展趋势[2]。本文研究中国医药业的技术引进、自主创新和技术进步的关系。

一、模型设定与变量选择

1.技术进步指标。Griliches、 Acs等认为，虽然技术进步的成果不能完全由专利数体现出来，但无论是从数据的可获得性还是从二者的统计相关性来看，目前还没有其他更好的替代指标[3]。本文采用医药业拥有发明专利数量（PAT）来体现技术进步。

2.自主创新指标。自主创新投入包括经费和人员投入。本文以医药业的科技活动人员（HR）来表示自主创新人员投入，用新产品开发经费（INN）来表示自主创新经费投入。

3.技术引进指标。选取“技术引进经费支出（INI1）”、“技术改造经费支出（INI2）”、“消化吸收经费支出（INI3）”、“购买国内技术经费支出（INI4）”这四个指标之和代表“技术引进（INI）”。计量模型为：

LPATt=α+β1×LHR+β2×LINNt+β3×LINIt+εt

本文运用协整检验、误差修正和Grange因果检验等计量方法研究中国医药业的技术进步、自主创新和技术引进间的关系。使用的软件为Eviews 6.0。取1995―2008年的数据，所有涉及到价格的数据都以工业品出厂价格指数折算为1995年价格，各变量均取自然对数。数据来源于各期《中国高技术产业统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

二、实证分析

1.时间序列的平稳性检验。协整关系分析适用于检验两个及以上变量之间是否存在长期的稳定关系。但首先要进行变量的稳定性检验。如果变量都是单整的，只有当它们的单整阶相同时才可能协整。单位根ADF检验结果（如表1所示）。由表1的单位根检验结果中可以看出，在10%的显著性水平下，时间序列LPAT、LINN、LHR、LINI都是单整的I（1）过程，它们间可能存在某种稳定关系。

2.协整检验和误差修正模型。从协整理论的思想来看，自变量和因变量之间存在协整关系是指因变量能被自变量的线性组合所解释，不能被自变量解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的[4]。

通过对四个变量的估计，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：括号里为T值。

再对残差序列et进行单位根检验，得到et在1%的显著性水平下拒绝原假设，即是平稳的。

则由上述检验结果知：变量间长期具有稳定、均衡的数量关系。具体的说：（1）自主创新人员投入增加1%引起技术进步增加0.0743个百分点。（2）自主创新资本投入增加1%引起技术进步增加1.2071个百分点。（3）技术引进增加1%引起技术进步增加0.0203个百分点。（4）中国医药业自主创新对技术进步的贡献大于技术引进的贡献。

由于协整检验反映变量间长期的均衡关系，若因某些原因短期出现了偏离现象，则必然通过误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期波动和长期均衡结合在一个模型中。确定了长期关系后，可以估计它们之间的误差修正模型。

常用Engle-Grange两步法来建立误差修正模型。根据协整方程，建立误差修正模型如下：

ΔLPAT=0.0000408ΔHR+0.000307ΔINN+0.0000658ΔINI-

0.970130ECM（-1）

（0.3942）（2.7865） （4.0717）（-3.6747）

R2=0.7609，DW=1.74

以上结果表明：（1）在短期内，技术进步受自主创新和技术引进的影响，其中，自主创新的资本投入和技术引进在短期内对技术进步有显著影响，而人员投入的短期影响不显著。（2）ECM（-1）是误差项，反映了上一期非均衡误差对本期进行反向修正，使得变量间的关系不会过多偏离长期均衡状态。

3.Grange 因果关系检验。Grange 因果关系验证协整检验得到的均衡关系是否构成因果关系。检验结果（如表2所示）：从表2结果可知，10%的显著性水平下，自主创新的人员投入和资金投入以及技术引进均是技术进步的Grange原因，其中自主创新的资金投入与技术进步互为Grange因果关系；自主创新资金投入是自主创新人员投入的Grange原因；技术引进是自主创新资金投入的Grange原因。

三、政策建议

根据研究结论，给出以下政策建议：第一，由于长期看，自主创新对技术进步有显著影响，且是技术进步的Grange原因，所以，中国医药业必须要加大自主创新的人员和资金投入力度。第二，短期内自主创新人员投入对技术进步的影响并不显著，原因可能是中国医药业的科技人员投入强度还不高。尽管中国药业的科技人员投入量一直在增加，但是科技活动人员所占从业人员的比重和欧美日等发达国家相比还很低。人才决定技术创新活动的成败和创新能力的高低，中国医药业要获得长久的发展必须克服“高科技人才不足”的瓶颈[5]。第三，由于技术引进是技术进步和自主创新的Grange原因，且短期内技术引进对技术进步有显著影响，所以我们要认识到技术引进在医药产业技术进步中的重要作用，鼓励自主创新和技术引进的有机结合。

参考文献：

[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]陈国宏，邵赞.中国技术引进与产业结构关系的实证研究[J].中国软科学，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]高铁梅.计量分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].北京：科学出版社，2006：155.

[5]刁天喜.中国制药企业技术创新战略选择问题探讨[D].北京：中国人民军事医学科学院博士学位论文，2007：5.