时间：2023-08-29 16:44:18
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇医药行业平均值，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
关键词：医药行业上市公司 可持续增长能力 因子分析
企业的可持续增长是一种适度增长过程，这种适度体现在企业发展与内部资源的协调性、与外部环境的适应性以及与盈利本质的吻合性上。评价企业的可持续增长能力，可以促进国民经济发展，帮助企业克服短期行为，提高企业经济效率，还可以推动企业经营管理科学化，促进企业技术进步。因此，本文在希金斯可持续增长模型的基础上，结合我国医药行业上市公司的具体特点，运用因子分析法，试图建立适合我国医药行业上市公司的可持续增长能力评价模型。
一、文献回顾
(一)国外文献国外关于企业可持续增长的研究已经比较深入，有定性的说明也有定量的分析，其理论研究主要集中在企业增长理论和企业可持续增长的财务管理理论两方面。其中比较经典的是可以归为两大类的四个可持续增长模型：一类是基于会计口径的可持续增长模型(包括希金斯的可持续增长模型和范霍恩的可持续增长模型)；一类是基于现金流口径的可持续增长模型(包括拉巴波特的可持续增长模型和科雷的可持续增长模型)。基于会计口径的希金斯可持续增长模型和范霍恩可持续增长模型都肯定了资产负债率、股利支付率、资产周转率和销售净利率共同决定了可持续增长率。希金斯的模型明确指出不增加新股，而范霍恩的可持续增长模型更强调可持续增长率是一个目标值，松动了希金斯不采用股权融资这一假设前提。虽然希金斯与范霍恩的可持续增长模型在计算形式上有所不同，但二者是可以相互转换的。另一类基于现金流口径的可持续增长模型均建立在现金流量的基础上，与基于会计口径的可持续增长模型相比，更注重增长于现金余缺之间的关系。拉巴波特认为可持续增长率是现金流(锁定为自由现金流)为零时的增长率，利用相对数指标描述出企业增长与现金流的线性负相关关系。科雷认为现金流量与增长率之间是线性负相关关系，即当实际增长大于这个增长率时，企业的现金流量为负，而当实际增长小于现金余额的增长时，企业有正的现金流。科雷在其著作的后面论述中默认了现金余额的增长率即为可持续增长率。虽然拉巴波特在其建立的可持续增长模型中使用的是相对数指标，科雷使用的是绝对数指标，但是二者通过同时乘以(或者除以)销售额来互相转化，因此从本质上说，二者也是一致的。
(二)国内文献国内对可持续增长的研究主要侧重于可持续思想的论述、国外可持续增长理论的一般性介绍以及可持续增长模型的拓展等。主要有以下几个方面：一是对上市公司可持续增长模型的实证研究。王玉春、花贵如(2007)以经典的罗伯特・希金斯的可持续增长模型为理论基础，对我国信息技术上市公司可持续增长进行实证研究。研究发现，我国信息技术上市公司的实际增长率超过可持续增长率，并且可持续增长率逐年下滑，存在财务上的增长过快现象。二是对可持续增长模型的比较分析与案例验证。汤谷良、游尤(2005)通过对现有四种可持续增长模型进行比较分析，揭示出其在逻辑上和应用中的优势与局限，并利用万科1998年至2004年间的数据对不同模型进行数据验证。最终得出：基于现金流口径的可持续增长模型计算的可持续增长率波动更为激烈，与企业现金流的关系更为明确。三是对可持续增长模型的重构研究。樊行健等(2007)通过对希金斯和范霍恩可持续增长模型的回顾分析，指出两个可持续增长模型的优势与不足，重构了企业可持续增长财务模型。重构的模型吸纳了希金斯模型简单、易于操作的优点，并充分考虑企业增长的动态特征，区分平衡增长、资本结构变动、发行新股三种情况，逐步将希金斯增长理论中的假设条件放宽。四是对可持续增长模型与财务管理策略的研究。郭泽光、郭冰(2002)以财务目标为起点，从财务基本平衡等式人手，分析制约企业增长的关键因素。论证股票发行、企业负债与企业增长的关系，提出实现企业增长的基本财务策略。通过一个平衡等式推导，得出结论：单纯企业增长率并不意味着企业创造价值。五是对企业可持续增长能力的评价研究。陈兴述、祝小勤(2007)借助于希金斯的可持续增长模型，将企业的财务可持续增长能力分解为盈利能力、营运能力、杠杆能力、分配能力以及成长能力五个方面。并在企业财务可持续增长能力评价指标的基础上，借助于数学方法，建立了企业财务可持续增长能力的模糊评价体系，并通过案例进行了应用举例。
本文在希金斯可持续增长模型的基础上，尝试运用因子分析和聚类分析，结合我国医药行业上市公司的具体特点，试图建立适合我国医药行业上市公司的可持续增长能力评价模型。
二、研究设计
(一)理论基础本文的研究是基于罗伯特・希金斯的可持续增长模型展开的。希金斯定义的可持续增长率是指再不需要耗尽财务资源的情况下，公司销售所能增长的最大比率。在其可持续增长模型中对一定条件下公司的增长速度受经营水平、财务资源、政策的制约关系进行了描述，特别是考虑到了通货膨胀对可持续增长率数值的影响。按可持续增长率制定销售目标，可使企业合理地权衡增加收入与控制负债规模之间的关系。可持续增长(Sustainable Growth Rote)是企业在不增加权益融资并保持当前经营效率(表现为资产周转率和销售净利率)和财务政策(表现为资产负债率和收益留存率)的条件下公司销售收入的最大增长率，它实际上是一种平衡增长。希金斯的可持续增长模型基于以下假设：公司想以市场允许的速度来发展；管理者不可能或不愿意筹集新的权益成本，即企业发行在外的股数不变；公司要继续维持一个目标资本结构和目标股利政策；公司资产周转率水平保持不变。希金斯的可持续增长模型从会计恒等式出发，认为企业的增长受股东权益增长的限制。依据希金斯的方法，企业的销售增长率必须以新增的资产作为支撑，如果公司的期初销售额为s，本年的销售增长率为g，为了保持期初总资产A和对应的销售额s的目标比率A／S不变，公司的期末总资产也应扩大g倍。支持公司销售增长的资金来源有两部分：一部分是净利润减去红利发放后的公司留存收益；另一部分是随着公司的所有者权益的增长，为保持公司的资本结构不变，负债所实现的同步增长。根据“资产=负债+所有者权益衡”等式得到公式：g=股东权益变动值／期初股东权益=P*R*A*T。从上述公式可以看出，―个公司要依靠自身来实现销售增长，其可持续销售增长率与公司的留存收益率L、销售净利率P、总资产周转率Q和权益乘数R四个比率的乘积有密切的关系。这四个比率涉及到公司财务管理的所有主要内容，公式中的P和O概括了企业的盈利能力和资产运营能力，而R和L描述了企业主要财务政策(R反映了公司的财务杠杆政策，而L体现了管理层对待股利发放的态度)。希金斯可持续增长理论的一项重要结论就是：增长不是―件非要达到最大化不可的事情。在很多公司，限制增长以便在财务上养精蓄锐可能是必要的；在其他一些公司，用于为无利可图的增长提供的资金可能最好是还给股东。
(二)研究方法为了解决传统评价方法中的缺陷，本文运用因子分析模型来建立综合评价指标和公共因子分析指标来进行可持续增长能力的评价研究。该方法在构造综合评价指标值时所涉及的权数都是通过数学变化产生，不是人为确定，具有客观性、科学性。同时，通过设定公共因子可以解决传统方法中指标设置过多，相互间存在相关性的弊端，能清晰地揭示影响医药行业上市公司可持续增长能力的关键因素，对促进医药行业上市公司的持续发展具有重要意义。在因子分析的基础上，本文借助于聚类分析，建立医药行业上市公司的可持续增长能力的评级体系并对评级提下的有效性进行分析和说明。
(三)模型与指标遴选在构建医药行业上市公司可持续增长模型的过程中，利用因子分析技术，从反映受评对象可持续增长能力的财务指标体系中提取不可测的公共因子，并运用与主成分分析类似的科学赋权方法赋予公共因子权重，据此计算因子得分的综合评价值，借以评价医药行业上市公司的可持续增长能力，有效地解决了变量多重共线性给应用带来的问题。为构建上市公司信用风险评价指标体系，本文选择了15个财务指标，其中Xl、X2、X3、X13和X14分别代表：净资产收益率、销售净利率、每股净利润、成本费用利润率、资产净利率，用于反映公司的盈利能力；X6、X7、X8和X12分别代表流动比率、速动比率、现金比率、资产负债率，用于反映公司的偿债能力；X4、X5和X15分别代表：流动资产周转率、存货周转率、总资产周转率，用于反映公司的经营能力；X9、X19、X11分别表示：无形资产增长率、资本积累率、总资产增长率，用于反映公司的成长能力。
(四)样本选择和数据来源本文选择证券之星网站公布的99家医药行业上市公司作为总体，排除ST、*ST、S*ST、SST和已被宣布停牌的公司，同时排除数据不全的公司，将对69家医药行业上市公司作为样本进行重点研究。本文选择了医药行业上市公司2003年至2007年的数据作为分析期，具体数据由各公司的年报获取。
三、实证结果分析
(一)标准化处理为了消除各项财务指标由于量纲单位不同或正、逆性指标不同所带来的不可公度性，需将各项指标进行标准化处理。本文在计算各样本公司15项财务指标平均值的基础上，采取z Scores法，将各变量值或指标减去均值后除以标准差。标准化后的平均值为0，标准差为1。
(二)相关性检验在进行因子分析之前，为了考察15个指标之间是否存在一定的线性相关性，采用了KMO检验进行相关性检验。在对数据标准化的基础上，进行因子分析得出检验(表1)。可以看到：KMO and Bartlett's检验值为0.700>0.5，适合用因子分析方法。
(三)因子分析利用SPSS软件，采用主成分析法，进一步得到财务比率相关系数表以及正交旋转前后主成份特征向量与贡献率(表2)。从(表3)可以看出，正交旋转前后4个因子的累计方差贡献率都是83.894％，说明保留了原有15个指标中83.894％的信息。正交旋转并没有改变因子总体的解释能力。但正交旋转后，每个因子的特征根值变化了，相应的每个因子的方差贡献率也变化了。说明因子旋转缩小了各因子方差贡献率之间的差距，使各因子解释原来变量的能力更加平衡。从(表4)可以看出：(1)因素1：X1、X2、X3、X13和X14的权重较大，故F1主要由净资产收益率、销售净利率、每股净利润、成本费用利润率和资产净利率这5个财务比率反映，代表了企业的盈利能力。盈利能力对医药行业上市公司的可持续增长能力的贡献最大，因子贡献率达到了27.332％。它是影响企业长足发展的主要因素。(2)因素2：X6、X7、X8和Xl2的权重较大，故F2主要由流动比率、速动比率、资产负债率和现金比率这4个财务比率反映，代表了企业的偿债能力。因子贡献率达到了24.512％，也是影响医药行业上市公司可持续增长能力的重要因素。(3)因素3：X4、X5和X15的权重较大，故F3主要由存货周转率、总资产周转率和流动资产周转率这3个财务比率反映，代表了企业的营运能力。对于医药行业上市公司可持续增长能力比较重要，因子贡献率达到了18.668％，营运的速度影响企业的可持续增长。(4)因素4：X9、X10和X11的权重较大较大，故F4主要由无形资产增长率、资本积累率和总资产增长率这3个财务比率反映，代表了企业的成长能力。因子贡献率达到了13.381％，企业成长过快或者过慢都应该引起管理层的关注。由此得到的4个因子所代表的经济意义为：Fl――盈利能力；F2――偿债能力；F3――营运能力；F4――成长能力。在确定了各因子的经济意义之后，以各因子的方差贡献率为权数，求得可持续增长能力Z值的计算公式如下：Z=0.27332×F1+0.24512×F2+0.18668×F3+0.13381×F4。其中：F1=0.828*X1+0.888*X2+0.783*X3+0.874*X13+0.913*X14；F2=0.969*X6+0.977*X7-0.808*X8+0.952*X12；F3=0，848*X4+0，928*X5+0.816*X15；F4=0.876*X9+O.643*X10+0.758*X11。
四、研究结论与建议
综上所述，本文得出如下结论：第一，医药行业上市公司的可持续增长能力主要由盈利能力决定，而且与最利能力正相关。从(表5)中，可以看出在正交旋转后，盈利能力的方差贡献率最大，为27.332％。从实证结果上看，可持续增长能力的Z值大的公司，其盈利能力的排名也比较靠前。海王生物、华邦制药、九芝堂、上海医药的平均净资产收益率指标均在10％以上；平均销售净利率指标除九芝堂为8.60％，不足10％外，其余三家公司均达到或超过10％；平均每股净利润指标除上海医药在0.5元，股以下外，其余均超过所有上市公司的平均值0.28854元／股；平均成本费用利润率指标均在6％以上，上海医药的平均成本费用利润率指标超过平均值接近17个百分点。反之，盈利能力比较差的企业，其总体排名也比较靠后。总的来说，企业的盈利能力是与利润增长有关的，而利润增长既与资产的盈利能力有关，又与公司资产的投入有关。从资产盈利能力看，资产盈利能力强，公司的可持续发展能力也越强；反之，资产盈利能力弱，其持续能力就可能受到影响。从公司投入增长方面看，公司的投入分为内部投入和外部投入。内部投入是指公司将盈利资金不分配，全部投入到再生产中去，或将盈利分配一部分，另一部分投入到再生产中去。第二，医药行业上市公司的可持续增长能力受偿债能力的影响比较明显，并且与偿债能力呈正相关的关系，由于对资产负债率作了正向化处理，所以医药行业上市公司可持续增长能力与流动比率、速动比率和现金比率呈正相关，与资产负债率呈负相关。具体来看，新华制药的偿债能力分值最高，从而使得整体的可持续增长能力排在了第3位。其余排在前五的公司其偿债能力得分也都比较靠前。第三，医药行业上市公司的可持续增长能力受营运能力的影响并不十分显著。马应龙的营运能力的分值最高，但其可持续增长能力的综合排名却在十名以后，而可持续增长能力的综合排名排在前五的医药行业上市公司，单就营运能力的排名而言，均在前十以后。这是由于医药行业的特殊性决定的，医药行业是高技术、高投入的产业，医药行业上市公司投资回收周期长，资产周转的速度慢。第四，企业的可持续增长与企业的成长能力呈弱相关或者呈负相关，从(表5)中，可以看出在正交旋转后，成长能力的方差贡献率最小，为13，381％，即成长的速度过快或者过慢都影响医药行业上市公司可持续增长的持续性。如成长能力排在第一位的华海药业，其2003年至2007年实际增长率的平均值为3l・51％，而可椿续增长率的平均值仅为8.74％。其可持续增长率与实际增长率之间存在着巨大差异。
作者简介：
(1966-)，女，辽宁义县人，北京物资学院商学院副教授
杨晓兰(1983-)，女，内蒙古赤峰人，中国中纺集团公司财务部会计师
参考文献：
[1]刘斌、刘星、黄永红：《中国上市公司可持续增长的主因素分析》，《重庆大学学报(自然科学版)》2003年第12期。
[2]汤谷良、游尤：《可持续增长模型的比较分析与案例验证》，《会计研究》2005年第8期。
[3]樊行健：《可持续增长模型的重构研究及启示》，《会计研究》2007年第5期。
[4]油晓峰、王志芳：《可持续增长模型及其应用》，《会计研究》2003年第6期。
[5]王玉春、华贵如：《从财务视角审视上市公司可持续增长》，《会计研究》2007年第2期。
[6]苏冬蔚、昊仰儒：《我国上市公司可持续发展的计量模型与实证分析》，《经济研究》2005第1期。
[7]詹姆斯・范霍恩：《财务管理与政策》，北京大学出版社2006年版。
关键词：生物医药；上市公司；实例研究；资本融资环境；资本市场
自1993年6月29日我国第一家医药公司—哈医药在上海交易所上市以来，经过十多年的发展，至2009年3月我国共有医药上市公司100家，医药板块作为朝阳产业广受投资者关注。医药上市公司已成为我国医药行业中具有一定规模和市场竞争能力的优势群体，成为我国医药产业发展的主力。其中属于生物医药领域的上市公司有18家，占医药行业的18％，代表了目前我国生物医药产业利用资本市场的总体状况。笔者将对这18家生物医药上市公司进行资本市场利用现状的实证分析，以期对利用资本市场促进我国生物医药产业发展提供有益借鉴。
1生物医药产业上市公司总体发展概况
生物医药是一个投入相当大的产业，前期的研究开发与后期的产业化都需要雄厚的资金作为保障。生物医药业的发展需要资本市场为其注入资金、专业技术和人才等多种现代生产要素。生物医药公司上市是走向资本市场利用的有效途径，上市后的生物医药公司可成为龙头企业，拥有组织制度优势、市场组织优势以及资金、技术和人才等优势。
至2008年底，我国已有18家生物医药概念的股份公司上市发行股票，利用资本市场直接融资，筹集到大量生物医药业发展资金，同样也说明我国生物医药业目前对资本市场的利用主要是通过股票市场进行的。自1993年第一家生物医药类公司—四环生物上市以来，深、沪A股市场生物医药类上市公司的数量不断增加，迅速发展到2008年的18家，流通A股从最初的9亿元增长至44．08亿元，增长了3．9倍。可见，生物医药业类公司整体筹资能力在不断增强，生物医药业的投入不断加大，有力推动了我国生物医药业的发展。
2生物医药产业上市公司资本经营情况分析
生物医药类企业发行上市进入证券市场，打开了通往资本市场融资的道路，为生物医药业的快速发展提供了资金支持。生物医药上市公司积极在资本市场上进行资本运营，为生物医药业的产业化发展创造了良好的融资环境，企业实力不断增强，业绩稳定增长，为各公司上市后实施配股或发行债券创造良好条件。适时分析该类上市公司的资本运营情况，结合企业实际、经济发展内在要求以及资本运营的规律，发现行业发展中存在的问题，适时进行资产调整与重组，推进产业结构的优化与升级，对于该类上市公司持续利用资本市场发展生物医药产业具有重要意义。
2．1主营业务收入和净利润分析
2002－2007年，我国生物医药上市公司的主营业务收入总体呈稳步增长趋势（见图1）。2002年平均每个公司主营业务收入为3.267亿元，占医药类上市公司平均值的31．87％；2007年平均每公司主营业务收入已达到4.291亿元，占的医药类上市公司的26．78％，年平均增长0.205亿元，年增长率为5．89％。其中，长春高新、北海国发、交大昂立、钱江生化、星湖科技、诚志股份等6家公司的年平均主营业务收入在4亿元以上，收入增长幅度明显高于行业平均水平3．842亿元，年平均增长7．119亿元；其余12家上市公司年平均主营业务收入低于行业平均水平，年平均增长仅2．102亿元。由此可以看出，在主营业务收入方面，仅1／3左右的上市公司以较大幅度增长，而大多数上市公司的年平均主营业务收入徘徊在2亿元左右。
2002－2007年，生物医药类上市公司的平均每公司每年净利润为0.149亿元，占医药行业整体水平的23．97％，变化范围在0.01-0.31亿元之间，年际间有较大的变化幅度。北生药业、银广夏、深本实、四环生物、长春高新等5个公司的平均年净利润为负值，莱茵生物、达安基因、交大昂立、诚志股份、四环药业、上海莱士、天坛生物、双鹭药业、华兰生物、科华生物等10个公司的平均年净利润为0.519亿元，是生物医药类上市公司平均水平的3．48倍。由此可见，生物医药类上市公司的净利润年际间存在明显波动，体现出一定的风险性特点，但超过一半以上的该类企业仍然可以获得较大的净利润。
结合图1来看，生物医药上市公司的主营业务收入和净利润在2002－2003年、2004－2007年分别是两个逐年增长的过程。但在18家生物医药类上市公司中，1／3左右的公司主营业务收入和一半以上的公司净利润都明显高于行业平均水平，这些公司应该属于本行业的优势企业。但其主营业务收入虽逐年增长，净利润却依然存在年度间的大幅增减变化，说明其年际间存在明显的成本增减变化。
2．2净资产收益率分析
净资产收益率反映企业自有资金投资收益水平和资本运营的综合效益，是企业获利能力的核心指标。该指标越高，企业自有资本获取收益的能力越强，运营效益越好，对企业投资人和债权人权益的保证度越高。2002－2007年，生物医药类上市公司的净资产收益率分别为1．41％、9．02％、8．23％、2．41％、－3．74％和3．85％，年度间有明显差异。但诚志股份、达安基因、天坛生物、莱茵生物、华兰生物、双鹭药业、科华生物、上海莱士等8个公司年平均净资产收益率为16．83％，公司之间的差异范围在5％-35％之间，年际变化幅度为12％－22％，属于具有稳定净资产收益的企业。而四环药业、北生药业、深本实、长春高新、四环生物、星湖科技等6个公司的年际间平均净资产收益率为负值，属于自有资本获取收益能力和资本运营效益较差的公司。说明生物医药上市公司之间、年际之间其资本收益和资本运营效益存在差异，也是其经营风险的体现。
2．3每股收益和每股净资产分析
每股收益反映企业普通股股东持有每一股份所能享受的企业利润和承担的企业亏损，是衡量上市公司获利能力时最常用和综合性较强的财务分析指标。每股收益越高，说明公司的获利能力越强。2002－2007年我国生物医药类上市公司的平均每股收益为0．13元，年际间变化范围在
－0．06－0．23元之间，公司间变化幅度在
－0．76－1．01元之间；其中上海莱士、双鹭药业、华兰生物、科华生物、莱茵生物、达安基因、天坛生物、诚志股份、交大昂立等9个公司的每股收益高于生物医药业平均水平，达到平均每股收益为0．45元，公司间变化范围在0．13－1．01元之间，年际间变化范围在0．33－0．47之间。但深本实、北生药业、银广夏、四环药业、长春高新、四环生物等6个公司年平均每股收益为负值，星湖科技、北海国发和钱江生化等3个公司的年平均每股收益仅0．02－0．06元，远低于平均水平。
每股净资产是上市公司年末净资产（即股东权益）与年末普通股总数的比值。2002-2007年生物医药类上市公司的6年平均每股净资产为2．16元，年际间在1．75-2．57元／股之间波动，公司之间的差异范围在－3．24－4．23元／股之间。除了深本实和ST银广夏的为负值外，其余公司的均为正值，其中双鹭药业、交大昂立、华兰生物等12个上市公司的每股净资产高于生物医药行业整体平均值，年际间变化幅度在2．73－4．04元／股之间，公司间差异范围为2．31－4．23元／股之间。
通过以上分析，笔者认为，生物医药类上市公司在2002－2007年间利用资本市场进行资本运营，总体呈现出稳定发展的趋势，但是生物医药公司之间和年际间存在明显差异，其中50％左右的公司平均每股收益和每股净资产均比较高，显示出稳定的高水平发展优势，其资本经营状况良好。
2．4我国生物医药类上市公司的市场潜力分析
生物医药类上市公司与其他行业类上市公司比较，其股票具有更大的市场增长潜力。因为投资者投资股市除了希望获得眼前的稳定收入外，更多的是期盼企业的高成长性和具有良好的未来发展前景。因此，具有高技术、高投入、高收益、高风险特征的生物医药类高新技术产业，必将是投资者投资追逐的热点领域。
（1）生物医药业是典型的高新技术产业。生物技术是当前高新技术研究开发的一个热点，生物医药作为生物技术开发应用的前沿之一，在生物医药研发领域有着广阔的应用前景。因此，高科技与资本对接，为生物医药类企业提供诱人的发展空间。作为典型的高新技术产业之一，生物医药产业既有很高的投资收益和广阔前景，技术创新活动又充满风险性。但是风险往往与机遇并存，这也是风险投资的魅力所在。只不过在投入生物医药技术创新活动时，企业经营管理者注意采取一切可能的措施来进行风险控制即可尽可能地避免之。
（2）获利能力与上市公司本身直接相关。从每股收益来看，2002～2007年有67％的生物医药上市公司具有获利能力，50％的公司具有良好的业绩，年平均每股收益达到0．45元，明显高于医药行业的年平均每股收益0．23元。其余1/3的上市公司年平均每股收益为负值，盈利能力较差。说明年平均每股收益在公司之间存在显著差异，资本运营好的公司可以获得明显高于医药行业平均水平的每股收益，对于投资选择来说这也是风险性的一种体现。
（3）资产负债率较低，净资产收益率较高。除深本实和银广夏两个公司外，其余16家生物医药上市公司2006年的平均资产负债率为41．62％，明显低于医药行业平均资产负债率60．83％。2002－2007年医药行业的年平均净资产收益率为0．64％，而生物医药业为3．53％，其中近半数的上市公司更达到了16．83％。可见生物医药类上市公司在医药行业上市公司中的突出地位。
综上所述，约30％－50％的生物医药类上市公司在主营业务收入、净利润、净资产收益率、每股收益和每股净资产等指标方面明显高于该类上市公司的平均水平，属于本行业的优势企业，具有良好的资本运营和获利能力；除此之外，年际间的差异也是影响生物医药类上市公司资本市场利用潜力的因素之一。
2．5生物医药上市公司的优势分析
2003－2007年生物医药上市公司的年平均主营业务收入达到39572．78万元，是非上市生物医药公司的7．04倍；上市公司的年平均利润为5624．29万元，是非上市公司的29．73倍。我国生物医药上市公司的平均主营业务收入和利润都比远比非上市公司的高，充分说明生物医药类企业利用资本市场的优越性。
3结语
目前我国生物医药上市公司积极在资本市场上进行资本运营，为生物医药业的产业化发展创造了良好的融资环境，企业实力不断增强，业绩稳定增长，为各公司上市后实施配股或发行债券创造良好条件。
2002－2007年，我国生物医药上市公司利用资本市场进行资本运营，总体呈现出稳定发展的趋势，其中约30％－50％的生物医药类上市公司在主营业务收入、净利润、净资产收益率、每股收益和每股净资产等指标方面明显高于该类上市公司的平均水平，属于本行业的优势企业，具有良好的资本运营和获利能力；除开公司本身因素外，年际间的差异也是影响生物医药类上市公司资本市场利用潜力的因素之一。
由于生物医药业是典型的高新技术产业，成为投资者投资追逐的热点领域。年平均每股收益在公司之间存在显著差异，资本运营好的公司可以获得明显高于医药行业平均水平的每股收益。大多数生物医药公司的资产负债率较低，净资产收益率较高。因此，我国的生物医药企业具有良好的市场潜力。我国生物医药上市公司的平均主营业务收入和利润都比远比非上市公司的高，充分说明生物医药类企业利用资本市场的优越性。
参考文献
1中国证券监督管理委员会.中国证券期货统计年鉴200……8［M］.上海：学林出版社，2008
2国家发改委.中国高技术产业统计年鉴2008［M］.北京：中国统计出版社，2008
3中国科学技术部.中国统计年鉴2008［M］.北京：中国统计出版社，2008
市场状况
在目前市场上的行业基金中，既有专门投资一个行业的（医药、信息、金融等）行业基金，如易方达医疗行业股票、深证TMT50ETF、国泰上证180金融ETF等，也有同时投资于几个行业的行业基金，如国投瑞银沪深300金融地产指数（LOF）、海富通上证周期50ETF、国投瑞银中证上游资源产业指数（LOF）等。从投资方式来看，既有被动跟踪行业指数的行业基金，如招商上证消费80ETF，也有采取主动管理投资的行业基金，如长城消费增值股票、汇添富医药保健股票等。
从行业来看，投资消费行业的行业基金数量最多，其次是医药、资源、金融、地产、电子信息等。在投资方式上，被动的跟踪行业指数是目前行业基金的主流方式，采取主动投资的行业基金多为消费行业基金。
行业基金在国内起步比较晚，目前市场上已成立的30多只基金中，仅有2只成立时间超过5年，分别为长城消费增值股票、万家公用事业行业股票（LOF），2只基金最新5年期晨星评级分别为四星级、三星级。成立3年以上的除了上述2只基金外，还有申万菱信消费增长股票，基金中长期业绩相对落后，最新3年期晨星评级为两星级。
行业基金的特征
从招募说明书来看，行业基金约定，股票资产占基金资产的60%～95%，而投资于该行业的上市公司占股票资产的比例不低于80%。也就说，行业基金投资于某行业的股票资产至少占基金净资产的48%。正是由于资产配置中的行业高集中度，行业基金可能比其他股票型基金的波动幅度更大，尤其是当投资行业是波动性较大的周期行业时，这种波动特征更加明显，且投资于某一周期行业的行业基金承受的波动要大于投资于大行业的基金。
具体来看，目前市场的行业基金投资的周期行业主要集中在金融、地产、资源几大领域。这些基金最近1年和2年标准差远高于同类平均水平，显示基金最近1年和2年业绩的波动性大。以2013年业绩表现抢眼的国泰上证180金融ETF、国投瑞银沪深300金融地产指数（LOF）为例，截至2012年年末，国泰上证180金融ETF基金最近1年标准差为29.36%，股票型基金的该数据平均值为22.68%。同时投资金融、地产行业的国投瑞银沪深300金融地产指数（LOF），最近1年标准差为27.33%。资源行业基金的波动则更大，国联安上证商品ETF最近1年的标准差高达31.58%。而投资于非周期行业（如消费、医药等）的行业基金业绩波动相对都较小，如长城消费增值股票，其最近1年标准差仅为14.87%，易方达医疗行业股票最近1年的标准差为19.78%，万家公用事业行业股票（LOF） 最近1年的标准差为19.44%。
在组合中的作用
正是由于行业基金呈现出来的行业高集中度、业绩高波动的特征，其更适合充当卫星基金的角色。投资者在选择了核心基金后，可能会发现投资组合在行业配置上“有失偏颇”，这时配置一定的行业基金可以起到均衡的作用。此外，如果非常看好某一行业，觉得搭建的组合中该行业配比太低时，配置一定比例的行业基金可以起到增强的效果。
对于资金量不足的投资者来说，某些前景好的行业往往其上市公司股价也“高处不胜寒”，例如国内的医药、消费等行业，白酒类股票动辄股价过百元，而好的中药企业股价也动辄三四十元。选择相应的行业基金，能够避免资金上的尴尬，毕竟基金投资起点仅为1000元，定投起点则仅为100元。
此外，对于熟悉某些特定行业且擅长短线操作的投资者来说，由于行业基金的高波动性，可以作为波段操作的品种之一。
行业基金的选择
在投资行业基金时，投资者首先应对自己的风险偏好和投资目的有清晰的认识。例如，选择行业基金进行波动操作显然是不适合低风险承受能力的投资者的，虽然这种方法有时可能成就“一夜暴富”的梦想。对于稳健型的投资者而言，采取基金定投的方式对行业基金进行卫星配置，或许是更加合适的选择。
具体到在投资同一行业的不同行业基金间进行选择时，要搞清楚基金的投资方式是被动跟踪行业指数还是进行主动投资管理的。通常来说，被动跟踪行业指数的行业基金受到的仓位限制更加严格，业绩波动也更大。同样都是采取主动投资管理方式，投资同一行业的不同行业基金之间存在着业绩分化。以消费行业基金为例，截至1月4日，最近1年收益最高的为中海消费股票，收益为8.88%；收益最低的为银华消费主题——银华消费，收益为3.11%。中长期业绩也存在着同样的分化。对于投资者而言，在选择时，可以从基金公司、基金经理、费率、晨星业绩评级等几个角度进行考量。尽量选取一些过往业绩优良、基金经理经验丰富的行业基金。
值得关注的行业基金
长城消费增值股票型基金
消费行业仍有着较大的成长空间。虽然在2012年国内居民最终消费对GDP的贡献已经从2010年46.9%提升至51.8%，但是与欧美发达市场经济的70%以上相比，仍然存在着较大的空间。从政策的角度来看，随着城镇化的推进，居民的可支配收入水平将得到进一步提升，类似于下调刷卡手续费、新能源购车补贴、减免高速过路费等一系列消费刺激措施的持续推出也是政策未来的倾向所在。
该基金属于消费行业基金，中长期业绩较好。截至2012年12月底，最新3年期晨星评级为三星级、5年期晨星评级为五星级。最近2年回报在同类中排名前1/3。该基金围绕传统消费行业进行投资，投资方向明确，精选各行业龙头股，换手率远远低于同类，中长期业绩优良，风险控制也较好。
汇添富医药保健股票基金
医药行业存在较大的发展空间。从需求来看，在我国老龄化日益严重的当下，庞大数量的老年人对医疗的需求也随之增长。国务院在2012年印发的《国家人口发展“十二五”规划》显示，“十二五”期间我国老年人口出现第一次增长高峰。20世纪50年代第一次生育高峰出生人口相继进入老年，我国60岁以上老年人口年均增长800万以上，总量将突破2亿。2030年60岁以上人口占比将接近30%。另一方面，随着城镇化的推动，医保福利范围将进一步扩大，福利水平也将得到提升。2011年我国医疗卫生费用支出占GDP的比重仅为5.1%，不但低于高收入国家（平均8.1%），而且比低收入国家的比重还要低（平均6.2%）。在城镇化的背景下，医疗将是政策的重要方向。
关键词:医药行业;内部控制;公司治理
内部控制总体来讲就是一个企业为了能够达到自己划定的营运目标，保持企业资产完全性和完整性水平，确保企业会计信息数据的准确和可靠，从而使得企业自身的计划和生产的目标能够得到比较好的履行，也可以在企业日常生产经营中保持更经济更高效的在自己单位内部去采取的一种内部控制系统的各种日常管理措施的总称。
一、医药企业内部控制目标设定与运行缺陷
(一)医药企业内部控制目标设定
1．内部控制可以为企业的经营成果提供保障
完善的内部控制，可以使医药企业的合理保证企业的经营成果。只要医药企业的内控管理到位，那么企业的经营状况不仅会使利益相关者满意，而且能推动企业在市场竞争中获得更大的竞争优势。所以，对于我国特别是医药行业的上市企业来讲，有深度的强化对内部控制的学习和实践是万万不能避免的。
2．内部控制可以保证企业会计信息的真实完整
完备的企业内部控制制度能够非常高效的保障医药企业会计信息的真实与完整，医药企业的运营和管理都离不开合法合规。内控制度的实现可以帮助医药企业保障自身财务核算的数据和信息真实完整，同时也确保了企业在合法合规性方面能符合国家医药行业企业相关的法律、法规以及医药企业内部规章制度。内部控制的实施可以为医药企业运营管理的合法合规性创造一个非常良好的内部环境，进而更好地确保医药企业内部财务信息的真实和完整。
3．为企业目标的实现提供不竭动力
战略目标是指医药企业对未来生产经营的总体规划，对于医药企业的营运管理具有比较强的指向性意义，因此一个强有力的举措来确保其真正落实是非常重要和有意义的。要实现为医药企业内部控制提供源源不竭的推进动力，就必须要有非常完善和健全的内部控制。如果企业拥有健全和完善的内部控制，那么一定会对企业战略目标的实现提供源源不竭的推动力。
4．防范和化解企业的潜在风险
企业针对财务风险的防范最终还是要靠内部控制的健全和完善。内部控制的健全和完善使得医药企业可以提前预测和防范医药企业潜在的财务风险与经营风险，从企业日常经营和管理中发现问题和解决问题，通过科学的程序发现风险，进而评估分析企业存在的风险并且及时采取措施防范和制止更大的问题出现，说明了内部控制的完善和健全能够帮助企业防范和化解潜在的风险。综上所述，内部控制涉及的是企业的各方面的管理与控制，而不仅仅是财务信息的真实与完整。因而，对于我国医药行业上市企业来说，只有狠抓企业内部控制管理才能为医药企业进一步平稳的快速的发展和进步铺平道路，这对于我国的民族经济走向世界的竞争行业意义十分重大。
(二)医药企业内部控制运行中的缺陷
内部控制试试是医药企业发展的趋势，但在内部控制运行过程中会存在一些缺陷，这些缺陷不仅影响着内部控制实施的效果，同时还阻碍着内部控制重要作用的发挥。
1．内部控制形式化严重
目前，部分医药企业内部控制管理缺少合理性、科学性，这与医药企业的特殊性有一定的关系。虽然医药企业是企业的性质，但是由于其产品的特殊性，因此在运营管理中会受到特殊的限制，怎样在医药企业中应用现代化的内控措施就成为医药企业管理者需要考虑的重点问题。
2．企业专业人才资源不足
部分医药企业中，管理层对内控认识不足，导致人力资源投入也不足，内控工作受到限制。因为医药企产品的特殊性，所以内部控制的程序会比较复杂烦琐，对控制人员的要求是比较高，因此要求参与内控的财务工作人员能够做到业财融合。此外，医药企业更要求工作人员具备扎实的专业知识技能，然而内部控制人员却严重不足，常聘用兼职人员，导致内部控制问题的解决处理效率不佳。
3．内部审计效果不佳
由于医药企业业务复杂，再加上企业人才资源不足、内部控制形式化严重等方面的制约，内部审计无法发挥应有的作用。在内审流程中各部门虽然能够配合内部审计工作，但是有些时候为了部门自身利益，会忽视企业整体利益，如果审核工作不到位，潜在问题就有可能被隐藏起来。此外，即使内部审计与被审计部门是相对独立的，但是二者在目标、利益上有着某些密切的联系，因此很难真正做到独立。
二、KM药业内部控制缺陷影响分析
医药企业内部控制体系建设不够健全，导致内部控制运作存在缺陷，监督不到位，企业日常经营活动很容易就偏离正规路径。接下来文章以KM药业为案例，分析其内部控制缺陷对其发展带来的影响。
(一)存贷双高问题
医药行业平均货币资金占总资产的比重应该在15%～25%比较正常。如果财报中既有高货币资金占比，又有很多负债，那么企业可能存在“存贷双高”。如果KM药业的货币资金占比较多说明企业流动资金充足，经营风险小，偿债能力强，但同时增加了机会成本，降低了资金收益，所以并不符合正常的经营管理方式。通过表1，可以发现KM药业的货币资金占总资产的比率从2015年开始，逐渐升高到至50%，这远超医药行业上市公司的平均值水平。所以，KM药业的货币资金真实性得不到保证，通过证监会对其调查，可以发现KM药业的货币资金存在非常严重的造假情况。此外，医药企业的有息负债率健康值在30%以内，但KM药业历年披露的财务报表数据中，可以发现KM药业的有息负债率常常突破35%，如表2所示。所以根据KM药业2013－2019年货币资金和有息负债占总资产比重的情况，反映出KM药业在存贷方面的内部控制是存在严重缺失的，可以判断KM药业公司存在比较典型的存贷双高现象。
(二)公司治理结构存在的缺陷
KM药业治理结构存在一些的问题，主要是其在内部结构的处理上，由关联方作为其控股股东;此外，股权集中度也相对较高，董事长及其家属持股比例合计超过30%;股权结构不合理会使得公司内部审计、监事会、董事会等监督职能无法正常展开，公司治理问题严重。其中最为突出的是董事会对管理层的监督失效，以及内部审计部门形同虚设、缺乏应有的独立性，导致这些问题的原因就是关键控制点偏离。
(三)存货管理缺乏内部控制
从2013年开始，KM药业披露在财务报表中的存货的金额飞速增长，反映在存货周转天数上是从2013年的133．93天升至2018年的666．67天，此外，还要考虑是否存在部分存货出现过期计提存货减值的可能性。在2019年KM药业的财务报告披露的数字中我们看到KM药业的存货周转率出现了持续性的下跌。这个数据的变化所表现出来的情况是可能KM药业对于自己内部存货的管理严重缺乏内部控制，所以导致存货周转速度变得越来越缓慢，或者也可能是存在因为存货数据实际上存在真实性的问题，抑或者，KM药业可能存在使用自己存货造假调节利润的可能性。
(四)对外披露财务报告信息存在问题
作为一家上市企业，KM药业在披露的公告中，对其业绩指进行调整，如2017调整营业收入，使其减少了超百亿的应收，同时现金流量减少了数十亿元的现金流量，这意味着公司披露的财务报告数据存在非常严重的问题。KM药业内部监督制度的不完善，导致其财务信息多次造假。我们知道，一个上市企业在披露财务报告和数据时，首先要确保企业披露的数据完整和真实，但KM药业并没有做到，在提供财务报告披露的造假中造成了投资者巨大的损失。
(五)风险意识缺失
KM药业的资产负债率从2013年45．93%升至68．03%。这主要是由于KM药业的内部控制在风险意识上的严重缺失，也是因为KM药业的短期借款和流动负债在近几年的期间内几乎翻了1倍，导致KM药业风险意识缺失的主要原因就是缺乏完善的内控风险评估机制(图1)。一个健康的企业要将自己的资产负债率控制在合理的范围内，KM药业虽然在财报中反映其存在足够的库存现金可以供企业日常生产经营，但是KM药业大量举债又造成公司的资产负债率过高，偿债压力过大以及偿债能力低下甚至影响更多相关产业生态，这也是KM药业内部控制存在严重纰漏的问题之一。
三、医药公司内部控制缺陷的改进措施
通过分析KM药业，可以发现我国医药企业内控制体系还不够完善，必须加强其内部控制与风险管理，文章针对性地提出医药企业内部控制制度改进措施。
(一)完善企业内部控制体系并认真落实相关制度
企业内控关键点对于内部控制任务和控制目标能否顺利实现起着决定性的作用。设置企业内控管理工作流程时，要将控制因素与企业自身情况以及企业目标相结合，从而提高企业的管理效率;此外还要划分企业的监督活动，科学设置内控流程，保证内控能落实到各项活动中，保证医药企业的经营管理更加细致，提高内部控制的效率。
(二)强化人力资源管理
对员工展开必要的职业技能培训，提升人力资源的数量和质量，并与高校合作，建立人才培养计划，实现委托培养和产教融合，引进专业人才，使人才能力更加全面。建立完善的激励体系，全面提高员工工作的积极性、主动性，使其更好地为企业发展服务。建立非常分明的奖励机制，通过奖励制度和惩罚制度严格企业内部控制的人才控制方面，促进企业每一位员工提高对内部控制制度的重视态度。
(三)加强企业外部监督并着力健全市场机制
企业的外部监督主要是由会计师事务所和社会普通大众组成的。对于会计师事务所来说，必须要树立起上市企业内部控制评价的重要一环，事务所以及注册会计师必须坚持自己的职业规范，在审计过程中对关键审计环节进行走访，执行函证等必要的程序。对于公众来说，应该学习相关风险防范知识，具备识别投资风险的基本能力，选择适合自己投资风险等级的投资对象，发挥社会监督者的重要作用。
(四)监管机构加大对问题公司的处罚力度
有关监管机构应该增加上市企业的违法成本，本次康美药业造假事件上交所闪电问询并迅速立案调查，但对于一些证据的收集并不容易，本次造假事件属于积累已久的大爆发，监管机构需加快处理相关问题的速度，强化对监察活动中的审计监察的敏感性。比如，康美药业的内部控制存在问题早已就有人提出，就像之前有人曾经发现这家企业的相对高额的货币资金在账、存贷双高的迹象已经出现，这些都应该让我们的监管机构提高警惕。同时，我们的政府部门也应该强化法律和制度性的建设，国家要尽快督促相关行业协会加快有关监管制度的变化。KM药业从内控角度暴露出的问题包括:风险评估缺失、信息披露不规范等，这不光因为决策者对风险的漠视，更是由于企业内部控制基础薄弱、内部控制执行力度不足等原因。所以，医药企业要增加对内部控制的重要性的认识，强化内部控制制度，增加内部控制信息披露的真实有效性，增加外部监督机构在企业内部风险控制活动的监督力度，才能给医药行业未来发展带来更大的动力。
参考文献:
［1］薛锦．康美药业财务造假案例分析［J］．山西农经，2020(23):156－157，160．
【关键词】 R&D资本投入； R&D人力投入； 专利产出； 公司治理； 生物医药业
中图分类号：F276.6文献标识码：A文章编号：1004-5937（2014）19-0071-08
一、引言
随着我国经济高速发展，市场经济快速变化，企业开始意识到只有通过不断的创新才能够在竞争中赢得主动。医药行业作为创新密集型的高端产业，近年来逐渐加大创新资源的投入，自主创新能力显著提升。根据国家统计局的中国高技术产业统计年鉴，2006―2010年我国医药制造业产值保持年均33.5%增速，专利授权量增幅接近3 500件。在投入上，内部研发经费2006―2010年保持年均33.7％的增速，R&D人员数增幅超过3万人。在建设创新型国家发展战略的指引下，政府也不断加大对创新型中药、生物制药、转基因和生物技术领域的支持力度，推动着我国医药行业的研发水平向新的高度发展。我们也应该看到，我国医药行业仍然存在研发资源投入不足、创新效率低下的严重问题。
近年来，国内外众多学者都对企业的创新投入产出效率进行了大量研究，大多数把企业绩效（主要为财务指标）作为衡量企业创新投入产出的关键性指标，较少将企业的专利产出类型及其效率作为研究对象。本文基于一个新的视角，将企业的专利产出作为主要研究对象，探讨了企业R&D资本投入、R&D人力投入以及公司治理对发明专利、实用新型专利和外观专利的产出效率的影响，进一步分析资本、人力投入以及公司治理对创新产出影响程度的差异，力图为我国医药行业提高自主创新能力提供一个实证依据。本文主要取得了以下研究进展：（1）企业研发资金投入及政府研发补贴与专利产出有显著的正向关系，政府补贴占R&D投入比例只有在10%~60%这一区间内时，才能对专利产出产生积极影响；（2）高管技术背景比例与专利产出有显著正向关系；（3）股权集中度、两职合一与专利产出显著正相关；（4）研发投入对专利产出存在1~2年的滞后效应。
二、文献回顾
在经济全球化的背景下，企业间的竞争日益激烈，创新成为企业充分挖掘内部潜力、提升企业价值的根本途径（徐欣、唐清泉，2012），探究企业创新投入与产出之间的关系成为现代经济学研究的重要问题。
现阶段国内外大部分的研究课题都是以企业自主创新或引进外部技术的投入大小和强度为主要视角，把企业绩效（主要为财务指标）作为衡量企业创新投入产出的关键性指标，着重研究企业创新投入给企业带来的经济效益。如何庆丰等（2009）对我国科技活动的直接人力资本投入、R&D投入与创新绩效之间的定量关系进行了分析，说明直接人力资本、R&D投入与创新绩效正相关。但是，由于专利制度建立较晚和数据缺乏等原因，我国对技术创新投入与产出的研究还十分薄弱，且现有研究主要针对发达国家，国内关于科技资源投入与创新产出的研究很少（陈春晖、曾德明，2009）。按照国家知识产权局的有关规定，上市公司所拥有的专利可分为发明专利、外观设计专利和实用新型专利三大类，不同类别的专利能够衡量不同方面的创新产出，弥补了用企业绩效作为衡量因素时单一、笼统的缺陷。有学者认为在探讨企业创新投入产出关系时将专利作为创新产出的衡量指标能更好地反映一个企业的创新能力，如冒佩华等（2011）认为专利是企业创新能力的一个重要标志，一个企业所拥有的与产品有关的专利量及对专利的运作很大程度上反映了该企业在市场竞争中的地位和前景。在探讨影响创新产出的各项因素与专利数量之间的关系方面，逄淑媛、陈德智（2009）研究证实直接人力资本、R&D投入与企业专利产出之间存在正相关关系。因此，本文认为将专利产出作为创新产出的衡量指标，能更加直接有力地反应企业创新产出水平，并且能够丰富和完善已有文献在专利方面的研究。
与政府补贴相关的研究方面，一个重要的研究点在于政府研发补贴对企业创新行为的影响，解维敏等（2009）的研究认为政府R&D资助与上市公司进行R&D支出的可能性显著正相关，杨德伟、汤湘希（2011）也证实政府研发资助显著地促进了企业技术创新。师萍等（2007）的研究表明政府给企业科技拨款资助能够刺激企业自筹的R&D支出，且企业自筹的R&D支出对企业的专利产出有明显的正面作用（朱平芳、徐伟民，2003）。所以，本文选取了企业R&D资本投入和政府研发补贴占R&D资本投入的比例两个变量同时作为创新投入的影响因素。由于政府补贴属于企业R&D资本投入的一部分，故本文采用政府补贴占R&D资本投入的比例作为投入指标，探究二者对创新产出的影响。
许多调查显示，我国企业自主创新能力不足主要原因是资金问题和人才问题（卢馨，2013）。在知识经济时代，人力资本是一国提高其自主创新能力促使经济发展的核心资本（朱承亮等，2012）。以往文献关于R&D人力投入方面的多数研究结果认为R&D人力投入对创新产出具有促进作用。如贾娜、吴丹丹（2013）认为在控制了其他因素的前提下，无论采用何种指标，人力资本对自主创新成果都具有显著、稳健的促进作用。其中，部分研究将R&D资本投入与R&D人力投入对于创新产出的影响程度进行了比较。比如李春艳、余越（2011）研究表明当年R&D人力资本投入与创新绩效正相关，但是相关系数不及R&D经费投入对创新绩效的贡献大。
在人力投入方面，技术人员比例、高等学历比例、高管的平均年龄以及高管是否具有技术背景都是重要的影响因素。支军、王忠辉（2007）提出在创新人力投入方面，企业科技人员占全部员工的比例是一项重要创新投入指标。陈晓红（2008）则认为科技人员投入越多，企业技术创新能力越强。有关高等学历比例对创新产出的研究方面，朱承亮等（2012）认为在人力资本结构中，接受过大专及以上教育的人力资本能显著促进研发创新效率的改善。企业中具有本科、硕士及以上文化程度的员工数量越多，企业越倾向于从事独立的研发活动（吴延兵、刘霞，2009）。在高管平均年龄方面，刘靖（2012）发现越年长的高管越在意自己的职业声誉，更趋向于选择保守的财务策略，而年轻高管更愿意增加技术创新投资。关于高管技术背景的研究显示，具有研发经历的高层管理者更乐于关注和了解技术方面的内容，更愿意加强产品和技术创新投入。文芳、胡玉明（2009）认为高管的技术职业经验对公司投资强度有显著正向影响。高管团队中拥有技术背景的人越多就越能影响公司的战略策略，公司对创新的重视程度也就越高。罗正英等（2012）进一步发现团队成员中技术性背景成员的比重与企业研发投入呈正相关。
目前为止，学者们对企业投入的影响因素的研究很多，外部因素主要有市场环境、税收、政府补贴、市场结构等因素，内部因素主要为企业规模、内部治理机制等（王小荣、卜伟，2008）。在影响企业R&D投入的内部因素方面，以公司治理作为研究对象的尚在少数。在已有的文献中，学者们认为大股东对企业R&D投入持积极心态，因此股权集中度对企业R&D投入有正影响。如任海云（2010）认为股权集中有利于R&D投入，而且一定的股权制衡很有必要，一股独大不利于R&D投入。针对股权激励制度，大多学者都支持高管持股有利于企业R&D投入这一观点，如张洪辉等（2010）实证探讨认为公司高管持股比例与创新效率高度相关，经理层股权激励有利于R&D绩效的提高（任海云，2011）。在探究机构投资者持股与上市公司R&D投入的关系方面，王斌、解维敏（2011）认为机构投资者持股与上市公司R&D之间存在显著地正相关关系，机构投资者能够利用其专业优势，参与公司治理，促使管理者对技术创新进行投资。关于两职合一对企业创新的影响方面，不同学者的观点不一。赵旭峰、温军（2011）认为董事长与总经理两职分离的制度安排对企业创新投入有显著的积极影响。但陈守明等（2012）的实证结果表明两职合一对企业R&D强度有正向影响。我国现有研究中，学者们更多地将企业绩效作为衡量指标，探究公司治理的不同组成部分对企业创新行为的影响，少有研究公司治理与专利产出之间的关系。为了进一步认识公司治理对企业创新产出的影响作用，本文将公司治理对企业创新产出的影响作为研究对象。
学者们在企业创新投入产出的关系中已经肯定了企业R&D资本投入、R&D人力投入、公司治理对创新产出的正向作用，但少有学者将这三者同时作为研究点。另外，不同行业中的研发和创新活动，因其科学性质不同、项目的不确定性和复杂性不同，导致不同的研发投入水平和结构对企业绩效的影响会表现出不同的轨迹（董静、苟燕楠，2010）。所以，针对某一行业或领域的研究很有必要。医药行业是典型的高风险、高投入、高回报的技术密集型行业（谭杰、程艳，2006），其专利产出与经济投入有很大关联性。创新能力弱是我国医药行业由来已久的问题（蔡基宏，2009），并且鲜有针对医药行业的创新投入与产出关系，综合分析影响其创新能力的因素的研究。因此，本文基于我国医药行业上市公司的创新投入产出关系进行实证研究，具有重要意义。
三、理论分析和研究假设
面对国内外市场激烈的竞争，很多企业都把实施自主创新提高到战略高度（朱卫东等，2012）。医药行业也加快了技术创新的步伐。由于企业R&D支出是增强国家整体经济竞争力和科技竞争力的重要因素（刘和东、梁东黎，2006），政府也不断增加对企业的研发支持力度。创新成为企业充分挖掘内部潜力、提升企业价值的根本途径（徐欣、唐清泉，2012），鼓励企业投入更多的财力和人力资源到R&D活动中具有重要意义（师萍等，2007）。因此，笔者提出以下假设：
H1：在其他条件不变的情况下，企业R&D资本投入越大，专利产出数量越多。
在知识经济时代，人力资本是一国提高其自主创新能力促使经济发展的核心资本（朱承亮等，2012）。中国科技资源的投入，无论是科研资金还是科研人员的产出弹性都很高，对创新具有显著的积极影响（古利平等，2006）。据此笔者认为R&D人力投入对创新产出具有促进作用。陈晓红等（2008）认为科技人员投入越多，企业技术创新能力越强；朱承亮等（2012）认为在人力资本结构中，接受过大专及以上教育的人力资本能显著促进研发创新效率的改善；卢馨（2013）在研究中证明了高管平均年龄与企业的专利产出存在显著负相关关系。关于高管技术背景的研究显示，具有研发经历的高层管理者更乐于关注和了解技术方面的内容，更愿意加强产品和技术创新投入。据此，提出假设2，并且在此基础上提出了四个分假设：
H2：在其他条件不变的情况下，企业R&D人力投入越大，专利产出数量越多。
a：在其他条件不变的情况下，企业技术人员比例越大，专利产出数量越多。
b：在其他条件不变的情况下，企业高等学历人员比例越大，专利产出数量越多。
c：在其他条件不变的情况下，企业高管技术背景比例越大，专利产出数量越多。
d：在其他条件不变的情况下，企业高管平均年龄越小，专利产出数量越多。
四、研究设计
（一）数据来源和样本选取
本文以2008年以前在沪深证券交易所上市的医药生物行业上市公司为研究样本，选取2008―2012年为研究区间。有关上市公司的财务数据来自于巨潮资讯网，人力资本投入和公司治理有关数据来源于国泰安数据库。由于企业R&D投入和政府研发补贴无法从数据库中查找得出，笔者手工收集整理了上市公司R&D投入和政府研发补贴的数据。根据以往我国会计准则和制度的相关规定，R&D投入主要在财务报告“管理费用”和“支付其他与经营活动有关的现金流量”这两个项目中披露，通常的名称包括：研发费、研究开发费、技术研究费、技术开发费、科研费、咨询及技术开发费等，或是直接作为研发支出、研发投入披露。与政府补贴有关的两个会计科目是营业外收入中的“政府补助”和“专项应付款”，笔者对两者的明细科目进行逐一整理。政府研发补贴是国家为了促进企业技术创新而给予的补贴，在具体的数据搜寻与分类当中，根据企业披露的政府补贴的来源、用途和依据的文件判断政府补贴是否属于研发补贴。
上市公司专利的数据来源于中国知识产权局的专利之星专利检索系统，本文按照国家知识产权局的有关规定，将上市公司所拥有的专利进行了分类，即按照发明专利、外观设计专利和实用新型专利三大类进行了归类整理。笔者对截止于2012年12月31日的A股医药生物行业上市公司进行了检索，将上市公司所拥有的专利按照类型和年份进行了归类整理。在剔除数据缺失值之后，本文总共得到了350个观察样本，其中，2008―2012年分别为48、72、74、73和83个观测值。数据分析采用SPSS20.0统计分析软件。
（二）模型设计和变量定义
本文采用多元线性回归模型进行假设检验。模型可表示如下：
Patents=β0+β1LnRD+β2GOV+β3TECH+β4BACK
+β5AGE+β6EDU+β7CEOD+β8SC+β9INSTOWN
+β10MBO+β11YEAR+ξ（1）
Invention=β0+β1LnRD+β2GOV+β3TECH+
β4BACK+β5AGE+β6EDU+β7CEOD+β8SC+
β9INSTOWN+β10MBO+β11YEAR+ξ （2）
Design=β0+β1LnRD+β2GOV+β3TECH+β4BACK
+β5AGE+β6EDU+β7CEOD+β8SC+β9INSTOWN
+β10MBO+β11YEAR+ξ（3）
Utility=β0+β1LnRD+β2GOV+β3TECH+β4BACK
+β5AGE+β6EDU+β7CEOD+β8SC+β9INSTOWN
+β10MBO+β11YEAR+ξ （4）
其中，变量定义如表3所示。
五、实证检验结果及分析
（一）描述性统计结果分析
本文对我国医药行业上市公司的专利数据进行了统计分析，结果如表4所示。从表4可以看出，我国医药行业上市公司的专利产出数量从2008年到2012年呈上升趋势，发明专利产出在增长速度和数量上都远大于外观专利和实用新型专利。由此可以看出，专利产出越来越成为我国医药企业提高自主创新能力的重要方式。
主要变量的描述性统计结果如表5所示。通过表5可以发现，我国医药行业上市公司的R&D投入均值为54 959 034.49，占企业总营业收入的1.92%，说明医药企业在研发资金上投入巨大，但标准差达到124 703 247，反映出企业之间研发资本投入存在很大差异。从政府研发补贴占企业研发支出比例来看，平均值为0.2236，说明政府对医药行业这个新兴的创新密集型行业支持力度较大。在研发人力投入方面，企业技术人员比例、高等学历比例的均值分别为13.84%、21.9%，高管的平均年龄段在41~55岁之间，平均值为48.02岁，这说明高管趋于年轻化，大多处于四五十岁的阶段。高管技术背景均值为23.09％，也即10个高管中约有2~3个具有技术专业背景。在专利产出方面，发明专利最多，其次为外观专利和实用新型专利。发明专利所占比重最大，说明了我国医药行业专利创新程度较高。然而，专利总数和发明专利的标准差较大，分别为28.51和33.45，反映出我国医药行业研发能力存在严重的两极分化问题。
（二）回归结果分析
1.全样本回归检验
表6中，在控制了相关因素后，企业R&D资本投入的自然对数与专利产出总量显著正相关，回归系数是3.556，在0.01的水平下显著。这说明企业R&D投入越大，专利产出总量越多。本文的研究假设H1得到验证。
模型2、模型3、模型4分别考察了企业R&D资本投入与发明专利产出数量、外观专利产出数量、实用新型专利产出数量之间的关系。其中，企业R&D资本投入的自然对数与发明专利产出数、外观专利产出数显著正相关，说明企业R&D投入越大，发明专利和外观专利产出数量越多。而企业R&D资本投入的自然对数与实用新型专利产出数量相关性不显著，说明企业R&D资本投入对于实用新型专利产出数量没有太大影响。这一结论为我国医药行业上市公司的技术研发提供了指导，即企业应该在发明专利以及外观专利上加大研发投入力度，合理配置有限的创新资源。
政府研发补贴占企业R&D投入比例与专利产出的关系检验结果表明，其与专利产出总量、发明专利产出数以及外观专利产出数显著正相关，与实用新型专利产出数相关性不显著。这说明政府研发补贴占企业R&D投入比例越大，专利产出总量、发明专利以及外观专利产出越多。
在企业R&D人力资本投入方面，技术人员比例与外观专利数显著负相关，与专利产出总量、发明专利数以及实用新型专利数关系不显著。这说明企业技术人员对外观专利的研发并不重视，也不能直接影响专利产出总量和发明专利的产出，预期假设不能得到验证。高管的技术背景与专利产出总量、发明专利数、实用新型专利数显著正相关，与外观专利产出相关性不显著，说明技术人员并不能直接影响企业的专利产出，具有技术背景的高级管理层对企业的专利产出才具有决定性影响，假设H2-c得到验证。高管平均年龄以及高等学历比例与专利产出不存在显著的相关性，均不能验证我们的预期假设。这可能是因为样本企业中非国有企业占53.14%，具有决策权力的第一代创始人普遍学历不高，而学历较高的员工在公司内部的决策权力较小，导致了企业高等学历比例与专利产出之间没有显著的相关性。
在公司治理方面，股权集中度与专利产出总量、发明专利数显著正相关；两职合一与专利产出总量、外观专利数显著正相关，说明企业内部的权力越集中，越有利于专利产出。机构持股比例与专利产出不存在显著相关性，管理层持股比例与发明专利产出数显著负相关，这可能是因为机构投资者只追求短期利益，不关心企业发展，对企业创新行为影响不大。至于管理层持股比例，在样本企业中，管理层持股比例为零的比例达到74.29%，说明管理层持股比例普遍较低，也进一步证明了企业的股权分散不利于专利产出。
为了研究企业资本投入、人力投入和公司治理对于创新产出的影响大小的关系，笔者利用模型1进行变量标准化后的回归检验。根据各变量与专利产出之间的相关性，选择企业R&D投入的自然对数这一变量代表企业资本投入，高管技术背景比例代表企业R&D人力投入，两职合一代表公司治理。从标准化系数可以看出，企业R&D投入的自然对数系数最大，两职合一的系数次之，高管技术背景比例的系数最小（0.359>0.127>0.104）。另外，笔者在模型1中将企业R&D资本投入自然对数、高管平均年龄、股权集中度分别做了剔除，发现将企业R&D资本投入自然对数剔除后，模型的拟合优度程度变化最大。
由此可知，企业R&D资本投入对创新产出的影响大于人力投入和公司治理对创新产出的影响。
2.关于政府研发补贴的进一步分析
在全样本检验中，笔者发现政府补贴占企业R&D资本投入的比例越大，专利产出数量越多。郭晓丹等（2011）提出，政府补贴一方面能够直接弥补企业研发创新资金缺口，另一方面能够产生额外行为，激励和引导被补贴企业积极参与技术研发创新。本文认为，作为企业研发投入的一部分，政府研发补贴虽然能够刺激企业自身的R&D投入，但如果其比例过小或是过大，对企业专利产出的促进作用将会减弱。因此，本文将样本数据分为三组，其政府补贴占企业R&D资本投入的比例分别为10%以下、10%~60%、60%以上，样本数分别为131、136和39，对其进行回归检验。回归结果显示，政府补贴比例在10%以下和60%以上这两个区间时，与专利产出总量不存在显著相关性；当政府补贴比例在10%~60%之间时，与专利总量显著正相关。
结果表明，政府只有把握好对企业的研发补贴支持力度，才能激励企业加强产品研发，获得更多的专利产出。
3.研发支出的时间滞后性检验
在以往的文献中，众多学者对研发投入对创新产出的时间滞后的影响进行了研究。Hall，Griliches和Hausman（1983）就专利产出和R&D支出的滞后结构进行了专门的研究，发现滞后一期和之后二期的R&D支出对专利产出有一个显著的影响，但并没有很强的证据表明一个长期的滞后关系存在。朱平芳、徐伟民（2005）也证明了企业R&D支出对专利申请量可能存在2.5~3年的滞后期，对专利授权量存在4年的滞后期。逄淑媛、陈德智（2009）发现平均来说研发投入对投入后2年的专利产出贡献最大，且健康医疗和生物制药专利产出与前4年的研发投入均为正相关。
本文对全样本进行研发支出的时间滞后回归检验，样本中2008―2012年的观测值分别为41、62、66、65、72个，分别进行专利产出滞后一年和滞后两年的检验。从实证结果来看，相对于全样本检验，滞后性检验拟合优度程度提高，创新投入与产出之间相关性更加显著，能更全面地体现企业的创新投入产出关系。
在研发资本投入方面，企业R&D资本投入与专利产出总量、发明专利数显著正相关，且滞后两年的系数明显大于当期系数，说明企业R&D资本投入与发明专利产出存在1~2年的滞后效应。
人力投入方面，在全样本检验中，技术人员比例与专利产出总量、发明专利数均不存在显著的相关性，而在滞后检验中技术人员比例与专利产出总量、发明专利数以及外观专利数存在显著的负相关关系，与笔者的预期假设相反。卢馨（2013）在研究中得到相同结论，并认为这可能是由于年报中披露的技术人员统计范围比较广泛，不能反映创新所需的核心的研发人员数量。除此之外，本文认为这还可能是因为在医药行业，技术人员大量存在于生产过程中，并不能作为企业中参与核心研发活动人员数量的衡量指标。同时，与全样本检验不同，在滞后两年的回归结果中，高管平均年龄与专利产出总量、外观专利产出数在0.1的水平下显著正相关，与预期假设H2-d相反。考虑到样本企业中非国有企业比例达一半以上，这可能是由于拥有决策权的第一代创始人普遍年龄较大，研发检验丰富，注重企业的长期发展，更多地负责研发周期较长的尖端课题，导致在滞后两年的结果中显示高管年龄与专利产出显著正相关。
与全样本检验相同，在滞后一年和滞后两年的检验中，笔者对企业资本投入、人力投入和公司治理水平对于创新产出的影响差异进行了研究，证明了企业R&D资本投入对创新产出的影响大于人力投入和公司治理对创新产出的影响。
六、结论与政策建议
本文以沪深股市2008―2012年医药生物企业为样本，检验了企业R&D资本投入、R&D人力投入以及公司治理对专利产出的影响，具体实证结果如下：
1.通过对企业R&D资本投入、R&D人力投入和公司治理对专利产出影响进行多元回归的全样本检验，发现在人力投入方面，假设H2-a的检验结果与预期的相反，即技术人员比例与外观专利产出呈负相关。在公司治理方面发现，企业内部的权力越集中，越有利于专利产出。进一步分析，从各变量的标准化系数和模型的拟合优度变化来看，企业R&D资本投入对专利产出的影响大于R&D人力投入和公司治理水平对其的影响。
2.本文考虑了研发支出对专利产出的时间滞后检验，发现滞后两年的研发资金投入对发明专利产出影响系数最大。在人力投入方面，技术人员比例与专利产出显著负相关，高管平均年龄与专利产出显著正相关，均与预期假设相反。在时间滞后的检验中，各变量与专利产出关系的显著性明显提高，拟合优度程度也有提升，由此得出结论，我国医药行业上市公司的专利产出存在1~2年的滞后效应。
本文的研究证明了企业R&D资本投入、R&D人力投入和公司治理能够有效影响企业创新产出，并做出以下理论贡献：
1.本文的企业R&D资本投入包括企业自身的研发资金投入和政府的研发补贴，回归结果显示，企业的研发资金投入和政府补贴占企业研发投入的比例均与专利产出显著正相关。以往众多学者研究发现政府补贴对企业创新产出具有积极影响，本文进一步分析，对政府研发补贴占企业R&D资本投入比例进行了分组检验，发现只有当比例处于10%~60%这一区间内时，政府补贴才能对专利产出产生积极影响，深化对政府补贴影响企业创新产出的认识。
2.虽然众多学者都分别研究了研发资金投入、人力投入和公司治理对企业创新产出的影响，但少有学者将这三者同时作为研究对象，并进一步研究企业研发资金投入、人力投入和公司治理对创新产出的影响差异，所以本研究具有重要意义。
3.本文研究发现两职合一与股权集中度与专利产出存在显著的正相关关系，机构持股比例与专利产出不存在显著相关性，管理层持股比例与发明专利产出数显著负相关。这说明企业的股权越集中，越有利于专利产出。Francis&Smith（1995）的研究表明，股权分散的公司很少从事创新投资，而股权集中有助于企业从事技术专利开发等创新活动；蔡吉甫（2005）认为，企业股权过于集中会导致我国上市公司治理的无效率。本文认为，当企业处于不同发展阶段时，其股权结构对公司治理绩效和创新绩效的影响会存在不同的规律。这也是我们未来的一个研究方向。
基于实证研究结果，本文提出以下建议：
医药行业是典型的高风险、高投入、高回报的创新密集型行业，且研发周期长，创新产出具有滞后性。企业应该接受较长的研发周期，保证研发资金的持续投入，从而提高专利尤其是发明专利的产出数量和效率。政府也应该合理确定对医药行业自主创新的支持力度，帮助医药行业提升核心竞争力，从而增强我国的自主创新能力。在人力投入方面，企业应该注重研发技术人员的培养，建立完善的员工培训、进修机制，提高员工素质，创立具有创新氛围的企业文化，吸引高水平的技术创新人员，提高企业核心创新人才的比例。在公司治理方面，企业应该提高具有技术背景的高管在研发活动中的决策权力，并且给予适当的股权激励。这不仅有利于其创新能力的发挥，也能提高其对企业的忠诚度，对企业自主创新能力提升具有重要意义。
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本文研究的目的是为了分析医药企业的经营效率情况，因而对于存在亏损的企业不予考虑。本文选取的是医药上市公司中经营效率相对较好的医药企业为决策单元，数据来源于各公司的年报。根据2011年医药类上市公司数据分析报告，结合研究的目的，将决策单元分为5类，分别为化学原料药、生物制剂、医疗器械、中成药和化学制剂。本文收集了27家医药企业的公司年报数据，其中包括4个化学原料药企业（海正药业、天药药业、新和成、新华制药），4个生物制剂企业（天坛生物、新技术、科华生物、通化东宝），5个医疗器械企业（华润万东、鱼跃医疗、乐普医疗、信立泰、阳普医疗），8个中成药企业（东阿阿胶、众生药业、三金药业、敖东药业、康缘药业、沃华医药、天士力、云南白药），6个化学制剂企业（恩华药业、白云山、恒瑞医药、人福医药、红日药业、现代制药）。目前多位学者对上市企业的经营效率有研究，基于相关文献，影响企业经营效率的指标一般包括偿债能力指标，例如资产负债率；盈利能力指标，例如资产报酬率、销售利润率；反应企业营运能力的指标，例如总资产周转率；成长能力指标，例如存货周转率；股本扩张能力指标，例如每股净资产等[2-5]。结合相关文献，本文选取的指标主要包括以下几类，反应企业经营规模的指标、反应企业资产结构的指标、反应企业收益的指标、反应企业获利情况的指标和结合医药企业的特殊性，以及结合上市医药公司年报中数据的客观情况，本文选择了8个指标作为输入和输出变量（表1）。
DEA模型分为投入导向型（inputoriented）和产出导向型（outputoriented）。投入导向型是指在产出一定的情况下，使投入最小化的模型；产出导向型是指在固定投入的情况下，产出最大化的模型。由于搜集的数据是经营效率相对较好的医药企业，产出情况在医药行业中相对较好，并结合本文的研究目的在于分析企业投入最小的情况，以及企业实际情况与投入最小化之间的差距，因此，选取投入导向型模型。通过DEAFrontier软件，按照5类公司分别计算，结果见表2。4个原料药企业的规模收益均不变，海正药业为DEA有效，其他3个企业均为DEA弱有效。虽然海正药业是DEA有效，但新和成药业的超效率远远高于海正药业，在目前情况下，新和成药业增加391%的投入，仍然为DEA有效，新和成药业可以通过提高主营业务成本和资产总额来提高综合的经营效率；天药药业的超效率为2.33，即在原有投入的基础上增加133%仍为DEA有效，想要提高综合的经营效率，则需要增加主营业务成本、资产总额的投入；新华制药在原有投入的基础上增加86%仍为DEA有效，需要增加资产总额的投入来提高其综合经营效率。同时化学原料药企业的超效率均值约为2.67，说明化学原料药企业在原有的投入基础上，增加167%的投入仍为DEA有效。4个生物制剂企业规模收益率均不变，天坛生物、长春高新技术以及科华生物均为DEA有效，而通化东宝为DEA弱有效。但是，通化东宝企业的超效率远远高于其他3个企业的超效率，该公司可以在原有的投入水平上增加1554%仍保持DEA有效，但因其DEA弱有效，可知该公司资产总额投资相对较少，较高的超效率则说明该公司的其他资源利用充分，因而通化东宝公司想要取得较高的综合经营效率，可以通过增加资产总额相对数量的方式来实现。这4家生物制剂企业都能较好地控制企业的资产负债率，其平均的超效率为5.13，说明生物制剂企业在原有的投入基础上，增加413%的投入仍能保持DEA有效。由表2可知，医疗器械企业华润万东医药经营无效，规模收益递减，主要原因在于其资产负债率相对于其他的资源配置结构较低，而其他企业经营效率均为有效，其中鱼跃医疗、信立泰以及阳普医疗为DEA有效，乐普医疗为DEA弱有效。在4个DEA有效的医疗器械企业中，阳普医疗的超效率最高为4.34。乐普医疗次之，虽然其为DEA弱有效，但是相对于DEA有效的鱼跃医疗和信立泰医疗，其超效率较高，说明该公司主要是因为资产总额投入相对不足，影响了其综合的经营效率，但其公司其他资源的利用效率都较高，因此可以通过适当增加资产总额的投入比率来提高其综合经营效率。医疗器械类企业的DEA超效率水平差别较小，其超效率平均值为2.48。8家中成药企业均为DEA有效。其中，东阿阿胶、众生药业、三金药业、敖东药业、沃华医药、天士力药业为DEA有效，康缘药业和云南白药为DEA弱有效。沃华医药公司的超效率在所有统计企业中最高为18.27，符合假设的规模收益不变模型。其他企业可以参照其经营资源配置方式以及相应的资金结构来优化公司的经营效率，康缘药业可以通过增加销售费用来提高其经营效率，云南白药可以通过增加其资产总额的投入来提高其经营效率。在我国，中成药企业占据比重较大，企业发展较为成熟，上述数据也表明，统计中的中成药企业均能较好地处理公司主营业务成本以及资产负债率情况，其DEA超效率平均值为3.62。化学制剂企业中的白云山和现代制药经营效率无效，且规模效应递减；恩华药业和红日药业为DEA有效；恒瑞医药和人福医药为DEA弱有效；白云山和现代制药主要存在主营业务成本投资和资产总额投资不足的问题。在这6家企业中，红日药业的DEA超效率值较高，而且为DEA有效，其他企业可参照其投入配置方案来提高各自的经营效率。化学制剂企业存在的主要问题是主营业务成本和资产总额投入不足，进而影响了经营效率，化学制剂企业DEA超效率的均值为3.51。根据表2所得数据，将27家企业按照超效率由高到低排序，结果见表3。由表3可知，DEA超效率排序前10名的企业中，有3家生物制剂公司、3家化学制剂公司、1家中成药公司、2家医疗器械公司和1家化学原料药公司。相对来说，我国生物制剂公司的经营效率较高。分析其原因，可能是由于生物制剂公司的靶向性药物和基因药物，相对于化学药物和中成药来说治疗效果好，能够较为广泛地应用到临床，取得的收益可以弥补研发所需的费用，进而保证资金的流动，提高公司的资源配置效率，最终提高整个公司的经营效率。
我国医药企业的经营效率普遍较高，在所研究的27家医药上市公司中，海正药业、天坛生物、长春高新技术、科华生物、鱼跃医疗、信立泰、阳普医疗、东阿阿胶、众生药业、三金药业、敖东医药、沃华医药、天士力、恩华药业和红日药业共15家企业为DEA有效，天药药业、新和成药业、新华制药、通化东宝、乐普医疗、康缘药业、云南白药、恒瑞医药和人福医药共9家企业为DEA弱有效，华润万东、白云山和现代制药为DEA无效。虽然通化东宝、恒瑞医药等9家公司经营效率为DEA弱有效，但这些公司的超效率普遍较高，大多是由于其资产总额投资不足而导致DEA弱有效，因此，只要通过稍微调整资产投资，便可提高其经营效率。整体来说，生物制剂类医药上市公司的经营效率最高，统计中的大部分医药上市公司均能较好地处理好资金结构问题。
本文作者：谢小燕吕伟伟沈念伍褚淑贞工作单位：中国药科大学国际医药商学院
摘 要 文章根据上市公司九芝堂近三年财务报表数据，对于企业的经营能力进行了分析，并结合分析对公司的发展前景进行了预测。
关键词 九芝堂 财务分析 业绩评价
一、背景简介
九芝堂是中药行业闻名遐迩的老字号，公司主要从事补血系列、补益系列、肝炎系列等中药以及调节人体免疫力的生物制剂的生产与销售。其前身“劳九芝堂药铺”创建于1650年，至今已有300多年的历史。
二、案例分析
九芝堂作为医院行业的老字号企业，多年来一直保持着优良的经营业绩。我将从如下几个方面具体分析其财务数据。
（一）盈利能力
从2007年开始同仁堂一直保持着良好的盈利能力。主营业务利润率一直保持在45%左右，净资产收益率也一直处于行业领先地位。企业大部分的收入都来自于经营活动，主营业务收入是企业利润的主要来源，这说明企业的盈利质量比较高，因为只有常规经营活动的收益才是持久，稳定的。因此，总体看企业的盈利能力较好。
同时我们注意到，2009年较2008年的销售毛利率高，但是净资产收益率与销售净利率都有所减弱，是该企业转变利润来源，重新将注意力放回主营业务上的结果。同时，资产规模增加，使我们有理由认为，其目的是为了公司的长远发展。我们把九芝堂2008年的相关盈利指标与我国医药行业其他企业做一个横向比较，可以看出，与同行相比，九芝堂的盈利状况也是优良的。2008年销售净利率的行业平均值为5.34%，净资产收益率为11.23%，每股收益为0.228。
（二）营运能力
企业营运能力是指企业的资产在生产过程中的运转能力，企业资产运转越快，署名企业利用经济资源的效率越高，企业的营运能力越强。企业的营运能力主要反映在企业对应收账款、存货、流动资产、总资产等项目的管理上，这些项目周转的越快，企业资产的流动性越好，偿债的风险越小，盈利能力也越强。
九芝堂的几个周转率几年以来一直比较平稳，尤其是应收账款周转率远远高于行业3%左右的行业平均水平，这说明企业对应收账款的管理较好，应收账款没有过多的占用企业资金，但是另一方面，也说明九芝堂可以适当的扩大赊销信用范围，进一步提高销售收入。
企业的存货周转率略高于行业平均水平，可能存货囤积过多，导致存货积压的状况，由于中成药药行业的特性，中药存储时间过长也可能导致药物变质，所以企业应该关注这方面的问题。
结合上面的盈利能力分析可以看出，九芝堂的营运能力总体较好，但是在资产周转上可以加以改善。资产周转率对于现代企业的管理有着相当重要的意义，较高的资产周转率可以使企业以较少的资产赢得更大的效益。尽管九芝堂的财务状况良好，现金流量充沛，但是若能提高资产的周转率，可以使企业拥有更好的盈利状况和现金流量。
（三）偿债能力
企业的发展仅靠内部资金的积累是不够的，需要对外筹集资金。筹资有两形式，分为股权筹资和债权筹资。股权筹资时一种权益性的资金来源，不需要还本，可能存在的压力是股利支付，而企业可以通过股利支付政策的制定对其加以控制。债权融资对于企业来说是债务性的资金来源，不仅需要到期还本，还需要定期还息。从这个角度看，债权融资较股权融资对企业来说更有压力。债权资本和所有者资本的比例构成了企业的资本结构。根据MM理论，合理的资本结构可以给公司股东带来更大的收益。这就是财务杠杆概念，财务杠杆虽然可以给企业带来好处，但是并非越高越好。公司提高财务杠杆水平，会增加不能履行对债务人利息和本金偿还义务的可能。因此，合理安排公司资本结构对于企业的生存发展很重要。
负债中的流动负债一般是公司为满足日常经营中短期资金需求形成的，其偿还期限较短，因此，公司应有足够的流动资产以满足短期偿债的要求，否则到期不能还款会影响公司的信誉。流动比率反映企业用一年内可变现的流动资产偿还到期流动负债的能力。该指标越大，说明企业短期偿债能力越强，企业因无法偿还到期的短期负债而产生的财务风险越小。但是，该指标过高则表示企业流动资产占用资金过多，可能降低资金的获利能力。一般认为，生产企业合理的最低流动比率是2。从表中可以看出，九芝堂的流动比率维持在4左右的高位，不存在短期偿债能力的风险。但是流动比率和速动比率较高，可以适当的改变资金的使用期限，增加企业的盈利能力。
九芝堂的资产负债率低于行业的平均水平，但是负债权益比率却是远远高于行业水平。从九芝堂的资产负债表中我们可以看到，九芝堂的长期负债由长期应付款和专项应付款构成。负债权益比率是负债总额与股东权益之比，反映所有者权益对债权人权益的保障程度，也反映公司基本财务结构是否稳定。九芝堂的负债权益比率过高，企业虽然享受到了财务杠杆效应，但是加大了企业的破产风险。因此，在保证享受财务杠杆效应的前提下，企业应该适当的降低负债权益比率，降低企业破产风险。
（四）发展能力分析
企业的生存并不是最终目的，发展才是企业追求的目标。而企业未来发展的潜力往往取决于目前所拥有的成长能力。企业的成长能力是指企业通过经营活动进一步扩充资产规模、增加销售收入、提高利润水平等方面的能力。
从表中可以看出，九芝堂的主营业务收入一直保持着稳定的增长势头，受到金融危机的影响，2008年的主营业务利润有所下滑。总体看来，九芝堂一直保持着良好的发展势头，其发展前景是令人乐观的。
三、总评
“九州共济、芝兰同芳”，九芝堂作为民族中医药产业的象征，在走过了300多年的风风雨雨之后的今天，仍然焕发着勃勃生机。从财务报表分析来看，九芝堂主营业务业绩稳定，显示了巨大的发展潜力，九芝堂的明天一定会更加美好。
参考文献：
关键词：金砖国家 ODI 特征
问题的提出
金砖国家（最初是四国）最早由吉姆·奥尼尔在《全球需要更好的经济之砖》一文中首次提出，BRICs引用了巴西、俄罗斯、印度和中国的英文首字母，由于与英文中的砖相似，因此被称为金砖四国。金砖国家作为发展中经济体的典型代表，近几年经济增长迅速，国际地位不断提高。然而无论从质上来看还是从量上来看，金砖国家的ODI发展水平仍远远不及它们的国际经济地位，其中中国、印度、巴西和俄罗斯为例，这四个国家的ODI特征也是差异较大。本文正是在这样的背景下，以中国、印度、巴西和俄罗斯为例，对它们的ODI特征做比较研究，更加客观地分析中国ODI的现有特征，为中国ODI的发展策略提供理论依据。
金砖国家ODI的规模特征
（一）ODI存量
截止到2009年，金砖四国ODI存量总和为7，133.68亿美元，占全球ODI存量的3.76%，其中俄罗斯领跑三国，中国和巴西紧随其后，印度规模较小，四国ODI存量仍落后于众多发达国家（见表1）。从历史发展阶段来看，20世纪80年代，巴西受益于其较早的工业化进程和较为完善的经济体制，在对外直接投资方面位列四国之首，中国自改革开放后发展迅速，1990年超过巴西，俄罗斯在进行经济体制改革后超越印度，并且陆续超过了中国和巴西。
从增长率上来看，2009年全球ODI存量为1980年的约36倍，其中金砖四国存量为1980年的上百倍，远远高于全球ODI存量增长的平均水平。1995年以前中国ODI的增长率大大超过巴西和印度，1995年后中国ODI年均增长率开始不断下降，逐渐低于其他三国水平。自2001年以来，四国的ODI存量基本保持逐年递增的趋势，其中，中国的ODI存量增长率最为稳定，基本维持在5%到50%之间，略高于世界平均水平，其他三国的ODI增长率均出现过大幅的波动。2009年巴西ODI存量出现小幅下滑，而中国、印度和俄罗斯ODI存量仍然保持一定的增长率。根据金砖四国经济发展状况，预计中国ODI存量增长率水平有小幅增长，俄罗斯和印度继续高速增长，巴西增长会趋于稳定。
（二）ODI流量
2009年，金砖四国ODI流量总额为988.7亿美元，占全球总量的8.98%。受到全球金融危机的延续性影响，2009年世界ODI流量总量比2008年下降了75.2%，而金砖四国ODI流量相对只下降了48.9%。根据联合国贸发会议《2010年世界投资报告》，2009年全球直接外资流量居前20位的经济体，按直接外资流入量来看，金砖四国均列入其中，其中：中国排第2，俄罗斯排第6，印度排第9，巴西排第14；按直接外资流出量来看，只有中国（排名第6）和俄罗斯（排名第7）步入前20。联合国贸发会议《2011年世界投资报告》指出，2010年中国对外直接投资占全球当年流量的5.2%，位居全球第五，首次超过日本（562.6亿美元）、英国（110.2亿美元）等传统对外投资大国。根据世界经济发展状况，2011年世界ODI将进一步增长，持续复苏，从而回到全球金融危机前的水平，金砖四国ODI流量将很快恢复原来的高速发展态势。
表2反映了近年来金砖四国ODI流量的增长率。从增长率上来看，金砖四国近年来的ODI流量年均增长率分别为：巴西是最高的（591.98%），其次是中国（250.69%），然后是印度（69.96%）和俄罗斯（53.18%），而同期世界ODI流量的年均增长率只有11.68%。说明金砖四国ODI发展迅速，远远高于世界平均增速。从发展趋势上来看，近年来印度和俄罗斯的ODI流量均呈现稳定发展的态势，印度ODI流量年均增速高于俄罗斯，增长率表现稳定且强劲，表明印度自21世纪以来对外直接投资势头猛，潜力大；中国在21世纪初期ODI流量出现过波动，但很快就保持快速增长的趋势；巴西ODI流量虽然年均增速最高，但是波动非常大，说明ODI流量不稳定，易受国内外经济环境变化的影响。
金砖国家ODI形式特征
（一）投资形式介绍
从建立过程来看，国际市场上企业进行海外投资和跨国经营主要有两种方式：一种是收购兼东道国企业，又称为跨国并购；另一种是在东道国投资创建新的企业，又称为绿地投资，其形式可分为两种，即为国际独资企业和国际合资企业。
随着全球经济一体化的进程加快，绿地投资占全球ODI份额呈现出下降趋势，跨国并购占全球ODI份额呈现出上升趋势。跨国并购逐渐赶超并取代绿地投资，将会是全球ODI的新趋势。
（二）形式特征描述
关键词：民营上市公司；资本结构；公司绩效；互动关系
现代企业资本结构的理论研究源于Modigliani和Miller（1958）共同提出的MM理论，即在完美资本市场假说条件下企业绩效与资本结构无关。在过去的半个世纪中，学术界打破完美市场假说这一假设前提，考虑企业所得税、破产成本、信息不对称等因素，提出了权衡理论、理论、融资优序理论、信号传递理论等，使企业资本结构理论不断丰富和发展。然而对资本结构问题的实证研究的对象大多是资本市场较为完善的发达国家。
改革开放以来，我国民营经济的力量迅速壮大，其产值约占国内生产总值的50%。民营企业由于其治理结构比较完善、产权清晰、运作机制灵活，也正日益成为我国资本市场的生力军之一。
然而，对于我国民营上市公司资本结构和公司绩效的关系的实证研究却比较少。因此，本文以沪深两市交易所的188家民营上市公司为研究对象，对我国民营上市公司的资本结构与公司绩效的互动关系进行实证分析。
一、理论回顾与文献综述
（一）国外文献综述
Modigliani和Miller（1958）提出MM定理后，国外的学术界对资本结构进行了大量的实证研究。大体而言，国外对资本结构问题的研究主要集中于两个方面：一是以MM理论为基础，着重研究资本结构与企业价值的关系；二是以MM理论为基础，着重研究资本结构的影响因素。
Miller（1977）在权衡理论中认为，随着公司债权比例的提高，公司的风险上升，陷入财务危机甚至破产的可能性就越大，由此公司的额外成本也会增加。因此，公司最佳的资本结构应当是节税利益和债权资本比例上升而带来的财务危机成本与破产成本之间的平衡点。
Jensen和Meckling（1976）的理论认为，当企业股权为100%，即负债为零时，企业经理对资产的自由支配权最小，经理的积极性最低，所以权益资本费用最高，而当引入负债之后，会降低权益资本费用，当然债务资本的费用也会随之上升，所以适度的负债率可以使总费用最低，从而增加企业价值。
Haris和Raviv（1991）、Kradker（1986）均发现当公司宣布债务发行、债务替换权益或收购股票时股票价格上升，宣布权益发行或权益替换债务时股票价格下降，即权益增加导致股票价格下降，财务杠杆增加导致股票价格上升，所以财务杠杆与公司价值正相关。
可见，国外的实证研究大都表明财务杠杆与公司绩效正相关。
（二）国内文献综述
国内学者对我国上市公司的企业绩效和资本结构也进行了许多实证研究，但目前对两者的关系并没有一致的结论。
陆正飞和辛宇（1998）选取了机械及运输设备业的35家上市公司进行多元线性回归分析，结果表明，获利能力对资本结构有显著的负面影响。
肖作平（2005）通过建立资本结构与公司绩效的联立方程，控制相关变量，应用三阶最小二乘法估计方程拓展已有的研究，实证结果表明，资本结构与公司绩效存在互动关系，且财务杠杆与公司绩效负相关。
然而，陈晓、单鑫（1999）的研究得出企业价值与资本结构是正相关关系，他们认为，尽管目前我国股市上的权益融资成本远低于债务融资成本，但是债务融资依然能降低企业融资成本，提高企业的市场价值。
朱叶（2003）对建材和医药行业的上市公司数据进行实证研究后认为，公司价值和负债率成正比，但是这种关系不是太明显。
从以上的研究结果来看，国外关于资本结构理论的研究结果与我国理论界关于资本结构的研究成果有一定的不同，这是由很多因素造成的，如经济发展程度不同，资本市场发育程度不同，文化、法律环境和行业特征不同等。另外，应当指出的是，目前国内的研究大多以上市公司随机抽样或分行业研究为主，这使得大量国有上市公司的特殊产权问题可能会影响研究结果。
本文以民营上市公司为对象，抛开特殊的产权问题，研究民营上市公司的资本结构与公司绩效的互动关系。
二、模型构建
（一）研究方法
本文改变大部分国内学者在一组样本中只单向检验公司资本结构对公司绩效的影响或者公司绩效对资本结构的影响的做法，将采用双向互动回归分析的方法，以期从正反两方面检验民营上市公司资本结构与公司绩效之间的相关关系，使研究结论更具说服力。资本结构通过资产负债率、长期资产负债率度量，公司绩效通过净资产收益率、总资产收益率度量。
（二）模型建立
为研究民营上市公司资本结构与公司绩效之间的互动关系，本文建立以下回归模型：
1、民营上市公司资本结构对公司绩效的影响模型。
模型Ⅰ：
ROEit=a0+a1FZHLit+a2LFZHLit+Xit
模型Ⅱ：
ROAit=b0+b1FZHLit+b2LFZHLit+Yit
2、民营上市公司绩效对资本结构的影响模型。
模型Ⅲ：
FZHLit=c0+c1ROEit+c2ROAit+Uit
模型Ⅳ：
LFZHLit=d0+d1ROEit+d2ROAit+Vit
模型中，下标it代表第t年第i家公司，a0、b0、c0、d0为截距，a1、a2、b1、b2、c1、c2、d1、d2为回归系数，Xit、Yit、Uit、Vit为随机项。
（三）样本选取
本文研究的民营上市公司系指民营企业直接或间接控股的在上海和深圳证券交易所正式挂牌交易的股份有限公司，即公司最终控制人为自然人的上市公司。本文所用财务数据来自国泰安经济金融研究数据库、CCER中国民营上市公司数据库。
在样本的选取中，遵循以下原则：
第一，鉴于公司上市初期，各类因素对公司融资决策影响较大，数据可信度较低等原因，本文仅以2002年12月31日以前上市的民营公司作为研究对象。
第二，选择只发行A股股票的上市公司，这主要是考虑到同时发行A股和B股或者H股的公司数据会在一定程度上受B股或H股市场的影响。
第三，剔除ST和PT类上市公司，这些公司或财务状况异常，或已连续亏损两年以上，若将其纳入研究样本中将影响研究结论。
经过筛选，最终确定了188家民营上市公司作为研究样本，并使用它们2003～2006年的财务数据。
三、实证研究
（一）变量描述性统计
对研究样本中188家民营上市公司的相关变量的描述性统计后，可以发现：
第一、三年的净资产收益率平均值为6.41%，总资产收益率平均值为2.82%，说明整体而言我国民营上市公司的绩效仍有待提高，证监会规定配股资格的净资产收益率为10%。
第二，三年的资产负债率平均值为48.81%，说明我国民营上市公司的资产负债率偏低，这在很大程度上是由我国上市公司的股权融资偏好造成的。
第三，三年的长期资产负债率平均值仅为5.66%，可见我国民营企业所有负债比重中绝大部分来自于短期负债融资，但是在成熟的资本市场上，一个公司的长期负债融资比率应该比这个比率高很多。可见我国民营上市公司靠长期债务融资的比率不大。
第四，从三年的变化趋势看，民营上市公司的资产负债率在逐年提高，但净资产收益率有从上升到下降的趋势。
（二）回归分析
依据上文建立的四个回归模型，本文对样本公司资本结构与公司绩效的关系进行回归分析，得出回归方程为：
模型Ⅰ：
ROEit=0.050+0.016FZHLit+0.106LFZHLit
模型Ⅱ：
ROAit=0.052+0.052FZHLit+0.043LFZHLit
模型Ⅲ：
FZHLit=0.496+1.954ROEit+4.602ROAit
模型Ⅳ：
LFZHLit=0.053+0.385ROEit+0.723ROAit
四个模型的各系数基本上均通过了t检验（1%、5%或10%水平上），模型本身也均通过了F检验（1%或5%水平上），说明自变量和因变量之间的正相关关系均是显著的。但各回归模型的拟合优度均较差，R-square和Adjusted R-square均小于0.4，这说明各个回归分析所得到的拟合直线是一条趋势线，它是针对样本总体的变动趋势做出的描述。
可见，资本结构指标和公司绩效指标之间呈现出显著正相关关系，具体分析如下：
第一，资本结构对公司绩效产生正影响。这一点与国外的研究结果相一致。目前我国民营上市公司的负债率与国外企业相比还处于较低水平，适当增加负债筹资，可以改善资本结构不合理的状况，也有助于促进公司绩效的改善。这也说明公司的低负债率不一定就是经营良好的标志。
第二，公司绩效对资本结构产生正影响。净资产收益率反映股东投入资本的获利能力，总资产收益率反映企业资产的运用效率和实现利润的能力。在获得商业银行贷款方面，虽然我国民营企业长期以来处于劣势地位，但是如果公司拥有较高的净资产收益率和总资产收益率，即较强的盈利能力，债权人还是很愿意对这样的企业进行信贷投资的。
参考文献：
1、Modigliani. F, M. Miller. The cost of capital, corporate finance, and the theory of investment[J]. American Economic Review,1958(48).
2、Miller. M. Debt and taxes[J]. journal of Finance,1977(32).
3、Jensen.M,W.Meckling.Theory of the firm:managerial behavior,agency costs and ownership structure[J].Journal of Financial Economics,1976(3).
4、Harris M,A.Raviv.The theory of capital structure[J].Journal of Finance,1991(46).
5、Krasker. W. Stock price movements inresponse to stock issues under a symmetric information[J].Journal of Finance,1986(41).
6、陆正飞,辛宇.上市公司资本结构主要影响因素之实证研究[J].会计研究,1998(8).
7、肖作平.上市公司资本结构与公司绩效互动关系实证研究[J].管理科学,2005(6).
8、陈晓,单鑫.债务融资是否会增加上市企业的融资成本[J].经济研究,1999(9).
一、理论分析与研究假设
(一)创业投资对企业技术创新的作用机制创业投资对企业创新的作用机制可以归纳为以下四个方面。一是创业投资与企业技术创新具有利益一致性，张洁华、张明玉的研究表明，银行贷款、债券等借贷型融资方式更多关注的是企业是否具有稳定的偿债能力———在初创期的技术创新企业常常不具有这方面的优势，而创业投资关注的是企业的长期价值和成长性。［5］这将促进创业投资增加技术创新投入。二是创业投资降低了技术创新过程中的风险。张景安研究发现，技术创新过程中存在着以下风险:技术风险、市场风险、分阶段融资带来的不确定性、投资者与企业管理者之间的信息不对称和道德风险，这些风险将降低技术创新的效率。［6］1而创业投资可以通过两个途径降低风险:(1)增值服务。程昆、刘仁和刘英在其研究中指出，创业资本家既可以凭借其丰富的经营管理经验为技术项目的运行提供建议而将风险置于可控的范围内，促使创新成果的出现;也可以通过销售支持来促进技术创新成果向创新效益的转化，减少技术成果无法实现经济效益的不确定性。［7］(2)创业投资在技术创新过程外的一些先进的资本运作方式降低了风险，反映在投资项目和资本来源多元化分散了投资的非系统性风险;项目筛选机制通过投资前的风险评估使风险变为可控;分阶段投资、限制性融资、循环运作的投资方式在激励企业技术创新的同时也可以有效规避技术创新分阶段融资的风险。三是创业投资的资源整合和组织优化作用，在促进资源整合方面，创业投资能够推动技术创新所需的资金、设备、人力资源等生产要素不断运转和重组，拓展了企业技术创新的空间。在优化组织体制方面，创业投资可以发挥下面的作用:创业投资可以作为一种技术管理资本入股，有着更好的技术创新激励机制;创业投资有着丰富的市场分析经验，能够迅速做出技术创新决策并通过参与企业经营管理迅速实现对人、财、物等资源的配置;创业投资加大了企业接收外部知识和信息的宽度，使企业组织对市场信息的反应能力得到提高，提高了企业技术创新的效率。上述作用机制都将加速技术创新投入向创新成果的转化。四是创业投资的社会化网络资源。创业投资进入企业后凭借着其广泛的社会网络资源和享有的声誉，能够为企业带来广阔的销售市场资源以及政府、供应商资源，促进企业技术创新产品迅速转化为经济效益。此外，创业投资进入企业也起到了信号作用，被投资企业的技术项目有着非常好的前景，就会吸引大量的创业投资资本和高素质人才进入该企业，间接地为企业带来了更多社会资源，增加了可投入的创新资源。［8］根据前边的理论分析，本文可以将创业投资对企业技术创新能力的作用机制归纳为筛选机制、资金支持、网络资源、资源配置、组织优化、增值服务和分阶段融资、限制性融资机制，并在图1中得到反映。
(二)实证研究假设1．创业投资通过一些作用机制能促进企业技术创新能力的提升，而这些作用机制都是创业投资区别于其他投资的显著特点，本文据此假设有创业投资支持的企业相比于由其他形式投资资金支持的企业在技术创新能力方面更强，具体分为以下三个子假设:1a．有创业投资支持的企业的创新投入要显著大于没有创业投资支持的企业。1b．有创业投资支持的企业的创新成果要显著大于没有创业投资支持的企业。1c．有创业投资支持的企业的创新效益要显著大于没有创业投资支持的企业。2．创业投资对技术创新能力的作用机制中增值服务、资源配置等诸多因素所能发挥作用的大小取决于创业投资在企业中的话语权和参与程度，因此，创业投资究竟能给企业技术创新能力带来多大程度上的提升在很大程度上取决于创业投资在股本中占的比重，我们提出以下三个子假设:2a．创业投资持股比例越高，给企业创新投入带来的影响越积极。2b．创业投资持股比例越高，给企业创新成果带来的影响越积极。2c．创业投资持股比例越高，给企业创新效益带来的影响越积极。
二、实证研究
(一)样本介绍1．样本选取我们选取2009年6月到2013年6月申报上市的260家创业投资企业，剔除了农牧副渔、物流、轻工纺织等科技含量低、成长性相对较低的企业。2．样本特征在有没有创业投资支持的企业分布方面，有创业投资支持的企业居多，占比58．13%;从样本总体的行业特征分布上来看，最多的是电子信息行业(39．78%)，然后依次是机械设备行业(31．18%)、生物医药行业(15．05%)、其他行业(13．98%)。从样本总体在各个投资阶段的分布来看，占比重最高的是扩张期(55．91%)，其次是发展期(30．11%)、早期(7．53%)、获利期(6．45%)。
(二)变量设置及相关数据来源1．解释变量(1)有无创业投资支持:Dvc，这是一个虚拟变量，有创业投资支持企业的值设为0，没有创业投资支持企业的值设为1。用于考察有创投的企业与没有创投的企业创新能力的差距是否显著。(2)创业投资持股比例:Share，创业投资持股比例反映了创业投资对企业的影响能力，持股比例越高，创业投资与被投资企业的利益越具有一致性，创业投资在参与其经营管理中的话语权越高。(3)创业投资进入年限比:Yearp=(企业上市年份指数－创业投资进入企业年份指数)/(企业上市年份指数－企业成立年份指数)。为了更加精确，年份指数是由年份+(月份/12)换算过来的，采用这个指标主要是用来反映创业投资进入企业的早晚。(4)创业投资的投资阶段:dp1、dp3、dp4。以成长期为基准变量，早期，dp1=1;扩张期，dp3=1;获利期，dp4=1。通过与成长期的比较，可以看出各个不同投资阶段企业在创新能力方面的差别。2．被解释变量本文把技术创新能力分为创新投入、创新成果和创新效益三个维度来衡量。其中，创新投入指标主要衡量企业创新资源的投入情况，采用研发费用(cost)占比和技术人员(employee)占比两个指标，其中研发费用占比=上市前三年研发费用占比的平均值，技术人员占比=上市前企业技术人员/企业员工总人数。创新成果指标主要衡量企业创新资源向成果及实际生产力的转化能力，采用专利额(patent)和综合技术指数(sumtech)两项指标来测度。创新效益主要用来衡量企业创新成果向经济效益转化的能力，是企业技术创新的最后一个环节。本文采用净资产收益率(roe)和核心技术产品收入增长率(coin)两个指标来衡量。3．控制变量(1)成立年限:Year，企业上市年份－企业成立年份。企业成立年限越久其技术经验积累得越充分，研发投入转化为技术成果的效率就越高。(2)企业规模:Size，企业上市前一年年底企业资产总额。资产表示未来可能给企业带来的经济利益的流入，技术创新需要资金资本和充足的现金流支持，可能的经济流入也越高，可获得的借债额也越高，可能的研发投入也越高，技术创新的持续性也越高。［9］(3)企业资产负债率:Debt，企业上市前前一年年底资产负债表日的资产负债率。(4)行业(Di1，Di2，Di3):不同行业的经营规模、员工结构、主营业务的性质都不一样，所进行的创新活动也不一样，进行行业分类可以减少行业特征造成的误差，因此，本文主要把样本中企业的行业根据《中国证监会上市公司行业分类指引》将行业分为电子信息行业、机械设备行业、生物医药行业以及其他行业，并将其他行业作为基准变量，本文主要研究前三个行业。其中:电子信息行业，Di1=1;机械设备行业，Di2=1;生物医药行业，Di3=1。4．数据来源上述数据主要来自创业板上市公司公布的招股说明书，有无创业投资支持和创业投资的投资阶段的区分认定依据格上理财、清科数据库中收录的风险投资事件的相关数据，专利数额数据来自国家知识产权局等网站的检索数据库。
(三)实证分析主要使用多元线性回归建模分析的方法，根据研究内容、要验证的假设不同建立不同的模型，并使用最小二乘法进行多元线性回归分析。为了使分析过程简明，本文只呈现主要变量的回归分析结果。1．有无创业投资支持与企业技术创新能力关系的实证分析(1)方法介绍:将有无创业投资支持作为解释变量，将行业、企业年限、企业规模、企业资产负债率作为控制变量，建立模型。如表1所示，有无创业投资支持与研发费用、技术员工占比、专利额、综合技术指数的相关系数均不显著，说明有创业投资支持的企业在创新投入、创新成果方面与没有创业投资支持的企业并没有显著区别;有无创业投资支持与净资产收益率的相关系数不显著，与核心技术产品收入增长率的相关系数呈显著正相关关系，说明有创业投资支持的企业与没有创业投资支持的企业相比，其对新产品销售的促进作用还是呈现出一定的优势。2．创业投资持股比例与企业技术创新能力关系的实证分析(1)方法介绍:把企业规模、负债率、成立年限一起作为控制变量加入模型当中，将创业投资持股比例作为解释变量，建立模型。如表2所示，创业投资持股比例与研发费用的投入之间呈显著的负相关关系，与技术员工占比之间则呈显著的正相关关系，说明了创业投资持股比例对人力资本的投入起到了促进作用。创业投资持股比例与专利额、综合技术指数之间的关系并不显著，说明创业投资持股比例对创新成果的作用并不明显。创业投资持股比例与净资产收益率呈显著的负相关关系，而与核心技术产品收益率之间的关系并不显著。
三、结论与启示
(一)实证结论1．从创业投资与其他资本形式相对比的角度，假设1a、1b系数不显著，创业资本在促进企业创新能力提升方面没有显著优于其他资本形式。2．从创业资本持股比例的角度，假设2b和2c系数不显著，创业资本参与企业经营管理的程度与企业技术创新能力之间不存在显著的正相关关系。总体来看创业投资对企业技术创新能力的提升作用并不显著。
(二)启示本文认为创业投资对企业技术创新能力的提升作用并不显著的主要原因是以追求资本增值为根本目的的创业投资并没有真正推动企业技术创新，具体表现为以下三个方面。1．我国创业投资并没有发挥在促进技术创新方面的实质作用。这主要是由于创业投资机构并没有实际参与决策的权利，没有影响企业经营管理的权利;创业投资机构对企业的影响更多地表现为联系各种中介机构以寻求上市、并购等资本退出的机会;缺乏良好的技术创新激励机制、政策支持和风险防范机制将创业资本促进技术创新与获得收益结合起来。2．我国创业投资倾向于投资处于发展阶段后期的技术创新型企业，这些企业在技术方面成长空间小，体系非常成熟，风险较小，财务基础雄厚，创业投资可以规避投资于处于发展阶段早期的企业带来的技术创新风险，并在短期内尽快实现退出，获得资本增值收益。3．资本市场并没有发挥为技术创新企业提供融资平台的作用。我国创业板市场对发行审核、投资者退出的监管制度并不健全，使得一些技术前景非常好、科技含量高但是规模小的企业并未得到上市的机会，创业板成为创业投资机构通过投机炒作迅速退出以实现“圈钱”的平台，结果导致技术创新型企业的技术创新活动并未获得创业投资机构的长期战略支持。根据上述原因分析，可以提出以下政策建议。一是提升创业投资机构投资者在企业决策中的地位，如提升创业投资在企业中的股权比重;改善技术创新型企业的治理机制，优化治理结构以提升创业投资机构投资者在企业日常经营中的参与程度。二是建立良好的激励机制、政策支持和风险防范机制以调动创业资本推动企业技术创新的积极性。如企业对长期持股技术创新型企业的创业投资提供期权、股权方面的激励;政府对长期持股技术创新型企业的创业投资企业提供税收优惠和补贴并积极为其寻求中介机构和社会资源以为其提供便利的退出渠道;创业投资采取联合投资、发起设立创业投资基金的方式以分散风险。三是完善创业板各项制度，包括改善上市审核监管制度，使科技含量高、潜力大、规模小的技术创新型企业获得更多的上市机会;加强对创业投资退出行为的监督，对创业投资短期炒作行为实施遏制。四是由于早期企业多为中小企业，对创业投资的吸引力不强，政府应采取政策支持鼓励创业投资投资于早期技术创新企业。如:对创业投资投资的中小技术创新型企业提供税收优惠，为其技术创新活动提供补贴及贷款优惠政策。
作者：陈红星单位：中南民族大学经济学院
[关键词] 药品；神经网络；组合预测；需求预测
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2014 . 08. 051
[中图分类号] TP183 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2014）08- 0084- 05
0 引 言
随着人工智能技术的发展，人工神经网络得到了广泛研究和应用。由于神经网络具有良好的学习能力和较强的非线性处理能力、不依赖于特定数学模型等优势，其作为一种预测方法已被广泛应用于许多领域。
在医药企业、医药卫生管理领域，药品需求预测一直是管理部门关心的热点问题。药品需求除了受由药品自身属性影响外，还受国家政策或医药行业规定等因素的影响，如药品在某地区是否中标、是否为处方药等；同时，制药企业自身制定的定价、渠道以及促销等营销策略和销售团队的组建制度也对药品需求产生不同程度的影响。药品需求特征的多样性，决定了药品需求预测本质上是一个复杂的非线性系统建模问题。
国内外众多学者对药品需求预测进行了深入的研究，产生了一批有价值的研究成果。目前，药品需求预测的主要方法包括：回归分析法、时间序列分析法、神经网络、遗传算法等。这些方法从不同角度出发建模，均取得一定效果，尤其是BP神经网络，已经在药品预测研究中取得了众多应用。尽管相关讨论和研究不断增多，但是目前常用的神经网络预测方法普遍存在以下问题：由于药品需求特征颇为复杂的特殊性，运用单项预测方法对其进行预测无法涵盖其较多的特征信息，通常表现为对某类特定的药品预测效果良好，而对其他药品则预测性能较差，从一定程度上限制了预测模型的适用范围。
本文采用基于神经网络的组合预测模型来解决上述问题。组合预测方法（combined forecasting）是指通过一定数学方法将不同的单项预测模型组合起来，综合利用各种单项预测方法所提供的信息，从而达到提高预测精度的目的。组合预测方法最早由Bates和Granger[1]于1969年提出，他们认为对于一个包含系统独立信息的单项预测方法，与预测精度较小的预测方法进行组合预测完全可以增强系统的预测性能。
考虑到各种神经网络预测方法的特点及其适用范围，本文选择BP神经网络预测方法、RBF神经网络预测方法和基于广义回归神经网络（GRNN）3种常用的神经网络预测方法作为组合预测模型中的单项预测方法。在此基础上，用平均绝对相对误差（MAPE）和方差为衡量标准，并根据设置的阈值对单项预测方法进行筛选，最后选取了MAPE作为最优准则计算得到权重，从而建立组合预测模型，在提高组合预测模型精度的同时，使得组合预测模型具有现实意义。实验结果表明，本文提出的模型的预测精度高于传统的线性组合模型的预测精度。
1 相关工作
基于神经网络的预测方法具有很多其他预测方法所不具备的优点，近年来越来越被人们所关注。吴正佳 等（2010）[2]针对某备货型企业的产品需求量，建立了基于良好学习能力的BP神经网络预测模型，并通过实证分析与简单移动平滑法和加权移动平滑法的预测结果相比较，结果表明BP神经网络预测结果比其他两种更为有效果。童明荣 等（2007）[3]提出一种季节性RBF神经网络预测模型，对具有季节性的产品月度市场需求进行预测，最后利用构建好的RBF神经网络模型进行仿真实验，并与ARIMA模型、分组回归模型等常用季节预测模型做对比分析，结果表明前者的预测误差均方差最小，预测精度较高。Maria Cleofé（2005）[4]利用人工神经网络（ANN）对圣保罗地区的降雨量进行预测，并通过实证分析与其他线性回归模型作对比评价，实验结果表明人工神经网络有着更好地预测效果。此外还有其他很多学者在交通、航运、气候等多个领域运用神经网络进行了预测[5-7]，不在此赘述。
针对药品销量预测这一特定问题，国内外部分学者也做了一定的研究工作，试图寻找合适的预测方法对药品需求做出较为准确的预测。马新强 等（2008）[8]提出了一种基于BP神经网络的药品需求预测模型，该文先利用数据仓库及数据挖掘技术分析提取了相关有效的药品销售信息作为研究对象，在此基础上利用BP神经网络对其进行预测，最后在较为精确销售量的基础上提出了一种优化的生产决策系统方法。王宪庆 等（2009）[9]利用BP神经网络模型对药品超市的药品销售情况进行预测并做了相关实证分析，该文通过观察药品预测的显著性差异评价模型的性能，最终取得了良好的效果，支持了其BP神经网络非常适用于资金有限、仓储量不大的药品超市的结论。刘德玲（2012）[10]提出了一种针对大范围内的药品销售的预测方法。该文利用遗产算法优化支持向量机药品销售预测方式进行预测，提高了药品销售预测的精确度，得到了较为满意的结果。
尽管有关研究不断增多，但由于药品需求特征颇为复杂的特殊性，运用单项预测方法对其进行预测无法涵盖其较多的特征信息，从一定程度上限制了预测模型的适用范围。本文根据药品需求高度非线性的特点选取了3种不同特性神经网络模型作为单项预测方法，每种神经网络都有其所针对的药品需求特征，并在此基础上建立组合预测模型，扩大了药品预测模型的适应范围，对于提高药品预测精度和预测稳定性具有重要意义。
2 基于神经网络的药品需求组合预测模型的建立
基于神经网络的药品需求组合预测模型的具体步骤如下：
（1）数据异常点预处理。为提高组合预测模型的适用范围和预测精度，本文运用基于距离的异常点检测方法对存在异常点的药品需求数据进行异常点修复，得到正常的需求数据。
（2）单项预测方法的选取。针对药品需求的不同特征，选取3种不同特性的神经网络模型作为单项预测方法，以此作为组合预测模型单项预测方法的筛选基础。
（3）单项预测方法的筛选与变权重的计算。因为不同药品具备不同需求特征，在进行组合预测时仍需要在已选取单项预测方法的基础上再次筛选合适的单项预测方法进行组合，以相对误差为最优准则，通过求解二次规划问题得到权重并按照一定的变权规则进行变权。
（4）根据权重建立组合模型进行预测。
2.1 药品数据异常点预处理
在药品销售数据中，由于特殊事件（如铺货）等原因，个别数据会表现出明显突变，导致药品历史数据存在异常点，掩盖了数据本身的规律。本文通过基于距离的异常点检测方法和多项式拟合方法对药品数据做预处理，具体处理步骤如下：
首先，选择一个较大的数（如1010）将缺失数据补足，然后运用基于距离的异常点检测方法进行检测。第一步，对药品需求数据进行归一化处理并计算出各个数据之间的距离，得到距离矩阵P。计算公式如下：
Pij=|xi-xj|，i，j=1，…，n（1）
式中，xi表示时间序列中第i期的数据，Pij表示时间序列中i期数据与j期数据之差的绝对值。距离矩阵P的第i列表示时间序列第i期数据与长度为n的时间序列中所有数据（包括第i期数据本身）的距离。
P=p11，p12，…，p1np21，p22，…，p2n… … … …pn1，pn2，…，pnn（2）
通过设置距离阈值d，计算出所有满足Pij>d的距离个数，记di，得到判别矩阵D。
D=[d1，d2，d3，…，dn]（3）
将di与阈值f进行比较，若大于f，则识别该点为异常点，否则为正常值。最后利用多项式拟合方法，将检测出来的异常点作拟合处理，得到建模需要的正常数据。
2.2 单项预测方法的选取
药品需求预测是一个复杂的非线性系统建模问题，相对于传统分析方法（如指数平滑方法、ARMA模型、MTV模型），神经网络依据数据本身的内在联系建模，具有良好的自组织、自适应性，以及抗干扰能力以及非线性映射能力，能够较好地解决非线性数据拟合问题。
本文选取3种具有不同特征的神经网络模型，即BP神经网络、RBF神经网络和GRNN广义回归神经网络，综合其各自优势建立组合预测模型，提升整个预测模型的泛化能力，提高预测精度与预测稳定性。
2.2.1 基于BP神经网络的药品需求预测方法
BP神经网络由Rumelhard和McClelland于1986年提出，它是一种典型的多层前向型神经网络。药品销售记录作为BP神经网络输入值，药品需求预测即为BP神经网络输出值。当输入节点数为m，输出节点数为n时，BP神经网络就表达了从m个自变量到n个因变量的非线性函数映射关系。
BP神经网络侧重对全样本的学习，因此适合对样本整体特征相近的时间序列进行预测，即适应受某一特定因素影响显著，且该影响因素相对稳定的药品预测。
2.2.2 基于RBF神经网络的药品需求预测方法
径向基函数（RBF，Radical Basis Function）由Powell于1985年首次提出，它是一种三层前馈网络，即输入层、隐含层和输出层。从输入层到隐含层是一个非线性到线性的变换过程，从隐含层到输出层是一个线性处理过程。RBF神经网络在处理非线性问题时，引入RBF核函数将非线性空间映射到线性空间，极大地提高了非线性处理能力，且RBF神经网络采用自组织有监督的学习算法进行训练，其训练收敛速度具有显著的优势。
RBF神经网络具有很好的非线性处理能力，其学习算法属于局部激活性较高的高斯函数，对于相似的样本有着较高的逼近能力，因此适用于受会随时间变化而较为显著变化的因素影响的药品需求预测。
2.2.3 基于GRNN的药品需求预测方法
广义回归神经网络（GRNN，Generalized Regression Neural Network）由美国学者Donald F. Specht在1991年提出，它是径向基神经网络的一种。GRNN具有很强的非线性映射能力和柔性网络结构以及高度的容错性和鲁棒性，适用于解决非线性问题。
GRNN在逼近能力和学习速度上较RBF网络有更强的优势，网络最后收敛于样本量积聚较多的优化回归面，并且在样本数据较少时，预测效果也较好。此外，网络还可以处理不稳定数据。因此GRNN适用于数据不全、异常点较多的药品。
综上所述，3种神经网络都具有良好的非线性处理及预测能力，因为学习算法的不同有着各自侧重的学习方向，皆为应用广泛的预测方法，且对各自适应范围内有着较好的预测效果。因此本文选择BP神经网络、RBF神经网络以及广义回归神经网络作为单项预测方法，并在此基础上建立组合预测模型。
2.3 单项预测方法的筛选与变权系数的计算
本文在已选取3种单项预测方法的基础上，再根据合适的MAPE和误差方差筛选出组合模型中的单项预测方法，计算出变权系数。假设药品需求的实际时间序列为y（t），t=1，2，…，N，N+1，…，N+T，其中t表示预测区间，T表示预测步长。
（1）单项方法筛选
单项方法进一步筛选的具体步骤为：
①预先设置选择单项方法MAPE阈值m 和误差方差阀值ε
②进行逐期单步预测，预测序列为：
{i（t），i=1，2，…，n；t=N+1，…，N+T}
③计算n种单项方法的相对误差ei（t）、误差方差εi（t）和MAPE。其中，单项预测方法的相对误差序列为：
ei（t）=i=1，2，…，n；t=N+1，…，N+T（4）
单项预测方法的误差方差为：
εi（t）=（5）
单项预测方法的MAPE为：
MAPEi（t）=ei（j），（i=1，2，…，n；t=N+1，…，N+T）（6）
④若MAPEi（t）
（2）变权系数的计算
本文考虑预测效果，选用基于相对误差为最优准则的最优加权法进行计算。
假设从n中方法中筛选出p（p≤n）种单项预测方法，则组合模型第t+1期的权系数w（t+1）由相对误差ei（1），…，ei（t）决定，其中i=1，…，p。变权规则如表1所示。
权系数具体计算过程如下：
①设组合权重wi为方法mi在组合预测方法中权重，则组合预测方法第t期相对误差为：
e（t）=wi*ei（t），i=1，2，…，p（7）
②组合模型前t期的相对误差平方和为：
e2=e（1）2+e（2）2+…+e（t）2（8）
令w=[w1，w2，…，wP]T，
E=e1（1），e2（1），…，ep（1）e1（2），e2（2），…，ep（2） … … … …e1（t），e2（t），…，ep（t）
建立如下目标规划：
min P=e2=wT*ET*E*w
s.t. wi=1（9）
③求解该目标规划得到变权系数w。
2.4 建立组合模型进行预测
组合预测模型可表示为：
式中， wi（t）表示第t期单项方法mi的变权系数，（t）表示第t期组合预测方法的预测值。根据该模型对药品进行预测。
3 实验与分析
本文以上海市某制药企业月度销售额为药品需求预测的实证数据，根据销售地区的不同抽取有代表性的药品销售数据，其中选取上海地区10种药品，北京地区4种药品及全区域销售数据12种药品，数据长度皆为30（2009-1至2011-6）。
数据选择依据如下：①药品销售有一定的连续性，为公司主推或在某地区主推药品，具有代表性及预测意义；②在考虑异常点和数据缺失时，选取异常点和缺失数据较少的药品。
3.1 单项方法筛选和变权系数计算
根据不同销售区域药品需求的具体情况，设定单一省市药品的MAPE阈值和方差阈值分别为20%和0.1；设定公司的MAPE阈值和方差阈值分别为30%和0.1。shy03和all03的单项预测方法选取结果如表2 所示。
利用单项预测方法的6期预测结果计算组合预测模型的3期权重，选相对误差最优准则进行权重计算，运用MATLAB的二次规划函数quadprog求解。变权规则及权重计算结果如表3所示。
3.2 预测模型的精度比较
本文选取平均绝对相对误差（MAPE）和预测有效度两个指标来综合评价模型的预测精度。当MAPE越小时，说明预测精度越高。然而当实际值非常小时，即使是预测值与真实值之差较小，其平均绝对相对误差也会很大，而预测有效度能很好地避免此类问题，故我们引入预测有效度来综合评价预测精度，预测有效度越大，预测精度越高。
用单项预测方法BP、RBF、GRNN与组合预测方法单一省市和全区域药品销售预测值的MAPE和有效度，对MAPE和有效度的情况进行统计并且计算MAPE和有效度的平均值，比较结果如表4所示。
可以看出，运用组合预测方法对单一省市的14种药品进行需求预测时，MAPE小于标准值20%的有8个，占药品总数的57.14%，优于BP（7）、RBF（4）、GRNN（6）方法；14种药品的MAPE平均值为19.81%，优于BP（26.71%）、RBF（28.45%）、GRNN（40.59%）方法。预测有效度大于标准值0.5的有11个，占药品总数的78.57%，优于BP（8）、RBF（10）、GRNN（8）方法；14种药品的预测有效度平均值为0.62，优于BP（0.57）、RBF（0.61）、GRNN（0.57）方法。
此外，运用组合预测方法对全区域销售的12种药品进行需求预测时，MAPE小于标准值30%的有7个，占药品总数的58.33%，优于BP（4）、RBF（6）、GRNN（3）方法；12种药品的MAPE平均值为25.22%，优于BP（35.90%）、RBF（32.07%）、GRNN（70.59%）方法。预测有效度大于标准值0.45的有10个，占药品总数的83.33%，优于BP（7）、RBF（9）、GRNN（5）方法；12种药品的预测有效度平均值为0.58，优于BP（0.46）、RBF（0.56）、GRNN（0.49）方法。
通过上述实证结果，从整体上看，组合预测方法的预测精度优于单项预测方法，而且模型的适用范围较广。
3.3 预测模型的稳定性比较
本文选择预测误差的方差作为评价模型稳定性的指标。将单项预测方法BP、RBF、GRNN与组合预测方法的误差方差进行比较，单一省市和全区域的比较结果如表5所示。
可以看出，运用组合预测方法对单一省市的14种药品进行需求预测时，误差方差小于标准值0.1的有12种，占药品总数的85.71%，优于BP（10）、RBF（11）、GRNN（10）方法；此外，14种药品误差方差平均值为0.0263，优于BP（0.0613）、RBF（0.0361）、GRNN（0.0522）方法。运用组合预测方法对全区域销售的12种药品进行需求预测时，误差方差小于标准值0.1的有11个，占总数的91.67%，优于BP（9）、RBF（10）、GRNN（8）方法，此外，14种药品的误差方差平均值为0.031 0，优于BP（0.092 7）、RBF（0.033 5）、GRNN（0.065 0）方法。因此从整体上看，组合预测方法的预测稳定性优于单项预测方法。
4 总结及展望
本文选择3种具有不同适应特征的神经网络模型作为单项预测方法，建立了基于神经网络的药品需求组合预测模型，以上海市某药企的实际销售数据作为实证对象，验证了该模型在预测精度和预测稳定性上均优于单项预测方法。当然，虽然建立的神经网络组合模型在一定程度上弥补了现有方法的不足，扩大了预测方法的适用范围，但在研究过程中依然存在亟待解决的问题：
（1）单项预测方法的参数优化有待进一步研究。本文在参数优化时，大部分采用遍历法和经验法进行设置，缺乏相应理论依据和方法指导。如何采用合适参数寻优方法进行参数确定是下一步亟待解决的问题。
（2）进行组合预测时，选择合适的最优准则有待于进一步研究。本文选取相对误差作为最优准则进行需求预测，该准则的选取忽视了量纲统一性，未来的研究应该综合考虑量纲统一、预测误差和预测稳定性，使组合预测方法更科学、更合理。
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关键词：医药制造业；σ收敛；β收敛；俱乐部收敛；地区差异
中图分类号：F42 文献标志码：A 文章编号：1000-8772（2012）17-0119-03
近年来，关于地区差距问题，特别是我国三大地区（又称三大经济地带）发展的各种差距问题日益成为研究的热点[1]。本文采用评价国民经济区域性研究中常用的收敛性分析方法探讨我国各地区医药制造业发展中存在的地区差异。
医药制造业作为一种高新技术产业，在我国各地区发展较不平衡。以往对医药产业的研究多侧重于主体需求影响因素、产业集中度的探讨，对于发展地区差距测算、发展变化态势及其产生原因的解释上明显不足，对医药产业的地区间协调发展的探讨也不太充分[2]。本文主要分析我国医药产业发展地区差异的变化态势，运用σ收敛、β收敛和俱乐部收敛理论进行实证检验，对医药制造业发展收敛性特征产生的原因进行剖析，并提出相关的对策建议。
1 中国医药制造业发展地区差异演变态势
1.1 数据来源及选择
数据来源为各年中国统计年鉴及中国工业经济统计年鉴中的省级医药制造业数据，时间段为1999—2009年间。考虑这11年的价格影响，以1999年为基期采用CPI进行平减处理。
1.2 地区差异演变态势
在进行收敛性检验之前，首先简要描述下我国医药制造业发展地区差距的演变状况。描述地区差异大小可以用标准差变异系数进行反映。其计算公式为： [3]。其中Xi为各省份（及直辖市）医药制造业总产值，表示全国各省份医药制造业总产值的平均值，n表示省份数量。根据以上公式可测算出1999—2009年我国各地区医药制造业的变异系数，还包括东、中、西部地区的变异系数。这里，东、中、西部地区的划分采用的是国家实施西部大开发战略时将全国各省分为东、中、西部三地区的划分方法，其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省份；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省份；西部地区包括广西、内蒙古、四川、重庆、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省份。
从图1可以看出，全国和西部的标准差变异系数最大，东部次之，中部最小。东部地区医药制造业总产值差距的变化趋势同全国整体的地区差距变化趋势最为相近，两者波动近乎一致。西部地区的差异在前六年较为平衡，后五年在一个短暂的下降之后有了较大的提升，这与近些年来愈加深入的西部大开发有关，这种开发的地区不均，最终导致差异不降反升。中部地区的差异变化不大，有升有降，趋于一种平衡。
2 中国医药制造业发展地区差异的收敛性分析及解释
收敛性概念来源于新古典增长模型，资本的边际报酬递减、共同偏好和共同技术是其基本理论假定。有学者研究探讨了两种收敛性概念[4]。第一种是σ收敛，它强调地区间的某项指标实际差距。如果地区间的某项指标差距缩小，就认为相关地区实现了收敛。另一种是β收敛，它描述了某项指标初始值与其后期增长之间的反比关系。如果一个初始指标值较低的地区比初始指标值较高的地区增长得快，就认为存在β收敛行为。应该强调的是β收敛是σ收敛的必要而非充分条件，换言之，σ收敛包括β收敛，反之则不成立。
将这种收敛性引用到医药行业中来分析我国医药产业的区域发展的平衡情况。对应地，σ收敛指的是各省医药制造业总产值的差距随着时间的推移而趋于缩小。一般用各地区总产值对数的标准差来衡量；β收敛是指各省总产值与省均总产值的增长速度之间呈负相关关系，也就是指落后地区的经济增长速度快于富裕地区。σ收敛、β收敛分别从总量（绝对）和增量（相对）两个角度对经济增长地区差异的变化进行分析。
2.1 医药制造业发展地区差距的σ收敛检验
检验是否存在σ收敛，主要是通过对σ收敛指数的测算来进行的。按照计算公式：
σ=。若σt+1
其中ln xi表示i地区医药制造业总产值的自然对数值，ln表示i地区医药制造业总产值平均值的自然对数值，n表示地区总量。根据上述公式计算出1999—2009年我国医药制造业发展地区差异的σ收敛指数。由图2可以看出，我国医药制造业发展地区差异总体上不存在σ收敛。全国整体和西部地区的σ收敛状况很类似，σ收敛指数的变化基本处于波动状态，没有明显的收敛和发散趋势；东部地区的σ收敛曲线在11年时间以来一直有微弱的发散趋势，中部地区则是在前六年时间有微弱的σ收敛，后五年明显呈发散趋势。
出现上述原因，主要是由于我国各省经济发展不平衡，从各省每年的医药产业统计数据中可以明显看出各地医药产业的地域差距也较大。由于医药产业的各个因素之间具有明显的影响和决定作用，因此没有一定的市场份额和产业利润，就无法积聚起产业升级以及产业跃迁和产业结构调整所必需的资源。一些医药大省集结地域优势、规模优势等，发展速度会快于一些资源贫瘠、初始条件落后的地区，不同省份之间医药制造业工业总产值的离差随时间推移反而加大。东部各省份的σ收敛指数呈较明显的发散状态就是上述原因所导致的。东部地区所涉及的11个省份中有制药业总资产占前五的山东、浙江、江苏、广东、天津等地，也有发展较为一般的其他省份如福建、海南等地，产业集群、发挥优势使得其σ收敛曲线呈发散状态[5]。
2.2 医药制造业发展地区差距的β收敛检验
β收敛分为两种，β绝对收敛和β条件收敛。其中β绝对收敛指在一个封闭的经济体内，具有相同的参数值和生产函数的情况下，经济增长速度和初始水平之间存在着负相关，这就意味着所有地区的医药制造业总产值增长都收敛于相同的稳态，无论各地区的其他各个影响其增长要素的初始状况如何。β条件收敛则认为各个地区医药制造业总产值的增长速度不仅取决于初期水平，而且还要受到其他因素的影响。
上述公式即为检验β绝对收敛的模型。对于地区而言，如果简化公式中的估计系数β为负且在统计上显著，则说明医药制造业地区发展存在β收敛，即总产值较小地区的制造业产值增长比总产值较大的地区更快；如果该系数为正，且统计上显著，则不存在β收敛，即总产值较小地区的制造业产值增长比总产值较大的地区更慢，医药制造业总产值的增长呈现发散趋势。为简化起见，本文只分析β绝对收敛情况。
运用上述公式进行β收敛检验。1999年至2009年期间，β=-0.000286
在1999—2004年和2005—2009年间所得到的β值均为正值，分别为0.012911、0.012958，说明在这两个时间段内医药制造业不存在β绝对收敛，而11年来全国范围内的医药制造业总产值也只是存在非常微小的β收敛。所以，在全国范围内医药制造业几乎不存在β收敛，11年来各省市医药制造业发展处于一种较为平衡的状态，各省的差距几乎没有得到缩小。医药产业是一个依赖已有发展基础的企业，产业集群现象较为明显，这就导致医药产业发达省份的医药事业蒸蒸日上，而本身就不发达的省份停滞不前，这就是11年来医药产业的差距没能逐渐缩小的原因。
2.3 医药制造业发展地区差距的俱乐部收敛检验
俱乐部收敛[6]理论认为，由于经济体系中存在多重稳态均衡增长路径，只有初期经济发展水平接近、主要结构特征相似的国家或地区才会收敛于同一稳态，落后地区与先进地区可能各自内部存在着收敛，但它们之间却不存在收敛。
医药制造业总产值地区差异β收敛检验结果
从俱乐部收敛的结果可以看出，东部地区不存在收敛，中部地区的收敛较为明显，而西部地区只存在非常之微弱的收敛性。俱乐部收敛描述了三大地区中各省份在医药产业上差距是否缩小。很明显，中部和西部存在一定程度的收敛，而东部存在发散现象。因为东部地区本身是经济较发达地区，医药制造业总产值相对于其他两大地区高出较多。东部医药产业经济发展的不均衡，加上好几个省份产业集群现象较为明显，各省份的差距逐渐加大。而西部和中部在政策、环境和条件等方面有较明显的相似处，其总产值存在了一定程度的收敛。
对我国医药制造业发展地区差异收敛性特征总结如下：（1）1999—2009年，地区差异不存在σ收敛。只有1999—2004年间中部地区表现出一定程度的σ收敛特征，东部地区存在发散趋势，而西部水平和全国水平也不存在明显的σ收敛，呈较为平缓的波动状态；（2）1999—2009年间，地区差异存在β收敛，但收敛系数较小，收敛速度很慢；1999—2004年，2004—2005年两段时间均不存在β收敛，且表现为较为明显的发散趋势。（3）1999—2009年，存在着一定程度的俱乐部收敛，其中中部和西部存在较为明显的收敛，而东部不存在收敛。
3 医药产业区域差异化的对策建议
尽管各省医药制造业和GDP之间有着较为密切的正等级相关，但是医药产业还是有着其较为明显的特殊性。医药产业的发展很大程度上取决于政策以及投资，对规模、地域环境等也有一定的要求。从医药产业收敛性分析中，可以看出医药产业并没有如各地GDP一样有趋于最终稳定状态的趋势，差距并没有逐渐减小。因为对于医药工业来说，发展较好的地区可以充分发挥其产业集群、政策以及现有技术基础的优势，继而可以促进地方医药产业的进一步发展，并且还可以减少成本，避免重复投资以及资源的再利用。但是为了使得医药产业获得更长足的进步，还是应该给医药产业相对落后的地区一定的扶助，使其有更好的发展，带动地方经济。
第一，提高区域开放程度，加强区域经济合作。浙江、江苏等东部发达省份可以加强同邻省安徽、江西的经济合作，从而增强经济发达地区的辐射效应，带动邻省的医药制造业健康积极的发展。
第二，充分突出各个地区的产业优势，使得医药制造业发挥集聚效应，形成良性循环。加快协调地区经济发展的步伐，将“西部大开发”、“中部崛起”等政策进一步落到实处。
第三，加大中西部地区的人才引进力度，大力支持中西部地区高校的发展。同时实施医药产业导向政策，将劳动密集型的制造工业尽量向中西部地区转移，更好地发挥中西部地区的劳动力优势和自然资源的优势。
第四，加大对落后地区优惠政策的支持力度，并且在我国对外开放新的发展阶段中，各地区应把注意力放在基础设施和人才基础等环境条件的改善上，而不应过度地开展区域间优惠政策的竞争。
第五，认识差异，承认差异，但并不是要消除差异。充分发挥各地区比较优势，要坚持“有所为，有所不为”的方针，因地制宜地发展各地的医药制造业，走出具有地区特色的医药产业发展之路。
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