時間：2023-08-29 16:44:18
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇醫藥行業平均值，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：醫藥行業上市公司 可持續增長能力 因子分析
企業的可持續增長是一種適度增長過程，這種適度體現在企業發展與內部資源的協調性、與外部環境的適應性以及與盈利本質的吻合性上。評價企業的可持續增長能力，可以促進國民經濟發展，幫助企業克服短期行為，提高企業經濟效率，還可以推動企業經營管理科學化，促進企業技術進步。因此，本文在希金斯可持續增長模型的基礎上，結合我國醫藥行業上市公司的具體特點，運用因子分析法，試圖建立適合我國醫藥行業上市公司的可持續增長能力評價模型。
一、文獻回顧
(一)國外文獻國外關于企業可持續增長的研究已經比較深入，有定性的說明也有定量的分析，其理論研究主要集中在企業增長理論和企業可持續增長的財務管理理論兩方面。其中比較經典的是可以歸為兩大類的四個可持續增長模型：一類是基于會計口徑的可持續增長模型(包括希金斯的可持續增長模型和范霍恩的可持續增長模型)；一類是基于現金流口徑的可持續增長模型(包括拉巴波特的可持續增長模型和科雷的可持續增長模型)。基于會計口徑的希金斯可持續增長模型和范霍恩可持續增長模型都肯定了資產負債率、股利支付率、資產周轉率和銷售凈利率共同決定了可持續增長率。希金斯的模型明確指出不增加新股，而范霍恩的可持續增長模型更強調可持續增長率是一個目標值，松動了希金斯不采用股權融資這一假設前提。雖然希金斯與范霍恩的可持續增長模型在計算形式上有所不同，但二者是可以相互轉換的。另一類基于現金流口徑的可持續增長模型均建立在現金流量的基礎上，與基于會計口徑的可持續增長模型相比，更注重增長于現金余缺之間的關系。拉巴波特認為可持續增長率是現金流(鎖定為自由現金流)為零時的增長率，利用相對數指標描述出企業增長與現金流的線性負相關關系。科雷認為現金流量與增長率之間是線性負相關關系，即當實際增長大于這個增長率時，企業的現金流量為負，而當實際增長小于現金余額的增長時，企業有正的現金流。科雷在其著作的后面論述中默認了現金余額的增長率即為可持續增長率。雖然拉巴波特在其建立的可持續增長模型中使用的是相對數指標，科雷使用的是絕對數指標，但是二者通過同時乘以(或者除以)銷售額來互相轉化，因此從本質上說，二者也是一致的。
(二)國內文獻國內對可持續增長的研究主要側重于可持續思想的論述、國外可持續增長理論的一般性介紹以及可持續增長模型的拓展等。主要有以下幾個方面：一是對上市公司可持續增長模型的實證研究。王玉春、花貴如(2007)以經典的羅伯特?希金斯的可持續增長模型為理論基礎，對我國信息技術上市公司可持續增長進行實證研究。研究發現，我國信息技術上市公司的實際增長率超過可持續增長率，并且可持續增長率逐年下滑，存在財務上的增長過快現象。二是對可持續增長模型的比較分析與案例驗證。湯谷良、游尤(2005)通過對現有四種可持續增長模型進行比較分析，揭示出其在邏輯上和應用中的優勢與局限，并利用萬科1998年至2004年間的數據對不同模型進行數據驗證。最終得出：基于現金流口徑的可持續增長模型計算的可持續增長率波動更為激烈，與企業現金流的關系更為明確。三是對可持續增長模型的重構研究。樊行健等(2007)通過對希金斯和范霍恩可持續增長模型的回顧分析，指出兩個可持續增長模型的優勢與不足，重構了企業可持續增長財務模型。重構的模型吸納了希金斯模型簡單、易于操作的優點，并充分考慮企業增長的動態特征，區分平衡增長、資本結構變動、發行新股三種情況，逐步將希金斯增長理論中的假設條件放寬。四是對可持續增長模型與財務管理策略的研究。郭澤光、郭冰(2002)以財務目標為起點，從財務基本平衡等式人手，分析制約企業增長的關鍵因素。論證股票發行、企業負債與企業增長的關系，提出實現企業增長的基本財務策略。通過一個平衡等式推導，得出結論：單純企業增長率并不意味著企業創造價值。五是對企業可持續增長能力的評價研究。陳興述、祝小勤(2007)借助于希金斯的可持續增長模型，將企業的財務可持續增長能力分解為盈利能力、營運能力、杠桿能力、分配能力以及成長能力五個方面。并在企業財務可持續增長能力評價指標的基礎上，借助于數學方法，建立了企業財務可持續增長能力的模糊評價體系，并通過案例進行了應用舉例。
本文在希金斯可持續增長模型的基礎上，嘗試運用因子分析和聚類分析，結合我國醫藥行業上市公司的具體特點，試圖建立適合我國醫藥行業上市公司的可持續增長能力評價模型。
二、研究設計
(一)理論基礎本文的研究是基于羅伯特?希金斯的可持續增長模型展開的。希金斯定義的可持續增長率是指再不需要耗盡財務資源的情況下，公司銷售所能增長的最大比率。在其可持續增長模型中對一定條件下公司的增長速度受經營水平、財務資源、政策的制約關系進行了描述，特別是考慮到了通貨膨脹對可持續增長率數值的影響。按可持續增長率制定銷售目標，可使企業合理地權衡增加收入與控制負債規模之間的關系。可持續增長(Sustainable Growth Rote)是企業在不增加權益融資并保持當前經營效率(表現為資產周轉率和銷售凈利率)和財務政策(表現為資產負債率和收益留存率)的條件下公司銷售收入的最大增長率，它實際上是一種平衡增長。希金斯的可持續增長模型基于以下假設：公司想以市場允許的速度來發展；管理者不可能或不愿意籌集新的權益成本，即企業發行在外的股數不變；公司要繼續維持一個目標資本結構和目標股利政策；公司資產周轉率水平保持不變。希金斯的可持續增長模型從會計恒等式出發，認為企業的增長受股東權益增長的限制。依據希金斯的方法，企業的銷售增長率必須以新增的資產作為支撐，如果公司的期初銷售額為s，本年的銷售增長率為g，為了保持期初總資產A和對應的銷售額s的目標比率A／S不變，公司的期末總資產也應擴大g倍。支持公司銷售增長的資金來源有兩部分：一部分是凈利潤減去紅利發放后的公司留存收益；另一部分是隨著公司的所有者權益的增長，為保持公司的資本結構不變，負債所實現的同步增長。根據“資產=負債+所有者權益衡”等式得到公式：g=股東權益變動值／期初股東權益=P*R*A*T。從上述公式可以看出，―個公司要依靠自身來實現銷售增長，其可持續銷售增長率與公司的留存收益率L、銷售凈利率P、總資產周轉率Q和權益乘數R四個比率的乘積有密切的關系。這四個比率涉及到公司財務管理的所有主要內容，公式中的P和O概括了企業的盈利能力和資產運營能力，而R和L描述了企業主要財務政策(R反映了公司的財務杠桿政策，而L體現了管理層對待股利發放的態度)。希金斯可持續增長理論的一項重要結論就是：增長不是―件非要達到最大化不可的事情。在很多公司，限制增長以便在財務上養精蓄銳可能是必要的；在其他一些公司，用于為無利可圖的增長提供的資金可能最好是還給股東。
(二)研究方法為了解決傳統評價方法中的缺陷，本文運用因子分析模型來建立綜合評價指標和公共因子分析指標來進行可持續增長能力的評價研究。該方法在構造綜合評價指標值時所涉及的權數都是通過數學變化產生，不是人為確定，具有客觀性、科學性。同時，通過設定公共因子可以解決傳統方法中指標設置過多，相互間存在相關性的弊端，能清晰地揭示影響醫藥行業上市公司可持續增長能力的關鍵因素，對促進醫藥行業上市公司的持續發展具有重要意義。在因子分析的基礎上，本文借助于聚類分析，建立醫藥行業上市公司的可持續增長能力的評級體系并對評級提下的有效性進行分析和說明。
(三)模型與指標遴選在構建醫藥行業上市公司可持續增長模型的過程中，利用因子分析技術，從反映受評對象可持續增長能力的財務指標體系中提取不可測的公共因子，并運用與主成分分析類似的科學賦權方法賦予公共因子權重，據此計算因子得分的綜合評價值，借以評價醫藥行業上市公司的可持續增長能力，有效地解決了變量多重共線性給應用帶來的問題。為構建上市公司信用風險評價指標體系，本文選擇了15個財務指標，其中Xl、X2、X3、X13和X14分別代表：凈資產收益率、銷售凈利率、每股凈利潤、成本費用利潤率、資產凈利率，用于反映公司的盈利能力；X6、X7、X8和X12分別代表流動比率、速動比率、現金比率、資產負債率，用于反映公司的償債能力；X4、X5和X15分別代表：流動資產周轉率、存貨周轉率、總資產周轉率，用于反映公司的經營能力；X9、X19、X11分別表示：無形資產增長率、資本積累率、總資產增長率，用于反映公司的成長能力。
(四)樣本選擇和數據來源本文選擇證券之星網站公布的99家醫藥行業上市公司作為總體，排除ST、*ST、S*ST、SST和已被宣布停牌的公司，同時排除數據不全的公司，將對69家醫藥行業上市公司作為樣本進行重點研究。本文選擇了醫藥行業上市公司2003年至2007年的數據作為分析期，具體數據由各公司的年報獲取。
三、實證結果分析
(一)標準化處理為了消除各項財務指標由于量綱單位不同或正、逆性指標不同所帶來的不可公度性，需將各項指標進行標準化處理。本文在計算各樣本公司15項財務指標平均值的基礎上，采取z Scores法，將各變量值或指標減去均值后除以標準差。標準化后的平均值為0，標準差為1。
(二)相關性檢驗在進行因子分析之前，為了考察15個指標之間是否存在一定的線性相關性，采用了KMO檢驗進行相關性檢驗。在對數據標準化的基礎上，進行因子分析得出檢驗(表1)。可以看到：KMO and Bartlett's檢驗值為0.700>0.5，適合用因子分析方法。
(三)因子分析利用SPSS軟件，采用主成分析法，進一步得到財務比率相關系數表以及正交旋轉前后主成份特征向量與貢獻率(表2)。從(表3)可以看出，正交旋轉前后4個因子的累計方差貢獻率都是83.894％，說明保留了原有15個指標中83.894％的信息。正交旋轉并沒有改變因子總體的解釋能力。但正交旋轉后，每個因子的特征根值變化了，相應的每個因子的方差貢獻率也變化了。說明因子旋轉縮小了各因子方差貢獻率之間的差距，使各因子解釋原來變量的能力更加平衡。從(表4)可以看出：(1)因素1：X1、X2、X3、X13和X14的權重較大，故F1主要由凈資產收益率、銷售凈利率、每股凈利潤、成本費用利潤率和資產凈利率這5個財務比率反映，代表了企業的盈利能力。盈利能力對醫藥行業上市公司的可持續增長能力的貢獻最大，因子貢獻率達到了27.332％。它是影響企業長足發展的主要因素。(2)因素2：X6、X7、X8和Xl2的權重較大，故F2主要由流動比率、速動比率、資產負債率和現金比率這4個財務比率反映，代表了企業的償債能力。因子貢獻率達到了24.512％，也是影響醫藥行業上市公司可持續增長能力的重要因素。(3)因素3：X4、X5和X15的權重較大，故F3主要由存貨周轉率、總資產周轉率和流動資產周轉率這3個財務比率反映，代表了企業的營運能力。對于醫藥行業上市公司可持續增長能力比較重要，因子貢獻率達到了18.668％，營運的速度影響企業的可持續增長。(4)因素4：X9、X10和X11的權重較大較大，故F4主要由無形資產增長率、資本積累率和總資產增長率這3個財務比率反映，代表了企業的成長能力。因子貢獻率達到了13.381％，企業成長過快或者過慢都應該引起管理層的關注。由此得到的4個因子所代表的經濟意義為：Fl――盈利能力；F2――償債能力；F3――營運能力；F4――成長能力。在確定了各因子的經濟意義之后，以各因子的方差貢獻率為權數，求得可持續增長能力Z值的計算公式如下：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、研究結論與建議
綜上所述，本文得出如下結論：第一，醫藥行業上市公司的可持續增長能力主要由盈利能力決定，而且與最利能力正相關。從(表5)中，可以看出在正交旋轉后，盈利能力的方差貢獻率最大，為27.332％。從實證結果上看，可持續增長能力的Z值大的公司，其盈利能力的排名也比較靠前。海王生物、華邦制藥、九芝堂、上海醫藥的平均凈資產收益率指標均在10％以上；平均銷售凈利率指標除九芝堂為8.60％，不足10％外，其余三家公司均達到或超過10％；平均每股凈利潤指標除上海醫藥在0.5元，股以下外，其余均超過所有上市公司的平均值0.28854元／股；平均成本費用利潤率指標均在6％以上，上海醫藥的平均成本費用利潤率指標超過平均值接近17個百分點。反之，盈利能力比較差的企業，其總體排名也比較靠后。總的來說，企業的盈利能力是與利潤增長有關的，而利潤增長既與資產的盈利能力有關，又與公司資產的投入有關。從資產盈利能力看，資產盈利能力強，公司的可持續發展能力也越強；反之，資產盈利能力弱，其持續能力就可能受到影響。從公司投入增長方面看，公司的投入分為內部投入和外部投入。內部投入是指公司將盈利資金不分配，全部投入到再生產中去，或將盈利分配一部分，另一部分投入到再生產中去。第二，醫藥行業上市公司的可持續增長能力受償債能力的影響比較明顯，并且與償債能力呈正相關的關系，由于對資產負債率作了正向化處理，所以醫藥行業上市公司可持續增長能力與流動比率、速動比率和現金比率呈正相關，與資產負債率呈負相關。具體來看，新華制藥的償債能力分值最高，從而使得整體的可持續增長能力排在了第3位。其余排在前五的公司其償債能力得分也都比較靠前。第三，醫藥行業上市公司的可持續增長能力受營運能力的影響并不十分顯著。馬應龍的營運能力的分值最高，但其可持續增長能力的綜合排名卻在十名以后，而可持續增長能力的綜合排名排在前五的醫藥行業上市公司，單就營運能力的排名而言，均在前十以后。這是由于醫藥行業的特殊性決定的，醫藥行業是高技術、高投入的產業，醫藥行業上市公司投資回收周期長，資產周轉的速度慢。第四，企業的可持續增長與企業的成長能力呈弱相關或者呈負相關，從(表5)中，可以看出在正交旋轉后，成長能力的方差貢獻率最小，為13，381％，即成長的速度過快或者過慢都影響醫藥行業上市公司可持續增長的持續性。如成長能力排在第一位的華海藥業，其2003年至2007年實際增長率的平均值為3l?51％，而可椿續增長率的平均值僅為8.74％。其可持續增長率與實際增長率之間存在著巨大差異。
作者簡介：
(1966-)，女，遼寧義縣人，北京物資學院商學院副教授
楊曉蘭(1983-)，女，內蒙古赤峰人，中國中紡集團公司財務部會計師
參考文獻：
[1]劉斌、劉星、黃永紅：《中國上市公司可持續增長的主因素分析》，《重慶大學學報(自然科學版)》2003年第12期。
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[7]詹姆斯?范霍恩：《財務管理與政策》，北京大學出版社2006年版。
關鍵詞：生物醫藥；上市公司；實例研究；資本融資環境；資本市場
自1993年6月29日我國第一家醫藥公司—哈醫藥在上海交易所上市以來，經過十多年的發展，至2009年3月我國共有醫藥上市公司100家，醫藥板塊作為朝陽產業廣受投資者關注。醫藥上市公司已成為我國醫藥行業中具有一定規模和市場競爭能力的優勢群體，成為我國醫藥產業發展的主力。其中屬于生物醫藥領域的上市公司有18家，占醫藥行業的18％，代表了目前我國生物醫藥產業利用資本市場的總體狀況。筆者將對這18家生物醫藥上市公司進行資本市場利用現狀的實證分析，以期對利用資本市場促進我國生物醫藥產業發展提供有益借鑒。
1生物醫藥產業上市公司總體發展概況
生物醫藥是一個投入相當大的產業，前期的研究開發與后期的產業化都需要雄厚的資金作為保障。生物醫藥業的發展需要資本市場為其注入資金、專業技術和人才等多種現代生產要素。生物醫藥公司上市是走向資本市場利用的有效途徑，上市后的生物醫藥公司可成為龍頭企業，擁有組織制度優勢、市場組織優勢以及資金、技術和人才等優勢。
至2008年底，我國已有18家生物醫藥概念的股份公司上市發行股票，利用資本市場直接融資，籌集到大量生物醫藥業發展資金，同樣也說明我國生物醫藥業目前對資本市場的利用主要是通過股票市場進行的。自1993年第一家生物醫藥類公司—四環生物上市以來，深、滬A股市場生物醫藥類上市公司的數量不斷增加，迅速發展到2008年的18家，流通A股從最初的9億元增長至44．08億元，增長了3．9倍。可見，生物醫藥業類公司整體籌資能力在不斷增強，生物醫藥業的投入不斷加大，有力推動了我國生物醫藥業的發展。
2生物醫藥產業上市公司資本經營情況分析
生物醫藥類企業發行上市進入證券市場，打開了通往資本市場融資的道路，為生物醫藥業的快速發展提供了資金支持。生物醫藥上市公司積極在資本市場上進行資本運營，為生物醫藥業的產業化發展創造了良好的融資環境，企業實力不斷增強，業績穩定增長，為各公司上市后實施配股或發行債券創造良好條件。適時分析該類上市公司的資本運營情況，結合企業實際、經濟發展內在要求以及資本運營的規律，發現行業發展中存在的問題，適時進行資產調整與重組，推進產業結構的優化與升級，對于該類上市公司持續利用資本市場發展生物醫藥產業具有重要意義。
2．1主營業務收入和凈利潤分析
2002－2007年，我國生物醫藥上市公司的主營業務收入總體呈穩步增長趨勢（見圖1）。2002年平均每個公司主營業務收入為3.267億元，占醫藥類上市公司平均值的31．87％；2007年平均每公司主營業務收入已達到4.291億元，占的醫藥類上市公司的26．78％，年平均增長0.205億元，年增長率為5．89％。其中，長春高新、北海國發、交大昂立、錢江生化、星湖科技、誠志股份等6家公司的年平均主營業務收入在4億元以上，收入增長幅度明顯高于行業平均水平3．842億元，年平均增長7．119億元；其余12家上市公司年平均主營業務收入低于行業平均水平，年平均增長僅2．102億元。由此可以看出，在主營業務收入方面，僅1／3左右的上市公司以較大幅度增長，而大多數上市公司的年平均主營業務收入徘徊在2億元左右。
2002－2007年，生物醫藥類上市公司的平均每公司每年凈利潤為0.149億元，占醫藥行業整體水平的23．97％，變化范圍在0.01-0.31億元之間，年際間有較大的變化幅度。北生藥業、銀廣夏、深本實、四環生物、長春高新等5個公司的平均年凈利潤為負值，萊茵生物、達安基因、交大昂立、誠志股份、四環藥業、上海萊士、天壇生物、雙鷺藥業、華蘭生物、科華生物等10個公司的平均年凈利潤為0.519億元，是生物醫藥類上市公司平均水平的3．48倍。由此可見，生物醫藥類上市公司的凈利潤年際間存在明顯波動，體現出一定的風險性特點，但超過一半以上的該類企業仍然可以獲得較大的凈利潤。
結合圖1來看，生物醫藥上市公司的主營業務收入和凈利潤在2002－2003年、2004－2007年分別是兩個逐年增長的過程。但在18家生物醫藥類上市公司中，1／3左右的公司主營業務收入和一半以上的公司凈利潤都明顯高于行業平均水平，這些公司應該屬于本行業的優勢企業。但其主營業務收入雖逐年增長，凈利潤卻依然存在年度間的大幅增減變化，說明其年際間存在明顯的成本增減變化。
2．2凈資產收益率分析
凈資產收益率反映企業自有資金投資收益水平和資本運營的綜合效益，是企業獲利能力的核心指標。該指標越高，企業自有資本獲取收益的能力越強，運營效益越好，對企業投資人和債權人權益的保證度越高。2002－2007年，生物醫藥類上市公司的凈資產收益率分別為1．41％、9．02％、8．23％、2．41％、－3．74％和3．85％，年度間有明顯差異。但誠志股份、達安基因、天壇生物、萊茵生物、華蘭生物、雙鷺藥業、科華生物、上海萊士等8個公司年平均凈資產收益率為16．83％，公司之間的差異范圍在5％-35％之間，年際變化幅度為12％－22％，屬于具有穩定凈資產收益的企業。而四環藥業、北生藥業、深本實、長春高新、四環生物、星湖科技等6個公司的年際間平均凈資產收益率為負值，屬于自有資本獲取收益能力和資本運營效益較差的公司。說明生物醫藥上市公司之間、年際之間其資本收益和資本運營效益存在差異，也是其經營風險的體現。
2．3每股收益和每股凈資產分析
每股收益反映企業普通股股東持有每一股份所能享受的企業利潤和承擔的企業虧損，是衡量上市公司獲利能力時最常用和綜合性較強的財務分析指標。每股收益越高，說明公司的獲利能力越強。2002－2007年我國生物醫藥類上市公司的平均每股收益為0．13元，年際間變化范圍在
－0．06－0．23元之間，公司間變化幅度在
－0．76－1．01元之間；其中上海萊士、雙鷺藥業、華蘭生物、科華生物、萊茵生物、達安基因、天壇生物、誠志股份、交大昂立等9個公司的每股收益高于生物醫藥業平均水平，達到平均每股收益為0．45元，公司間變化范圍在0．13－1．01元之間，年際間變化范圍在0．33－0．47之間。但深本實、北生藥業、銀廣夏、四環藥業、長春高新、四環生物等6個公司年平均每股收益為負值，星湖科技、北海國發和錢江生化等3個公司的年平均每股收益僅0．02－0．06元，遠低于平均水平。
每股凈資產是上市公司年末凈資產（即股東權益）與年末普通股總數的比值。2002-2007年生物醫藥類上市公司的6年平均每股凈資產為2．16元，年際間在1．75-2．57元／股之間波動，公司之間的差異范圍在－3．24－4．23元／股之間。除了深本實和ST銀廣夏的為負值外，其余公司的均為正值，其中雙鷺藥業、交大昂立、華蘭生物等12個上市公司的每股凈資產高于生物醫藥行業整體平均值，年際間變化幅度在2．73－4．04元／股之間，公司間差異范圍為2．31－4．23元／股之間。
通過以上分析，筆者認為，生物醫藥類上市公司在2002－2007年間利用資本市場進行資本運營，總體呈現出穩定發展的趨勢，但是生物醫藥公司之間和年際間存在明顯差異，其中50％左右的公司平均每股收益和每股凈資產均比較高，顯示出穩定的高水平發展優勢，其資本經營狀況良好。
2．4我國生物醫藥類上市公司的市場潛力分析
生物醫藥類上市公司與其他行業類上市公司比較，其股票具有更大的市場增長潛力。因為投資者投資股市除了希望獲得眼前的穩定收入外，更多的是期盼企業的高成長性和具有良好的未來發展前景。因此，具有高技術、高投入、高收益、高風險特征的生物醫藥類高新技術產業，必將是投資者投資追逐的熱點領域。
（1）生物醫藥業是典型的高新技術產業。生物技術是當前高新技術研究開發的一個熱點，生物醫藥作為生物技術開發應用的前沿之一，在生物醫藥研發領域有著廣闊的應用前景。因此，高科技與資本對接，為生物醫藥類企業提供誘人的發展空間。作為典型的高新技術產業之一，生物醫藥產業既有很高的投資收益和廣闊前景，技術創新活動又充滿風險性。但是風險往往與機遇并存，這也是風險投資的魅力所在。只不過在投入生物醫藥技術創新活動時，企業經營管理者注意采取一切可能的措施來進行風險控制即可盡可能地避免之。
（2）獲利能力與上市公司本身直接相關。從每股收益來看，2002～2007年有67％的生物醫藥上市公司具有獲利能力，50％的公司具有良好的業績，年平均每股收益達到0．45元，明顯高于醫藥行業的年平均每股收益0．23元。其余1/3的上市公司年平均每股收益為負值，盈利能力較差。說明年平均每股收益在公司之間存在顯著差異，資本運營好的公司可以獲得明顯高于醫藥行業平均水平的每股收益，對于投資選擇來說這也是風險性的一種體現。
（3）資產負債率較低，凈資產收益率較高。除深本實和銀廣夏兩個公司外，其余16家生物醫藥上市公司2006年的平均資產負債率為41．62％，明顯低于醫藥行業平均資產負債率60．83％。2002－2007年醫藥行業的年平均凈資產收益率為0．64％，而生物醫藥業為3．53％，其中近半數的上市公司更達到了16．83％。可見生物醫藥類上市公司在醫藥行業上市公司中的突出地位。
綜上所述，約30％－50％的生物醫藥類上市公司在主營業務收入、凈利潤、凈資產收益率、每股收益和每股凈資產等指標方面明顯高于該類上市公司的平均水平，屬于本行業的優勢企業，具有良好的資本運營和獲利能力；除此之外，年際間的差異也是影響生物醫藥類上市公司資本市場利用潛力的因素之一。
2．5生物醫藥上市公司的優勢分析
2003－2007年生物醫藥上市公司的年平均主營業務收入達到39572．78萬元，是非上市生物醫藥公司的7．04倍；上市公司的年平均利潤為5624．29萬元，是非上市公司的29．73倍。我國生物醫藥上市公司的平均主營業務收入和利潤都比遠比非上市公司的高，充分說明生物醫藥類企業利用資本市場的優越性。
3結語
目前我國生物醫藥上市公司積極在資本市場上進行資本運營，為生物醫藥業的產業化發展創造了良好的融資環境，企業實力不斷增強，業績穩定增長，為各公司上市后實施配股或發行債券創造良好條件。
2002－2007年，我國生物醫藥上市公司利用資本市場進行資本運營，總體呈現出穩定發展的趨勢，其中約30％－50％的生物醫藥類上市公司在主營業務收入、凈利潤、凈資產收益率、每股收益和每股凈資產等指標方面明顯高于該類上市公司的平均水平，屬于本行業的優勢企業，具有良好的資本運營和獲利能力；除開公司本身因素外，年際間的差異也是影響生物醫藥類上市公司資本市場利用潛力的因素之一。
由于生物醫藥業是典型的高新技術產業，成為投資者投資追逐的熱點領域。年平均每股收益在公司之間存在顯著差異，資本運營好的公司可以獲得明顯高于醫藥行業平均水平的每股收益。大多數生物醫藥公司的資產負債率較低，凈資產收益率較高。因此，我國的生物醫藥企業具有良好的市場潛力。我國生物醫藥上市公司的平均主營業務收入和利潤都比遠比非上市公司的高，充分說明生物醫藥類企業利用資本市場的優越性。
參考文獻
1中國證券監督管理委員會.中國證券期貨統計年鑒200……8［M］.上海：學林出版社，2008
2國家發改委.中國高技術產業統計年鑒2008［M］.北京：中國統計出版社，2008
3中國科學技術部.中國統計年鑒2008［M］.北京：中國統計出版社，2008
市場狀況
在目前市場上的行業基金中，既有專門投資一個行業的（醫藥、信息、金融等）行業基金，如易方達醫療行業股票、深證TMT50ETF、國泰上證180金融ETF等，也有同時投資于幾個行業的行業基金，如國投瑞銀滬深300金融地產指數（LOF）、海富通上證周期50ETF、國投瑞銀中證上游資源產業指數（LOF）等。從投資方式來看，既有被動跟蹤行業指數的行業基金，如招商上證消費80ETF，也有采取主動管理投資的行業基金，如長城消費增值股票、匯添富醫藥保健股票等。
從行業來看，投資消費行業的行業基金數量最多，其次是醫藥、資源、金融、地產、電子信息等。在投資方式上，被動的跟蹤行業指數是目前行業基金的主流方式，采取主動投資的行業基金多為消費行業基金。
行業基金在國內起步比較晚，目前市場上已成立的30多只基金中，僅有2只成立時間超過5年，分別為長城消費增值股票、萬家公用事業行業股票（LOF），2只基金最新5年期晨星評級分別為四星級、三星級。成立3年以上的除了上述2只基金外，還有申萬菱信消費增長股票，基金中長期業績相對落后，最新3年期晨星評級為兩星級。
行業基金的特征
從招募說明書來看，行業基金約定，股票資產占基金資產的60%～95%，而投資于該行業的上市公司占股票資產的比例不低于80%。也就說，行業基金投資于某行業的股票資產至少占基金凈資產的48%。正是由于資產配置中的行業高集中度，行業基金可能比其他股票型基金的波動幅度更大，尤其是當投資行業是波動性較大的周期行業時，這種波動特征更加明顯，且投資于某一周期行業的行業基金承受的波動要大于投資于大行業的基金。
具體來看，目前市場的行業基金投資的周期行業主要集中在金融、地產、資源幾大領域。這些基金最近1年和2年標準差遠高于同類平均水平，顯示基金最近1年和2年業績的波動性大。以2013年業績表現搶眼的國泰上證180金融ETF、國投瑞銀滬深300金融地產指數（LOF）為例，截至2012年年末，國泰上證180金融ETF基金最近1年標準差為29.36%，股票型基金的該數據平均值為22.68%。同時投資金融、地產行業的國投瑞銀滬深300金融地產指數（LOF），最近1年標準差為27.33%。資源行業基金的波動則更大，國聯安上證商品ETF最近1年的標準差高達31.58%。而投資于非周期行業（如消費、醫藥等）的行業基金業績波動相對都較小，如長城消費增值股票，其最近1年標準差僅為14.87%，易方達醫療行業股票最近1年的標準差為19.78%，萬家公用事業行業股票（LOF） 最近1年的標準差為19.44%。
在組合中的作用
正是由于行業基金呈現出來的行業高集中度、業績高波動的特征，其更適合充當衛星基金的角色。投資者在選擇了核心基金后，可能會發現投資組合在行業配置上“有失偏頗”，這時配置一定的行業基金可以起到均衡的作用。此外，如果非常看好某一行業，覺得搭建的組合中該行業配比太低時，配置一定比例的行業基金可以起到增強的效果。
對于資金量不足的投資者來說，某些前景好的行業往往其上市公司股價也“高處不勝寒”，例如國內的醫藥、消費等行業，白酒類股票動輒股價過百元，而好的中藥企業股價也動輒三四十元。選擇相應的行業基金，能夠避免資金上的尷尬，畢竟基金投資起點僅為1000元，定投起點則僅為100元。
此外，對于熟悉某些特定行業且擅長短線操作的投資者來說，由于行業基金的高波動性，可以作為波段操作的品種之一。
行業基金的選擇
在投資行業基金時，投資者首先應對自己的風險偏好和投資目的有清晰的認識。例如，選擇行業基金進行波動操作顯然是不適合低風險承受能力的投資者的，雖然這種方法有時可能成就“一夜暴富”的夢想。對于穩健型的投資者而言，采取基金定投的方式對行業基金進行衛星配置，或許是更加合適的選擇。
具體到在投資同一行業的不同行業基金間進行選擇時，要搞清楚基金的投資方式是被動跟蹤行業指數還是進行主動投資管理的。通常來說，被動跟蹤行業指數的行業基金受到的倉位限制更加嚴格，業績波動也更大。同樣都是采取主動投資管理方式，投資同一行業的不同行業基金之間存在著業績分化。以消費行業基金為例，截至1月4日，最近1年收益最高的為中海消費股票，收益為8.88%；收益最低的為銀華消費主題——銀華消費，收益為3.11%。中長期業績也存在著同樣的分化。對于投資者而言，在選擇時，可以從基金公司、基金經理、費率、晨星業績評級等幾個角度進行考量。盡量選取一些過往業績優良、基金經理經驗豐富的行業基金。
值得關注的行業基金
長城消費增值股票型基金
消費行業仍有著較大的成長空間。雖然在2012年國內居民最終消費對GDP的貢獻已經從2010年46.9%提升至51.8%，但是與歐美發達市場經濟的70%以上相比，仍然存在著較大的空間。從政策的角度來看，隨著城鎮化的推進，居民的可支配收入水平將得到進一步提升，類似于下調刷卡手續費、新能源購車補貼、減免高速過路費等一系列消費刺激措施的持續推出也是政策未來的傾向所在。
該基金屬于消費行業基金，中長期業績較好。截至2012年12月底，最新3年期晨星評級為三星級、5年期晨星評級為五星級。最近2年回報在同類中排名前1/3。該基金圍繞傳統消費行業進行投資，投資方向明確，精選各行業龍頭股，換手率遠遠低于同類，中長期業績優良，風險控制也較好。
匯添富醫藥保健股票基金
醫藥行業存在較大的發展空間。從需求來看，在我國老齡化日益嚴重的當下，龐大數量的老年人對醫療的需求也隨之增長。國務院在2012年印發的《國家人口發展“十二五”規劃》顯示，“十二五”期間我國老年人口出現第一次增長高峰。20世紀50年代第一次生育高峰出生人口相繼進入老年，我國60歲以上老年人口年均增長800萬以上，總量將突破2億。2030年60歲以上人口占比將接近30%。另一方面，隨著城鎮化的推動，醫保福利范圍將進一步擴大，福利水平也將得到提升。2011年我國醫療衛生費用支出占GDP的比重僅為5.1%，不但低于高收入國家（平均8.1%），而且比低收入國家的比重還要低（平均6.2%）。在城鎮化的背景下，醫療將是政策的重要方向。
關鍵詞:醫藥行業;內部控制;公司治理
內部控制總體來講就是一個企業為了能夠達到自己劃定的營運目標，保持企業資產完全性和完整性水平，確保企業會計信息數據的準確和可靠，從而使得企業自身的計劃和生產的目標能夠得到比較好的履行，也可以在企業日常生產經營中保持更經濟更高效的在自己單位內部去采取的一種內部控制系統的各種日常管理措施的總稱。
一、醫藥企業內部控制目標設定與運行缺陷
(一)醫藥企業內部控制目標設定
1．內部控制可以為企業的經營成果提供保障
完善的內部控制，可以使醫藥企業的合理保證企業的經營成果。只要醫藥企業的內控管理到位，那么企業的經營狀況不僅會使利益相關者滿意，而且能推動企業在市場競爭中獲得更大的競爭優勢。所以，對于我國特別是醫藥行業的上市企業來講，有深度的強化對內部控制的學習和實踐是萬萬不能避免的。
2．內部控制可以保證企業會計信息的真實完整
完備的企業內部控制制度能夠非常高效的保障醫藥企業會計信息的真實與完整，醫藥企業的運營和管理都離不開合法合規。內控制度的實現可以幫助醫藥企業保障自身財務核算的數據和信息真實完整，同時也確保了企業在合法合規性方面能符合國家醫藥行業企業相關的法律、法規以及醫藥企業內部規章制度。內部控制的實施可以為醫藥企業運營管理的合法合規性創造一個非常良好的內部環境，進而更好地確保醫藥企業內部財務信息的真實和完整。
3．為企業目標的實現提供不竭動力
戰略目標是指醫藥企業對未來生產經營的總體規劃，對于醫藥企業的營運管理具有比較強的指向性意義，因此一個強有力的舉措來確保其真正落實是非常重要和有意義的。要實現為醫藥企業內部控制提供源源不竭的推進動力，就必須要有非常完善和健全的內部控制。如果企業擁有健全和完善的內部控制，那么一定會對企業戰略目標的實現提供源源不竭的推動力。
4．防范和化解企業的潛在風險
企業針對財務風險的防范最終還是要靠內部控制的健全和完善。內部控制的健全和完善使得醫藥企業可以提前預測和防范醫藥企業潛在的財務風險與經營風險，從企業日常經營和管理中發現問題和解決問題，通過科學的程序發現風險，進而評估分析企業存在的風險并且及時采取措施防范和制止更大的問題出現，說明了內部控制的完善和健全能夠幫助企業防范和化解潛在的風險。綜上所述，內部控制涉及的是企業的各方面的管理與控制，而不僅僅是財務信息的真實與完整。因而，對于我國醫藥行業上市企業來說，只有狠抓企業內部控制管理才能為醫藥企業進一步平穩的快速的發展和進步鋪平道路，這對于我國的民族經濟走向世界的競爭行業意義十分重大。
(二)醫藥企業內部控制運行中的缺陷
內部控制試試是醫藥企業發展的趨勢，但在內部控制運行過程中會存在一些缺陷，這些缺陷不僅影響著內部控制實施的效果，同時還阻礙著內部控制重要作用的發揮。
1．內部控制形式化嚴重
目前，部分醫藥企業內部控制管理缺少合理性、科學性，這與醫藥企業的特殊性有一定的關系。雖然醫藥企業是企業的性質，但是由于其產品的特殊性，因此在運營管理中會受到特殊的限制，怎樣在醫藥企業中應用現代化的內控措施就成為醫藥企業管理者需要考慮的重點問題。
2．企業專業人才資源不足
部分醫藥企業中，管理層對內控認識不足，導致人力資源投入也不足，內控工作受到限制。因為醫藥企產品的特殊性，所以內部控制的程序會比較復雜煩瑣，對控制人員的要求是比較高，因此要求參與內控的財務工作人員能夠做到業財融合。此外，醫藥企業更要求工作人員具備扎實的專業知識技能，然而內部控制人員卻嚴重不足，常聘用兼職人員，導致內部控制問題的解決處理效率不佳。
3．內部審計效果不佳
由于醫藥企業業務復雜，再加上企業人才資源不足、內部控制形式化嚴重等方面的制約，內部審計無法發揮應有的作用。在內審流程中各部門雖然能夠配合內部審計工作，但是有些時候為了部門自身利益，會忽視企業整體利益，如果審核工作不到位，潛在問題就有可能被隱藏起來。此外，即使內部審計與被審計部門是相對獨立的，但是二者在目標、利益上有著某些密切的聯系，因此很難真正做到獨立。
二、KM藥業內部控制缺陷影響分析
醫藥企業內部控制體系建設不夠健全，導致內部控制運作存在缺陷，監督不到位，企業日常經營活動很容易就偏離正規路徑。接下來文章以KM藥業為案例，分析其內部控制缺陷對其發展帶來的影響。
(一)存貸雙高問題
醫藥行業平均貨幣資金占總資產的比重應該在15%～25%比較正常。如果財報中既有高貨幣資金占比，又有很多負債，那么企業可能存在“存貸雙高”。如果KM藥業的貨幣資金占比較多說明企業流動資金充足，經營風險小，償債能力強，但同時增加了機會成本，降低了資金收益，所以并不符合正常的經營管理方式。通過表1，可以發現KM藥業的貨幣資金占總資產的比率從2015年開始，逐漸升高到至50%，這遠超醫藥行業上市公司的平均值水平。所以，KM藥業的貨幣資金真實性得不到保證，通過證監會對其調查，可以發現KM藥業的貨幣資金存在非常嚴重的造假情況。此外，醫藥企業的有息負債率健康值在30%以內，但KM藥業歷年披露的財務報表數據中，可以發現KM藥業的有息負債率常常突破35%，如表2所示。所以根據KM藥業2013－2019年貨幣資金和有息負債占總資產比重的情況，反映出KM藥業在存貸方面的內部控制是存在嚴重缺失的，可以判斷KM藥業公司存在比較典型的存貸雙高現象。
(二)公司治理結構存在的缺陷
KM藥業治理結構存在一些的問題，主要是其在內部結構的處理上，由關聯方作為其控股股東;此外，股權集中度也相對較高，董事長及其家屬持股比例合計超過30%;股權結構不合理會使得公司內部審計、監事會、董事會等監督職能無法正常展開，公司治理問題嚴重。其中最為突出的是董事會對管理層的監督失效，以及內部審計部門形同虛設、缺乏應有的獨立性，導致這些問題的原因就是關鍵控制點偏離。
(三)存貨管理缺乏內部控制
從2013年開始，KM藥業披露在財務報表中的存貨的金額飛速增長，反映在存貨周轉天數上是從2013年的133．93天升至2018年的666．67天，此外，還要考慮是否存在部分存貨出現過期計提存貨減值的可能性。在2019年KM藥業的財務報告披露的數字中我們看到KM藥業的存貨周轉率出現了持續性的下跌。這個數據的變化所表現出來的情況是可能KM藥業對于自己內部存貨的管理嚴重缺乏內部控制，所以導致存貨周轉速度變得越來越緩慢，或者也可能是存在因為存貨數據實際上存在真實性的問題，抑或者，KM藥業可能存在使用自己存貨造假調節利潤的可能性。
(四)對外披露財務報告信息存在問題
作為一家上市企業，KM藥業在披露的公告中，對其業績指進行調整，如2017調整營業收入，使其減少了超百億的應收，同時現金流量減少了數十億元的現金流量，這意味著公司披露的財務報告數據存在非常嚴重的問題。KM藥業內部監督制度的不完善，導致其財務信息多次造假。我們知道，一個上市企業在披露財務報告和數據時，首先要確保企業披露的數據完整和真實，但KM藥業并沒有做到，在提供財務報告披露的造假中造成了投資者巨大的損失。
(五)風險意識缺失
KM藥業的資產負債率從2013年45．93%升至68．03%。這主要是由于KM藥業的內部控制在風險意識上的嚴重缺失，也是因為KM藥業的短期借款和流動負債在近幾年的期間內幾乎翻了1倍，導致KM藥業風險意識缺失的主要原因就是缺乏完善的內控風險評估機制(圖1)。一個健康的企業要將自己的資產負債率控制在合理的范圍內，KM藥業雖然在財報中反映其存在足夠的庫存現金可以供企業日常生產經營，但是KM藥業大量舉債又造成公司的資產負債率過高，償債壓力過大以及償債能力低下甚至影響更多相關產業生態，這也是KM藥業內部控制存在嚴重紕漏的問題之一。
三、醫藥公司內部控制缺陷的改進措施
通過分析KM藥業，可以發現我國醫藥企業內控制體系還不夠完善，必須加強其內部控制與風險管理，文章針對性地提出醫藥企業內部控制制度改進措施。
(一)完善企業內部控制體系并認真落實相關制度
企業內控關鍵點對于內部控制任務和控制目標能否順利實現起著決定性的作用。設置企業內控管理工作流程時，要將控制因素與企業自身情況以及企業目標相結合，從而提高企業的管理效率;此外還要劃分企業的監督活動，科學設置內控流程，保證內控能落實到各項活動中，保證醫藥企業的經營管理更加細致，提高內部控制的效率。
(二)強化人力資源管理
對員工展開必要的職業技能培訓，提升人力資源的數量和質量，并與高校合作，建立人才培養計劃，實現委托培養和產教融合，引進專業人才，使人才能力更加全面。建立完善的激勵體系，全面提高員工工作的積極性、主動性，使其更好地為企業發展服務。建立非常分明的獎勵機制，通過獎勵制度和懲罰制度嚴格企業內部控制的人才控制方面，促進企業每一位員工提高對內部控制制度的重視態度。
(三)加強企業外部監督并著力健全市場機制
企業的外部監督主要是由會計師事務所和社會普通大眾組成的。對于會計師事務所來說，必須要樹立起上市企業內部控制評價的重要一環，事務所以及注冊會計師必須堅持自己的職業規范，在審計過程中對關鍵審計環節進行走訪，執行函證等必要的程序。對于公眾來說，應該學習相關風險防范知識，具備識別投資風險的基本能力，選擇適合自己投資風險等級的投資對象，發揮社會監督者的重要作用。
(四)監管機構加大對問題公司的處罰力度
有關監管機構應該增加上市企業的違法成本，本次康美藥業造假事件上交所閃電問詢并迅速立案調查，但對于一些證據的收集并不容易，本次造假事件屬于積累已久的大爆發，監管機構需加快處理相關問題的速度，強化對監察活動中的審計監察的敏感性。比如，康美藥業的內部控制存在問題早已就有人提出，就像之前有人曾經發現這家企業的相對高額的貨幣資金在賬、存貸雙高的跡象已經出現，這些都應該讓我們的監管機構提高警惕。同時，我們的政府部門也應該強化法律和制度性的建設，國家要盡快督促相關行業協會加快有關監管制度的變化。KM藥業從內控角度暴露出的問題包括:風險評估缺失、信息披露不規范等，這不光因為決策者對風險的漠視，更是由于企業內部控制基礎薄弱、內部控制執行力度不足等原因。所以，醫藥企業要增加對內部控制的重要性的認識，強化內部控制制度，增加內部控制信息披露的真實有效性，增加外部監督機構在企業內部風險控制活動的監督力度，才能給醫藥行業未來發展帶來更大的動力。
參考文獻:
［1］薛錦．康美藥業財務造假案例分析［J］．山西農經，2020(23):156－157，160．
【關鍵詞】 R&D資本投入； R&D人力投入； 專利產出； 公司治理； 生物醫藥業
中圖分類號：F276.6文獻標識碼：A文章編號：1004-5937（2014）19-0071-08
一、引言
隨著我國經濟高速發展，市場經濟快速變化，企業開始意識到只有通過不斷的創新才能夠在競爭中贏得主動。醫藥行業作為創新密集型的高端產業，近年來逐漸加大創新資源的投入，自主創新能力顯著提升。根據國家統計局的中國高技術產業統計年鑒，2006―2010年我國醫藥制造業產值保持年均33.5%增速，專利授權量增幅接近3 500件。在投入上，內部研發經費2006―2010年保持年均33.7％的增速，R&D人員數增幅超過3萬人。在建設創新型國家發展戰略的指引下，政府也不斷加大對創新型中藥、生物制藥、轉基因和生物技術領域的支持力度，推動著我國醫藥行業的研發水平向新的高度發展。我們也應該看到，我國醫藥行業仍然存在研發資源投入不足、創新效率低下的嚴重問題。
近年來，國內外眾多學者都對企業的創新投入產出效率進行了大量研究，大多數把企業績效（主要為財務指標）作為衡量企業創新投入產出的關鍵性指標，較少將企業的專利產出類型及其效率作為研究對象。本文基于一個新的視角，將企業的專利產出作為主要研究對象，探討了企業R&D資本投入、R&D人力投入以及公司治理對發明專利、實用新型專利和外觀專利的產出效率的影響，進一步分析資本、人力投入以及公司治理對創新產出影響程度的差異，力圖為我國醫藥行業提高自主創新能力提供一個實證依據。本文主要取得了以下研究進展：（1）企業研發資金投入及政府研發補貼與專利產出有顯著的正向關系，政府補貼占R&D投入比例只有在10%~60%這一區間內時，才能對專利產出產生積極影響；（2）高管技術背景比例與專利產出有顯著正向關系；（3）股權集中度、兩職合一與專利產出顯著正相關；（4）研發投入對專利產出存在1~2年的滯后效應。
二、文獻回顧
在經濟全球化的背景下，企業間的競爭日益激烈，創新成為企業充分挖掘內部潛力、提升企業價值的根本途徑（徐欣、唐清泉，2012），探究企業創新投入與產出之間的關系成為現代經濟學研究的重要問題。
現階段國內外大部分的研究課題都是以企業自主創新或引進外部技術的投入大小和強度為主要視角，把企業績效（主要為財務指標）作為衡量企業創新投入產出的關鍵性指標，著重研究企業創新投入給企業帶來的經濟效益。如何慶豐等（2009）對我國科技活動的直接人力資本投入、R&D投入與創新績效之間的定量關系進行了分析，說明直接人力資本、R&D投入與創新績效正相關。但是，由于專利制度建立較晚和數據缺乏等原因，我國對技術創新投入與產出的研究還十分薄弱，且現有研究主要針對發達國家，國內關于科技資源投入與創新產出的研究很少（陳春暉、曾德明，2009）。按照國家知識產權局的有關規定，上市公司所擁有的專利可分為發明專利、外觀設計專利和實用新型專利三大類，不同類別的專利能夠衡量不同方面的創新產出，彌補了用企業績效作為衡量因素時單一、籠統的缺陷。有學者認為在探討企業創新投入產出關系時將專利作為創新產出的衡量指標能更好地反映一個企業的創新能力，如冒佩華等（2011）認為專利是企業創新能力的一個重要標志，一個企業所擁有的與產品有關的專利量及對專利的運作很大程度上反映了該企業在市場競爭中的地位和前景。在探討影響創新產出的各項因素與專利數量之間的關系方面，逄淑媛、陳德智（2009）研究證實直接人力資本、R&D投入與企業專利產出之間存在正相關關系。因此，本文認為將專利產出作為創新產出的衡量指標，能更加直接有力地反應企業創新產出水平，并且能夠豐富和完善已有文獻在專利方面的研究。
與政府補貼相關的研究方面，一個重要的研究點在于政府研發補貼對企業創新行為的影響，解維敏等（2009）的研究認為政府R&D資助與上市公司進行R&D支出的可能性顯著正相關，楊德偉、湯湘希（2011）也證實政府研發資助顯著地促進了企業技術創新。師萍等（2007）的研究表明政府給企業科技撥款資助能夠刺激企業自籌的R&D支出，且企業自籌的R&D支出對企業的專利產出有明顯的正面作用（朱平芳、徐偉民，2003）。所以，本文選取了企業R&D資本投入和政府研發補貼占R&D資本投入的比例兩個變量同時作為創新投入的影響因素。由于政府補貼屬于企業R&D資本投入的一部分，故本文采用政府補貼占R&D資本投入的比例作為投入指標，探究二者對創新產出的影響。
許多調查顯示，我國企業自主創新能力不足主要原因是資金問題和人才問題（盧馨，2013）。在知識經濟時代，人力資本是一國提高其自主創新能力促使經濟發展的核心資本（朱承亮等，2012）。以往文獻關于R&D人力投入方面的多數研究結果認為R&D人力投入對創新產出具有促進作用。如賈娜、吳丹丹（2013）認為在控制了其他因素的前提下，無論采用何種指標，人力資本對自主創新成果都具有顯著、穩健的促進作用。其中，部分研究將R&D資本投入與R&D人力投入對于創新產出的影響程度進行了比較。比如李春艷、余越（2011）研究表明當年R&D人力資本投入與創新績效正相關，但是相關系數不及R&D經費投入對創新績效的貢獻大。
在人力投入方面，技術人員比例、高等學歷比例、高管的平均年齡以及高管是否具有技術背景都是重要的影響因素。支軍、王忠輝（2007）提出在創新人力投入方面，企業科技人員占全部員工的比例是一項重要創新投入指標。陳曉紅（2008）則認為科技人員投入越多，企業技術創新能力越強。有關高等學歷比例對創新產出的研究方面，朱承亮等（2012）認為在人力資本結構中，接受過大專及以上教育的人力資本能顯著促進研發創新效率的改善。企業中具有本科、碩士及以上文化程度的員工數量越多，企業越傾向于從事獨立的研發活動（吳延兵、劉霞，2009）。在高管平均年齡方面，劉靖（2012）發現越年長的高管越在意自己的職業聲譽，更趨向于選擇保守的財務策略，而年輕高管更愿意增加技術創新投資。關于高管技術背景的研究顯示，具有研發經歷的高層管理者更樂于關注和了解技術方面的內容，更愿意加強產品和技術創新投入。文芳、胡玉明（2009）認為高管的技術職業經驗對公司投資強度有顯著正向影響。高管團隊中擁有技術背景的人越多就越能影響公司的戰略策略，公司對創新的重視程度也就越高。羅正英等（2012）進一步發現團隊成員中技術性背景成員的比重與企業研發投入呈正相關。
目前為止，學者們對企業投入的影響因素的研究很多，外部因素主要有市場環境、稅收、政府補貼、市場結構等因素，內部因素主要為企業規模、內部治理機制等（王小榮、卜偉，2008）。在影響企業R&D投入的內部因素方面，以公司治理作為研究對象的尚在少數。在已有的文獻中，學者們認為大股東對企業R&D投入持積極心態，因此股權集中度對企業R&D投入有正影響。如任海云（2010）認為股權集中有利于R&D投入，而且一定的股權制衡很有必要，一股獨大不利于R&D投入。針對股權激勵制度，大多學者都支持高管持股有利于企業R&D投入這一觀點，如張洪輝等（2010）實證探討認為公司高管持股比例與創新效率高度相關，經理層股權激勵有利于R&D績效的提高（任海云，2011）。在探究機構投資者持股與上市公司R&D投入的關系方面，王斌、解維敏（2011）認為機構投資者持股與上市公司R&D之間存在顯著地正相關關系，機構投資者能夠利用其專業優勢，參與公司治理，促使管理者對技術創新進行投資。關于兩職合一對企業創新的影響方面，不同學者的觀點不一。趙旭峰、溫軍（2011）認為董事長與總經理兩職分離的制度安排對企業創新投入有顯著的積極影響。但陳守明等（2012）的實證結果表明兩職合一對企業R&D強度有正向影響。我國現有研究中，學者們更多地將企業績效作為衡量指標，探究公司治理的不同組成部分對企業創新行為的影響，少有研究公司治理與專利產出之間的關系。為了進一步認識公司治理對企業創新產出的影響作用，本文將公司治理對企業創新產出的影響作為研究對象。
學者們在企業創新投入產出的關系中已經肯定了企業R&D資本投入、R&D人力投入、公司治理對創新產出的正向作用，但少有學者將這三者同時作為研究點。另外，不同行業中的研發和創新活動，因其科學性質不同、項目的不確定性和復雜性不同，導致不同的研發投入水平和結構對企業績效的影響會表現出不同的軌跡（董靜、茍燕楠，2010）。所以，針對某一行業或領域的研究很有必要。醫藥行業是典型的高風險、高投入、高回報的技術密集型行業（譚杰、程艷，2006），其專利產出與經濟投入有很大關聯性。創新能力弱是我國醫藥行業由來已久的問題（蔡基宏，2009），并且鮮有針對醫藥行業的創新投入與產出關系，綜合分析影響其創新能力的因素的研究。因此，本文基于我國醫藥行業上市公司的創新投入產出關系進行實證研究，具有重要意義。
三、理論分析和研究假設
面對國內外市場激烈的競爭，很多企業都把實施自主創新提高到戰略高度（朱衛東等，2012）。醫藥行業也加快了技術創新的步伐。由于企業R&D支出是增強國家整體經濟競爭力和科技競爭力的重要因素（劉和東、梁東黎，2006），政府也不斷增加對企業的研發支持力度。創新成為企業充分挖掘內部潛力、提升企業價值的根本途徑（徐欣、唐清泉，2012），鼓勵企業投入更多的財力和人力資源到R&D活動中具有重要意義（師萍等，2007）。因此，筆者提出以下假設：
H1：在其他條件不變的情況下，企業R&D資本投入越大，專利產出數量越多。
在知識經濟時代，人力資本是一國提高其自主創新能力促使經濟發展的核心資本（朱承亮等，2012）。中國科技資源的投入，無論是科研資金還是科研人員的產出彈性都很高，對創新具有顯著的積極影響（古利平等，2006）。據此筆者認為R&D人力投入對創新產出具有促進作用。陳曉紅等（2008）認為科技人員投入越多，企業技術創新能力越強；朱承亮等（2012）認為在人力資本結構中，接受過大專及以上教育的人力資本能顯著促進研發創新效率的改善；盧馨（2013）在研究中證明了高管平均年齡與企業的專利產出存在顯著負相關關系。關于高管技術背景的研究顯示，具有研發經歷的高層管理者更樂于關注和了解技術方面的內容，更愿意加強產品和技術創新投入。據此，提出假設2，并且在此基礎上提出了四個分假設：
H2：在其他條件不變的情況下，企業R&D人力投入越大，專利產出數量越多。
a：在其他條件不變的情況下，企業技術人員比例越大，專利產出數量越多。
b：在其他條件不變的情況下，企業高等學歷人員比例越大，專利產出數量越多。
c：在其他條件不變的情況下，企業高管技術背景比例越大，專利產出數量越多。
d：在其他條件不變的情況下，企業高管平均年齡越小，專利產出數量越多。
四、研究設計
（一）數據來源和樣本選取
本文以2008年以前在滬深證券交易所上市的醫藥生物行業上市公司為研究樣本，選取2008―2012年為研究區間。有關上市公司的財務數據來自于巨潮資訊網，人力資本投入和公司治理有關數據來源于國泰安數據庫。由于企業R&D投入和政府研發補貼無法從數據庫中查找得出，筆者手工收集整理了上市公司R&D投入和政府研發補貼的數據。根據以往我國會計準則和制度的相關規定，R&D投入主要在財務報告“管理費用”和“支付其他與經營活動有關的現金流量”這兩個項目中披露，通常的名稱包括：研發費、研究開發費、技術研究費、技術開發費、科研費、咨詢及技術開發費等，或是直接作為研發支出、研發投入披露。與政府補貼有關的兩個會計科目是營業外收入中的“政府補助”和“專項應付款”，筆者對兩者的明細科目進行逐一整理。政府研發補貼是國家為了促進企業技術創新而給予的補貼，在具體的數據搜尋與分類當中，根據企業披露的政府補貼的來源、用途和依據的文件判斷政府補貼是否屬于研發補貼。
上市公司專利的數據來源于中國知識產權局的專利之星專利檢索系統，本文按照國家知識產權局的有關規定，將上市公司所擁有的專利進行了分類，即按照發明專利、外觀設計專利和實用新型專利三大類進行了歸類整理。筆者對截止于2012年12月31日的A股醫藥生物行業上市公司進行了檢索，將上市公司所擁有的專利按照類型和年份進行了歸類整理。在剔除數據缺失值之后，本文總共得到了350個觀察樣本，其中，2008―2012年分別為48、72、74、73和83個觀測值。數據分析采用SPSS20.0統計分析軟件。
（二）模型設計和變量定義
本文采用多元線性回歸模型進行假設檢驗。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，變量定義如表3所示。
五、實證檢驗結果及分析
（一）描述性統計結果分析
本文對我國醫藥行業上市公司的專利數據進行了統計分析，結果如表4所示。從表4可以看出，我國醫藥行業上市公司的專利產出數量從2008年到2012年呈上升趨勢，發明專利產出在增長速度和數量上都遠大于外觀專利和實用新型專利。由此可以看出，專利產出越來越成為我國醫藥企業提高自主創新能力的重要方式。
主要變量的描述性統計結果如表5所示。通過表5可以發現，我國醫藥行業上市公司的R&D投入均值為54 959 034.49，占企業總營業收入的1.92%，說明醫藥企業在研發資金上投入巨大，但標準差達到124 703 247，反映出企業之間研發資本投入存在很大差異。從政府研發補貼占企業研發支出比例來看，平均值為0.2236，說明政府對醫藥行業這個新興的創新密集型行業支持力度較大。在研發人力投入方面，企業技術人員比例、高等學歷比例的均值分別為13.84%、21.9%，高管的平均年齡段在41~55歲之間，平均值為48.02歲，這說明高管趨于年輕化，大多處于四五十歲的階段。高管技術背景均值為23.09％，也即10個高管中約有2~3個具有技術專業背景。在專利產出方面，發明專利最多，其次為外觀專利和實用新型專利。發明專利所占比重最大，說明了我國醫藥行業專利創新程度較高。然而，專利總數和發明專利的標準差較大，分別為28.51和33.45，反映出我國醫藥行業研發能力存在嚴重的兩極分化問題。
（二）回歸結果分析
1.全樣本回歸檢驗
表6中，在控制了相關因素后，企業R&D資本投入的自然對數與專利產出總量顯著正相關，回歸系數是3.556，在0.01的水平下顯著。這說明企業R&D投入越大，專利產出總量越多。本文的研究假設H1得到驗證。
模型2、模型3、模型4分別考察了企業R&D資本投入與發明專利產出數量、外觀專利產出數量、實用新型專利產出數量之間的關系。其中，企業R&D資本投入的自然對數與發明專利產出數、外觀專利產出數顯著正相關，說明企業R&D投入越大，發明專利和外觀專利產出數量越多。而企業R&D資本投入的自然對數與實用新型專利產出數量相關性不顯著，說明企業R&D資本投入對于實用新型專利產出數量沒有太大影響。這一結論為我國醫藥行業上市公司的技術研發提供了指導，即企業應該在發明專利以及外觀專利上加大研發投入力度，合理配置有限的創新資源。
政府研發補貼占企業R&D投入比例與專利產出的關系檢驗結果表明，其與專利產出總量、發明專利產出數以及外觀專利產出數顯著正相關，與實用新型專利產出數相關性不顯著。這說明政府研發補貼占企業R&D投入比例越大，專利產出總量、發明專利以及外觀專利產出越多。
在企業R&D人力資本投入方面，技術人員比例與外觀專利數顯著負相關，與專利產出總量、發明專利數以及實用新型專利數關系不顯著。這說明企業技術人員對外觀專利的研發并不重視，也不能直接影響專利產出總量和發明專利的產出，預期假設不能得到驗證。高管的技術背景與專利產出總量、發明專利數、實用新型專利數顯著正相關，與外觀專利產出相關性不顯著，說明技術人員并不能直接影響企業的專利產出，具有技術背景的高級管理層對企業的專利產出才具有決定性影響，假設H2-c得到驗證。高管平均年齡以及高等學歷比例與專利產出不存在顯著的相關性，均不能驗證我們的預期假設。這可能是因為樣本企業中非國有企業占53.14%，具有決策權力的第一代創始人普遍學歷不高，而學歷較高的員工在公司內部的決策權力較小，導致了企業高等學歷比例與專利產出之間沒有顯著的相關性。
在公司治理方面，股權集中度與專利產出總量、發明專利數顯著正相關；兩職合一與專利產出總量、外觀專利數顯著正相關，說明企業內部的權力越集中，越有利于專利產出。機構持股比例與專利產出不存在顯著相關性，管理層持股比例與發明專利產出數顯著負相關，這可能是因為機構投資者只追求短期利益，不關心企業發展，對企業創新行為影響不大。至于管理層持股比例，在樣本企業中，管理層持股比例為零的比例達到74.29%，說明管理層持股比例普遍較低，也進一步證明了企業的股權分散不利于專利產出。
為了研究企業資本投入、人力投入和公司治理對于創新產出的影響大小的關系，筆者利用模型1進行變量標準化后的回歸檢驗。根據各變量與專利產出之間的相關性，選擇企業R&D投入的自然對數這一變量代表企業資本投入，高管技術背景比例代表企業R&D人力投入，兩職合一代表公司治理。從標準化系數可以看出，企業R&D投入的自然對數系數最大，兩職合一的系數次之，高管技術背景比例的系數最小（0.359>0.127>0.104）。另外，筆者在模型1中將企業R&D資本投入自然對數、高管平均年齡、股權集中度分別做了剔除，發現將企業R&D資本投入自然對數剔除后，模型的擬合優度程度變化最大。
由此可知，企業R&D資本投入對創新產出的影響大于人力投入和公司治理對創新產出的影響。
2.關于政府研發補貼的進一步分析
在全樣本檢驗中，筆者發現政府補貼占企業R&D資本投入的比例越大，專利產出數量越多。郭曉丹等（2011）提出，政府補貼一方面能夠直接彌補企業研發創新資金缺口，另一方面能夠產生額外行為，激勵和引導被補貼企業積極參與技術研發創新。本文認為，作為企業研發投入的一部分，政府研發補貼雖然能夠刺激企業自身的R&D投入，但如果其比例過小或是過大，對企業專利產出的促進作用將會減弱。因此，本文將樣本數據分為三組，其政府補貼占企業R&D資本投入的比例分別為10%以下、10%~60%、60%以上，樣本數分別為131、136和39，對其進行回歸檢驗。回歸結果顯示，政府補貼比例在10%以下和60%以上這兩個區間時，與專利產出總量不存在顯著相關性；當政府補貼比例在10%~60%之間時，與專利總量顯著正相關。
結果表明，政府只有把握好對企業的研發補貼支持力度，才能激勵企業加強產品研發，獲得更多的專利產出。
3.研發支出的時間滯后性檢驗
在以往的文獻中，眾多學者對研發投入對創新產出的時間滯后的影響進行了研究。Hall，Griliches和Hausman（1983）就專利產出和R&D支出的滯后結構進行了專門的研究，發現滯后一期和之后二期的R&D支出對專利產出有一個顯著的影響，但并沒有很強的證據表明一個長期的滯后關系存在。朱平芳、徐偉民（2005）也證明了企業R&D支出對專利申請量可能存在2.5~3年的滯后期，對專利授權量存在4年的滯后期。逄淑媛、陳德智（2009）發現平均來說研發投入對投入后2年的專利產出貢獻最大，且健康醫療和生物制藥專利產出與前4年的研發投入均為正相關。
本文對全樣本進行研發支出的時間滯后回歸檢驗，樣本中2008―2012年的觀測值分別為41、62、66、65、72個，分別進行專利產出滯后一年和滯后兩年的檢驗。從實證結果來看，相對于全樣本檢驗，滯后性檢驗擬合優度程度提高，創新投入與產出之間相關性更加顯著，能更全面地體現企業的創新投入產出關系。
在研發資本投入方面，企業R&D資本投入與專利產出總量、發明專利數顯著正相關，且滯后兩年的系數明顯大于當期系數，說明企業R&D資本投入與發明專利產出存在1~2年的滯后效應。
人力投入方面，在全樣本檢驗中，技術人員比例與專利產出總量、發明專利數均不存在顯著的相關性，而在滯后檢驗中技術人員比例與專利產出總量、發明專利數以及外觀專利數存在顯著的負相關關系，與筆者的預期假設相反。盧馨（2013）在研究中得到相同結論，并認為這可能是由于年報中披露的技術人員統計范圍比較廣泛，不能反映創新所需的核心的研發人員數量。除此之外，本文認為這還可能是因為在醫藥行業，技術人員大量存在于生產過程中，并不能作為企業中參與核心研發活動人員數量的衡量指標。同時，與全樣本檢驗不同，在滯后兩年的回歸結果中，高管平均年齡與專利產出總量、外觀專利產出數在0.1的水平下顯著正相關，與預期假設H2-d相反。考慮到樣本企業中非國有企業比例達一半以上，這可能是由于擁有決策權的第一代創始人普遍年齡較大，研發檢驗豐富，注重企業的長期發展，更多地負責研發周期較長的尖端課題，導致在滯后兩年的結果中顯示高管年齡與專利產出顯著正相關。
與全樣本檢驗相同，在滯后一年和滯后兩年的檢驗中，筆者對企業資本投入、人力投入和公司治理水平對于創新產出的影響差異進行了研究，證明了企業R&D資本投入對創新產出的影響大于人力投入和公司治理對創新產出的影響。
六、結論與政策建議
本文以滬深股市2008―2012年醫藥生物企業為樣本，檢驗了企業R&D資本投入、R&D人力投入以及公司治理對專利產出的影響，具體實證結果如下：
1.通過對企業R&D資本投入、R&D人力投入和公司治理對專利產出影響進行多元回歸的全樣本檢驗，發現在人力投入方面，假設H2-a的檢驗結果與預期的相反，即技術人員比例與外觀專利產出呈負相關。在公司治理方面發現，企業內部的權力越集中，越有利于專利產出。進一步分析，從各變量的標準化系數和模型的擬合優度變化來看，企業R&D資本投入對專利產出的影響大于R&D人力投入和公司治理水平對其的影響。
2.本文考慮了研發支出對專利產出的時間滯后檢驗，發現滯后兩年的研發資金投入對發明專利產出影響系數最大。在人力投入方面，技術人員比例與專利產出顯著負相關，高管平均年齡與專利產出顯著正相關，均與預期假設相反。在時間滯后的檢驗中，各變量與專利產出關系的顯著性明顯提高，擬合優度程度也有提升，由此得出結論，我國醫藥行業上市公司的專利產出存在1~2年的滯后效應。
本文的研究證明了企業R&D資本投入、R&D人力投入和公司治理能夠有效影響企業創新產出，并做出以下理論貢獻：
1.本文的企業R&D資本投入包括企業自身的研發資金投入和政府的研發補貼，回歸結果顯示，企業的研發資金投入和政府補貼占企業研發投入的比例均與專利產出顯著正相關。以往眾多學者研究發現政府補貼對企業創新產出具有積極影響，本文進一步分析，對政府研發補貼占企業R&D資本投入比例進行了分組檢驗，發現只有當比例處于10%~60%這一區間內時，政府補貼才能對專利產出產生積極影響，深化對政府補貼影響企業創新產出的認識。
2.雖然眾多學者都分別研究了研發資金投入、人力投入和公司治理對企業創新產出的影響，但少有學者將這三者同時作為研究對象，并進一步研究企業研發資金投入、人力投入和公司治理對創新產出的影響差異，所以本研究具有重要意義。
3.本文研究發現兩職合一與股權集中度與專利產出存在顯著的正相關關系，機構持股比例與專利產出不存在顯著相關性，管理層持股比例與發明專利產出數顯著負相關。這說明企業的股權越集中，越有利于專利產出。Francis&Smith（1995）的研究表明，股權分散的公司很少從事創新投資，而股權集中有助于企業從事技術專利開發等創新活動；蔡吉甫（2005）認為，企業股權過于集中會導致我國上市公司治理的無效率。本文認為，當企業處于不同發展階段時，其股權結構對公司治理績效和創新績效的影響會存在不同的規律。這也是我們未來的一個研究方向。
基于實證研究結果，本文提出以下建議：
醫藥行業是典型的高風險、高投入、高回報的創新密集型行業，且研發周期長，創新產出具有滯后性。企業應該接受較長的研發周期，保證研發資金的持續投入，從而提高專利尤其是發明專利的產出數量和效率。政府也應該合理確定對醫藥行業自主創新的支持力度，幫助醫藥行業提升核心競爭力，從而增強我國的自主創新能力。在人力投入方面，企業應該注重研發技術人員的培養，建立完善的員工培訓、進修機制，提高員工素質，創立具有創新氛圍的企業文化，吸引高水平的技術創新人員，提高企業核心創新人才的比例。在公司治理方面，企業應該提高具有技術背景的高管在研發活動中的決策權力，并且給予適當的股權激勵。這不僅有利于其創新能力的發揮，也能提高其對企業的忠誠度，對企業自主創新能力提升具有重要意義。
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本文研究的目的是為了分析醫藥企業的經營效率情況，因而對于存在虧損的企業不予考慮。本文選取的是醫藥上市公司中經營效率相對較好的醫藥企業為決策單元，數據來源于各公司的年報。根據2011年醫藥類上市公司數據分析報告，結合研究的目的，將決策單元分為5類，分別為化學原料藥、生物制劑、醫療器械、中成藥和化學制劑。本文收集了27家醫藥企業的公司年報數據，其中包括4個化學原料藥企業（海正藥業、天藥藥業、新和成、新華制藥），4個生物制劑企業（天壇生物、新技術、科華生物、通化東寶），5個醫療器械企業（華潤萬東、魚躍醫療、樂普醫療、信立泰、陽普醫療），8個中成藥企業（東阿阿膠、眾生藥業、三金藥業、敖東藥業、康緣藥業、沃華醫藥、天士力、云南白藥），6個化學制劑企業（恩華藥業、白云山、恒瑞醫藥、人福醫藥、紅日藥業、現代制藥）。目前多位學者對上市企業的經營效率有研究，基于相關文獻，影響企業經營效率的指標一般包括償債能力指標，例如資產負債率；盈利能力指標，例如資產報酬率、銷售利潤率；反應企業營運能力的指標，例如總資產周轉率；成長能力指標，例如存貨周轉率；股本擴張能力指標，例如每股凈資產等[2-5]。結合相關文獻，本文選取的指標主要包括以下幾類，反應企業經營規模的指標、反應企業資產結構的指標、反應企業收益的指標、反應企業獲利情況的指標和結合醫藥企業的特殊性，以及結合上市醫藥公司年報中數據的客觀情況，本文選擇了8個指標作為輸入和輸出變量（表1）。
DEA模型分為投入導向型（inputoriented）和產出導向型（outputoriented）。投入導向型是指在產出一定的情況下，使投入最小化的模型；產出導向型是指在固定投入的情況下，產出最大化的模型。由于搜集的數據是經營效率相對較好的醫藥企業，產出情況在醫藥行業中相對較好，并結合本文的研究目的在于分析企業投入最小的情況，以及企業實際情況與投入最小化之間的差距，因此，選取投入導向型模型。通過DEAFrontier軟件，按照5類公司分別計算，結果見表2。4個原料藥企業的規模收益均不變，海正藥業為DEA有效，其他3個企業均為DEA弱有效。雖然海正藥業是DEA有效，但新和成藥業的超效率遠遠高于海正藥業，在目前情況下，新和成藥業增加391%的投入，仍然為DEA有效，新和成藥業可以通過提高主營業務成本和資產總額來提高綜合的經營效率；天藥藥業的超效率為2.33，即在原有投入的基礎上增加133%仍為DEA有效，想要提高綜合的經營效率，則需要增加主營業務成本、資產總額的投入；新華制藥在原有投入的基礎上增加86%仍為DEA有效，需要增加資產總額的投入來提高其綜合經營效率。同時化學原料藥企業的超效率均值約為2.67，說明化學原料藥企業在原有的投入基礎上，增加167%的投入仍為DEA有效。4個生物制劑企業規模收益率均不變，天壇生物、長春高新技術以及科華生物均為DEA有效，而通化東寶為DEA弱有效。但是，通化東寶企業的超效率遠遠高于其他3個企業的超效率，該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，可知該公司資產總額投資相對較少，較高的超效率則說明該公司的其他資源利用充分，因而通化東寶公司想要取得較高的綜合經營效率，可以通過增加資產總額相對數量的方式來實現。這4家生物制劑企業都能較好地控制企業的資產負債率，其平均的超效率為5.13，說明生物制劑企業在原有的投入基礎上，增加413%的投入仍能保持DEA有效。由表2可知，醫療器械企業華潤萬東醫藥經營無效，規模收益遞減，主要原因在于其資產負債率相對于其他的資源配置結構較低，而其他企業經營效率均為有效，其中魚躍醫療、信立泰以及陽普醫療為DEA有效，樂普醫療為DEA弱有效。在4個DEA有效的醫療器械企業中，陽普醫療的超效率最高為4.34。樂普醫療次之，雖然其為DEA弱有效，但是相對于DEA有效的魚躍醫療和信立泰醫療，其超效率較高，說明該公司主要是因為資產總額投入相對不足，影響了其綜合的經營效率，但其公司其他資源的利用效率都較高，因此可以通過適當增加資產總額的投入比率來提高其綜合經營效率。醫療器械類企業的DEA超效率水平差別較小，其超效率平均值為2.48。8家中成藥企業均為DEA有效。其中，東阿阿膠、眾生藥業、三金藥業、敖東藥業、沃華醫藥、天士力藥業為DEA有效，康緣藥業和云南白藥為DEA弱有效。沃華醫藥公司的超效率在所有統計企業中最高為18.27，符合假設的規模收益不變模型。其他企業可以參照其經營資源配置方式以及相應的資金結構來優化公司的經營效率，康緣藥業可以通過增加銷售費用來提高其經營效率，云南白藥可以通過增加其資產總額的投入來提高其經營效率。在我國，中成藥企業占據比重較大，企業發展較為成熟，上述數據也表明，統計中的中成藥企業均能較好地處理公司主營業務成本以及資產負債率情況，其DEA超效率平均值為3.62。化學制劑企業中的白云山和現代制藥經營效率無效，且規模效應遞減；恩華藥業和紅日藥業為DEA有效；恒瑞醫藥和人福醫藥為DEA弱有效；白云山和現代制藥主要存在主營業務成本投資和資產總額投資不足的問題。在這6家企業中，紅日藥業的DEA超效率值較高，而且為DEA有效，其他企業可參照其投入配置方案來提高各自的經營效率。化學制劑企業存在的主要問題是主營業務成本和資產總額投入不足，進而影響了經營效率，化學制劑企業DEA超效率的均值為3.51。根據表2所得數據，將27家企業按照超效率由高到低排序，結果見表3。由表3可知，DEA超效率排序前10名的企業中，有3家生物制劑公司、3家化學制劑公司、1家中成藥公司、2家醫療器械公司和1家化學原料藥公司。相對來說，我國生物制劑公司的經營效率較高。分析其原因，可能是由于生物制劑公司的靶向性藥物和基因藥物，相對于化學藥物和中成藥來說治療效果好，能夠較為廣泛地應用到臨床，取得的收益可以彌補研發所需的費用，進而保證資金的流動，提高公司的資源配置效率，最終提高整個公司的經營效率。
我國醫藥企業的經營效率普遍較高，在所研究的27家醫藥上市公司中，海正藥業、天壇生物、長春高新技術、科華生物、魚躍醫療、信立泰、陽普醫療、東阿阿膠、眾生藥業、三金藥業、敖東醫藥、沃華醫藥、天士力、恩華藥業和紅日藥業共15家企業為DEA有效，天藥藥業、新和成藥業、新華制藥、通化東寶、樂普醫療、康緣藥業、云南白藥、恒瑞醫藥和人福醫藥共9家企業為DEA弱有效，華潤萬東、白云山和現代制藥為DEA無效。雖然通化東寶、恒瑞醫藥等9家公司經營效率為DEA弱有效，但這些公司的超效率普遍較高，大多是由于其資產總額投資不足而導致DEA弱有效，因此，只要通過稍微調整資產投資，便可提高其經營效率。整體來說，生物制劑類醫藥上市公司的經營效率最高，統計中的大部分醫藥上市公司均能較好地處理好資金結構問題。
本文作者：謝小燕呂偉偉沈念伍褚淑貞工作單位：中國藥科大學國際醫藥商學院
摘 要 文章根據上市公司九芝堂近三年財務報表數據，對于企業的經營能力進行了分析，并結合分析對公司的發展前景進行了預測。
關鍵詞 九芝堂 財務分析 業績評價
一、背景簡介
九芝堂是中藥行業聞名遐邇的老字號，公司主要從事補血系列、補益系列、肝炎系列等中藥以及調節人體免疫力的生物制劑的生產與銷售。其前身“勞九芝堂藥鋪”創建于1650年，至今已有300多年的歷史。
二、案例分析
九芝堂作為醫院行業的老字號企業，多年來一直保持著優良的經營業績。我將從如下幾個方面具體分析其財務數據。
（一）盈利能力
從2007年開始同仁堂一直保持著良好的盈利能力。主營業務利潤率一直保持在45%左右，凈資產收益率也一直處于行業領先地位。企業大部分的收入都來自于經營活動，主營業務收入是企業利潤的主要來源，這說明企業的盈利質量比較高，因為只有常規經營活動的收益才是持久，穩定的。因此，總體看企業的盈利能力較好。
同時我們注意到，2009年較2008年的銷售毛利率高，但是凈資產收益率與銷售凈利率都有所減弱，是該企業轉變利潤來源，重新將注意力放回主營業務上的結果。同時，資產規模增加，使我們有理由認為，其目的是為了公司的長遠發展。我們把九芝堂2008年的相關盈利指標與我國醫藥行業其他企業做一個橫向比較，可以看出，與同行相比，九芝堂的盈利狀況也是優良的。2008年銷售凈利率的行業平均值為5.34%，凈資產收益率為11.23%，每股收益為0.228。
（二）營運能力
企業營運能力是指企業的資產在生產過程中的運轉能力，企業資產運轉越快，署名企業利用經濟資源的效率越高，企業的營運能力越強。企業的營運能力主要反映在企業對應收賬款、存貨、流動資產、總資產等項目的管理上，這些項目周轉的越快，企業資產的流動性越好，償債的風險越小，盈利能力也越強。
九芝堂的幾個周轉率幾年以來一直比較平穩，尤其是應收賬款周轉率遠遠高于行業3%左右的行業平均水平，這說明企業對應收賬款的管理較好，應收賬款沒有過多的占用企業資金，但是另一方面，也說明九芝堂可以適當的擴大賒銷信用范圍，進一步提高銷售收入。
企業的存貨周轉率略高于行業平均水平，可能存貨囤積過多，導致存貨積壓的狀況，由于中成藥藥行業的特性，中藥存儲時間過長也可能導致藥物變質，所以企業應該關注這方面的問題。
結合上面的盈利能力分析可以看出，九芝堂的營運能力總體較好，但是在資產周轉上可以加以改善。資產周轉率對于現代企業的管理有著相當重要的意義，較高的資產周轉率可以使企業以較少的資產贏得更大的效益。盡管九芝堂的財務狀況良好，現金流量充沛，但是若能提高資產的周轉率，可以使企業擁有更好的盈利狀況和現金流量。
（三）償債能力
企業的發展僅靠內部資金的積累是不夠的，需要對外籌集資金。籌資有兩形式，分為股權籌資和債權籌資。股權籌資時一種權益性的資金來源，不需要還本，可能存在的壓力是股利支付，而企業可以通過股利支付政策的制定對其加以控制。債權融資對于企業來說是債務性的資金來源，不僅需要到期還本，還需要定期還息。從這個角度看，債權融資較股權融資對企業來說更有壓力。債權資本和所有者資本的比例構成了企業的資本結構。根據MM理論，合理的資本結構可以給公司股東帶來更大的收益。這就是財務杠桿概念，財務杠桿雖然可以給企業帶來好處，但是并非越高越好。公司提高財務杠桿水平，會增加不能履行對債務人利息和本金償還義務的可能。因此，合理安排公司資本結構對于企業的生存發展很重要。
負債中的流動負債一般是公司為滿足日常經營中短期資金需求形成的，其償還期限較短，因此，公司應有足夠的流動資產以滿足短期償債的要求，否則到期不能還款會影響公司的信譽。流動比率反映企業用一年內可變現的流動資產償還到期流動負債的能力。該指標越大，說明企業短期償債能力越強，企業因無法償還到期的短期負債而產生的財務風險越小。但是，該指標過高則表示企業流動資產占用資金過多，可能降低資金的獲利能力。一般認為，生產企業合理的最低流動比率是2。從表中可以看出，九芝堂的流動比率維持在4左右的高位，不存在短期償債能力的風險。但是流動比率和速動比率較高，可以適當的改變資金的使用期限，增加企業的盈利能力。
九芝堂的資產負債率低于行業的平均水平，但是負債權益比率卻是遠遠高于行業水平。從九芝堂的資產負債表中我們可以看到，九芝堂的長期負債由長期應付款和專項應付款構成。負債權益比率是負債總額與股東權益之比，反映所有者權益對債權人權益的保障程度，也反映公司基本財務結構是否穩定。九芝堂的負債權益比率過高，企業雖然享受到了財務杠桿效應，但是加大了企業的破產風險。因此，在保證享受財務杠桿效應的前提下，企業應該適當的降低負債權益比率，降低企業破產風險。
（四）發展能力分析
企業的生存并不是最終目的，發展才是企業追求的目標。而企業未來發展的潛力往往取決于目前所擁有的成長能力。企業的成長能力是指企業通過經營活動進一步擴充資產規模、增加銷售收入、提高利潤水平等方面的能力。
從表中可以看出，九芝堂的主營業務收入一直保持著穩定的增長勢頭，受到金融危機的影響，2008年的主營業務利潤有所下滑。總體看來，九芝堂一直保持著良好的發展勢頭，其發展前景是令人樂觀的。
三、總評
“九州共濟、芝蘭同芳”，九芝堂作為民族中醫藥產業的象征，在走過了300多年的風風雨雨之后的今天，仍然煥發著勃勃生機。從財務報表分析來看，九芝堂主營業務業績穩定，顯示了巨大的發展潛力，九芝堂的明天一定會更加美好。
參考文獻：
關鍵詞：金磚國家 ODI 特征
問題的提出
金磚國家（最初是四國）最早由吉姆·奧尼爾在《全球需要更好的經濟之磚》一文中首次提出，BRICs引用了巴西、俄羅斯、印度和中國的英文首字母，由于與英文中的磚相似，因此被稱為金磚四國。金磚國家作為發展中經濟體的典型代表，近幾年經濟增長迅速，國際地位不斷提高。然而無論從質上來看還是從量上來看，金磚國家的ODI發展水平仍遠遠不及它們的國際經濟地位，其中中國、印度、巴西和俄羅斯為例，這四個國家的ODI特征也是差異較大。本文正是在這樣的背景下，以中國、印度、巴西和俄羅斯為例，對它們的ODI特征做比較研究，更加客觀地分析中國ODI的現有特征，為中國ODI的發展策略提供理論依據。
金磚國家ODI的規模特征
（一）ODI存量
截止到2009年，金磚四國ODI存量總和為7，133.68億美元，占全球ODI存量的3.76%，其中俄羅斯領跑三國，中國和巴西緊隨其后，印度規模較小，四國ODI存量仍落后于眾多發達國家（見表1）。從歷史發展階段來看，20世紀80年代，巴西受益于其較早的工業化進程和較為完善的經濟體制，在對外直接投資方面位列四國之首，中國自改革開放后發展迅速，1990年超過巴西，俄羅斯在進行經濟體制改革后超越印度，并且陸續超過了中國和巴西。
從增長率上來看，2009年全球ODI存量為1980年的約36倍，其中金磚四國存量為1980年的上百倍，遠遠高于全球ODI存量增長的平均水平。1995年以前中國ODI的增長率大大超過巴西和印度，1995年后中國ODI年均增長率開始不斷下降，逐漸低于其他三國水平。自2001年以來，四國的ODI存量基本保持逐年遞增的趨勢，其中，中國的ODI存量增長率最為穩定，基本維持在5%到50%之間，略高于世界平均水平，其他三國的ODI增長率均出現過大幅的波動。2009年巴西ODI存量出現小幅下滑，而中國、印度和俄羅斯ODI存量仍然保持一定的增長率。根據金磚四國經濟發展狀況，預計中國ODI存量增長率水平有小幅增長，俄羅斯和印度繼續高速增長，巴西增長會趨于穩定。
（二）ODI流量
2009年，金磚四國ODI流量總額為988.7億美元，占全球總量的8.98%。受到全球金融危機的延續性影響，2009年世界ODI流量總量比2008年下降了75.2%，而金磚四國ODI流量相對只下降了48.9%。根據聯合國貿發會議《2010年世界投資報告》，2009年全球直接外資流量居前20位的經濟體，按直接外資流入量來看，金磚四國均列入其中，其中：中國排第2，俄羅斯排第6，印度排第9，巴西排第14；按直接外資流出量來看，只有中國（排名第6）和俄羅斯（排名第7）步入前20。聯合國貿發會議《2011年世界投資報告》指出，2010年中國對外直接投資占全球當年流量的5.2%，位居全球第五，首次超過日本（562.6億美元）、英國（110.2億美元）等傳統對外投資大國。根據世界經濟發展狀況，2011年世界ODI將進一步增長，持續復蘇，從而回到全球金融危機前的水平，金磚四國ODI流量將很快恢復原來的高速發展態勢。
表2反映了近年來金磚四國ODI流量的增長率。從增長率上來看，金磚四國近年來的ODI流量年均增長率分別為：巴西是最高的（591.98%），其次是中國（250.69%），然后是印度（69.96%）和俄羅斯（53.18%），而同期世界ODI流量的年均增長率只有11.68%。說明金磚四國ODI發展迅速，遠遠高于世界平均增速。從發展趨勢上來看，近年來印度和俄羅斯的ODI流量均呈現穩定發展的態勢，印度ODI流量年均增速高于俄羅斯，增長率表現穩定且強勁，表明印度自21世紀以來對外直接投資勢頭猛，潛力大；中國在21世紀初期ODI流量出現過波動，但很快就保持快速增長的趨勢；巴西ODI流量雖然年均增速最高，但是波動非常大，說明ODI流量不穩定，易受國內外經濟環境變化的影響。
金磚國家ODI形式特征
（一）投資形式介紹
從建立過程來看，國際市場上企業進行海外投資和跨國經營主要有兩種方式：一種是收購兼東道國企業，又稱為跨國并購；另一種是在東道國投資創建新的企業，又稱為綠地投資，其形式可分為兩種，即為國際獨資企業和國際合資企業。
隨著全球經濟一體化的進程加快，綠地投資占全球ODI份額呈現出下降趨勢，跨國并購占全球ODI份額呈現出上升趨勢。跨國并購逐漸趕超并取代綠地投資，將會是全球ODI的新趨勢。
（二）形式特征描述
關鍵詞：民營上市公司；資本結構；公司績效；互動關系
現代企業資本結構的理論研究源于Modigliani和Miller（1958）共同提出的MM理論，即在完美資本市場假說條件下企業績效與資本結構無關。在過去的半個世紀中，學術界打破完美市場假說這一假設前提，考慮企業所得稅、破產成本、信息不對稱等因素，提出了權衡理論、理論、融資優序理論、信號傳遞理論等，使企業資本結構理論不斷豐富和發展。然而對資本結構問題的實證研究的對象大多是資本市場較為完善的發達國家。
改革開放以來，我國民營經濟的力量迅速壯大，其產值約占國內生產總值的50%。民營企業由于其治理結構比較完善、產權清晰、運作機制靈活，也正日益成為我國資本市場的生力軍之一。
然而，對于我國民營上市公司資本結構和公司績效的關系的實證研究卻比較少。因此，本文以滬深兩市交易所的188家民營上市公司為研究對象，對我國民營上市公司的資本結構與公司績效的互動關系進行實證分析。
一、理論回顧與文獻綜述
（一）國外文獻綜述
Modigliani和Miller（1958）提出MM定理后，國外的學術界對資本結構進行了大量的實證研究。大體而言，國外對資本結構問題的研究主要集中于兩個方面：一是以MM理論為基礎，著重研究資本結構與企業價值的關系；二是以MM理論為基礎，著重研究資本結構的影響因素。
Miller（1977）在權衡理論中認為，隨著公司債權比例的提高，公司的風險上升，陷入財務危機甚至破產的可能性就越大，由此公司的額外成本也會增加。因此，公司最佳的資本結構應當是節稅利益和債權資本比例上升而帶來的財務危機成本與破產成本之間的平衡點。
Jensen和Meckling（1976）的理論認為，當企業股權為100%，即負債為零時，企業經理對資產的自由支配權最小，經理的積極性最低，所以權益資本費用最高，而當引入負債之后，會降低權益資本費用，當然債務資本的費用也會隨之上升，所以適度的負債率可以使總費用最低，從而增加企業價值。
Haris和Raviv（1991）、Kradker（1986）均發現當公司宣布債務發行、債務替換權益或收購股票時股票價格上升，宣布權益發行或權益替換債務時股票價格下降，即權益增加導致股票價格下降，財務杠桿增加導致股票價格上升，所以財務杠桿與公司價值正相關。
可見，國外的實證研究大都表明財務杠桿與公司績效正相關。
（二）國內文獻綜述
國內學者對我國上市公司的企業績效和資本結構也進行了許多實證研究，但目前對兩者的關系并沒有一致的結論。
陸正飛和辛宇（1998）選取了機械及運輸設備業的35家上市公司進行多元線性回歸分析，結果表明，獲利能力對資本結構有顯著的負面影響。
肖作平（2005）通過建立資本結構與公司績效的聯立方程，控制相關變量，應用三階最小二乘法估計方程拓展已有的研究，實證結果表明，資本結構與公司績效存在互動關系，且財務杠桿與公司績效負相關。
然而，陳曉、單鑫（1999）的研究得出企業價值與資本結構是正相關關系，他們認為，盡管目前我國股市上的權益融資成本遠低于債務融資成本，但是債務融資依然能降低企業融資成本，提高企業的市場價值。
朱葉（2003）對建材和醫藥行業的上市公司數據進行實證研究后認為，公司價值和負債率成正比，但是這種關系不是太明顯。
從以上的研究結果來看，國外關于資本結構理論的研究結果與我國理論界關于資本結構的研究成果有一定的不同，這是由很多因素造成的，如經濟發展程度不同，資本市場發育程度不同，文化、法律環境和行業特征不同等。另外，應當指出的是，目前國內的研究大多以上市公司隨機抽樣或分行業研究為主，這使得大量國有上市公司的特殊產權問題可能會影響研究結果。
本文以民營上市公司為對象，拋開特殊的產權問題，研究民營上市公司的資本結構與公司績效的互動關系。
二、模型構建
（一）研究方法
本文改變大部分國內學者在一組樣本中只單向檢驗公司資本結構對公司績效的影響或者公司績效對資本結構的影響的做法，將采用雙向互動回歸分析的方法，以期從正反兩方面檢驗民營上市公司資本結構與公司績效之間的相關關系，使研究結論更具說服力。資本結構通過資產負債率、長期資產負債率度量，公司績效通過凈資產收益率、總資產收益率度量。
（二）模型建立
為研究民營上市公司資本結構與公司績效之間的互動關系，本文建立以下回歸模型：
1、民營上市公司資本結構對公司績效的影響模型。
模型Ⅰ：
ROEit=a0+a1FZHLit+a2LFZHLit+Xit
模型Ⅱ：
ROAit=b0+b1FZHLit+b2LFZHLit+Yit
2、民營上市公司績效對資本結構的影響模型。
模型Ⅲ：
FZHLit=c0+c1ROEit+c2ROAit+Uit
模型Ⅳ：
LFZHLit=d0+d1ROEit+d2ROAit+Vit
模型中，下標it代表第t年第i家公司，a0、b0、c0、d0為截距，a1、a2、b1、b2、c1、c2、d1、d2為回歸系數，Xit、Yit、Uit、Vit為隨機項。
（三）樣本選取
本文研究的民營上市公司系指民營企業直接或間接控股的在上海和深圳證券交易所正式掛牌交易的股份有限公司，即公司最終控制人為自然人的上市公司。本文所用財務數據來自國泰安經濟金融研究數據庫、CCER中國民營上市公司數據庫。
在樣本的選取中，遵循以下原則：
第一，鑒于公司上市初期，各類因素對公司融資決策影響較大，數據可信度較低等原因，本文僅以2002年12月31日以前上市的民營公司作為研究對象。
第二，選擇只發行A股股票的上市公司，這主要是考慮到同時發行A股和B股或者H股的公司數據會在一定程度上受B股或H股市場的影響。
第三，剔除ST和PT類上市公司，這些公司或財務狀況異常，或已連續虧損兩年以上，若將其納入研究樣本中將影響研究結論。
經過篩選，最終確定了188家民營上市公司作為研究樣本，并使用它們2003～2006年的財務數據。
三、實證研究
（一）變量描述性統計
對研究樣本中188家民營上市公司的相關變量的描述性統計后，可以發現：
第一、三年的凈資產收益率平均值為6.41%，總資產收益率平均值為2.82%，說明整體而言我國民營上市公司的績效仍有待提高，證監會規定配股資格的凈資產收益率為10%。
第二，三年的資產負債率平均值為48.81%，說明我國民營上市公司的資產負債率偏低，這在很大程度上是由我國上市公司的股權融資偏好造成的。
第三，三年的長期資產負債率平均值僅為5.66%，可見我國民營企業所有負債比重中絕大部分來自于短期負債融資，但是在成熟的資本市場上，一個公司的長期負債融資比率應該比這個比率高很多。可見我國民營上市公司靠長期債務融資的比率不大。
第四，從三年的變化趨勢看，民營上市公司的資產負債率在逐年提高，但凈資產收益率有從上升到下降的趨勢。
（二）回歸分析
依據上文建立的四個回歸模型，本文對樣本公司資本結構與公司績效的關系進行回歸分析，得出回歸方程為：
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
四個模型的各系數基本上均通過了t檢驗（1%、5%或10%水平上），模型本身也均通過了F檢驗（1%或5%水平上），說明自變量和因變量之間的正相關關系均是顯著的。但各回歸模型的擬合優度均較差，R-square和Adjusted R-square均小于0.4，這說明各個回歸分析所得到的擬合直線是一條趨勢線，它是針對樣本總體的變動趨勢做出的描述。
可見，資本結構指標和公司績效指標之間呈現出顯著正相關關系，具體分析如下：
第一，資本結構對公司績效產生正影響。這一點與國外的研究結果相一致。目前我國民營上市公司的負債率與國外企業相比還處于較低水平，適當增加負債籌資，可以改善資本結構不合理的狀況，也有助于促進公司績效的改善。這也說明公司的低負債率不一定就是經營良好的標志。
第二，公司績效對資本結構產生正影響。凈資產收益率反映股東投入資本的獲利能力，總資產收益率反映企業資產的運用效率和實現利潤的能力。在獲得商業銀行貸款方面，雖然我國民營企業長期以來處于劣勢地位，但是如果公司擁有較高的凈資產收益率和總資產收益率，即較強的盈利能力，債權人還是很愿意對這樣的企業進行信貸投資的。
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8、陳曉,單鑫.債務融資是否會增加上市企業的融資成本[J].經濟研究,1999(9).
一、理論分析與研究假設
(一)創業投資對企業技術創新的作用機制創業投資對企業創新的作用機制可以歸納為以下四個方面。一是創業投資與企業技術創新具有利益一致性，張潔華、張明玉的研究表明，銀行貸款、債券等借貸型融資方式更多關注的是企業是否具有穩定的償債能力———在初創期的技術創新企業常常不具有這方面的優勢，而創業投資關注的是企業的長期價值和成長性。［5］這將促進創業投資增加技術創新投入。二是創業投資降低了技術創新過程中的風險。張景安研究發現，技術創新過程中存在著以下風險:技術風險、市場風險、分階段融資帶來的不確定性、投資者與企業管理者之間的信息不對稱和道德風險，這些風險將降低技術創新的效率。［6］1而創業投資可以通過兩個途徑降低風險:(1)增值服務。程昆、劉仁和劉英在其研究中指出，創業資本家既可以憑借其豐富的經營管理經驗為技術項目的運行提供建議而將風險置于可控的范圍內，促使創新成果的出現;也可以通過銷售支持來促進技術創新成果向創新效益的轉化，減少技術成果無法實現經濟效益的不確定性。［7］(2)創業投資在技術創新過程外的一些先進的資本運作方式降低了風險，反映在投資項目和資本來源多元化分散了投資的非系統性風險;項目篩選機制通過投資前的風險評估使風險變為可控;分階段投資、限制性融資、循環運作的投資方式在激勵企業技術創新的同時也可以有效規避技術創新分階段融資的風險。三是創業投資的資源整合和組織優化作用，在促進資源整合方面，創業投資能夠推動技術創新所需的資金、設備、人力資源等生產要素不斷運轉和重組，拓展了企業技術創新的空間。在優化組織體制方面，創業投資可以發揮下面的作用:創業投資可以作為一種技術管理資本入股，有著更好的技術創新激勵機制;創業投資有著豐富的市場分析經驗，能夠迅速做出技術創新決策并通過參與企業經營管理迅速實現對人、財、物等資源的配置;創業投資加大了企業接收外部知識和信息的寬度，使企業組織對市場信息的反應能力得到提高，提高了企業技術創新的效率。上述作用機制都將加速技術創新投入向創新成果的轉化。四是創業投資的社會化網絡資源。創業投資進入企業后憑借著其廣泛的社會網絡資源和享有的聲譽，能夠為企業帶來廣闊的銷售市場資源以及政府、供應商資源，促進企業技術創新產品迅速轉化為經濟效益。此外，創業投資進入企業也起到了信號作用，被投資企業的技術項目有著非常好的前景，就會吸引大量的創業投資資本和高素質人才進入該企業，間接地為企業帶來了更多社會資源，增加了可投入的創新資源。［8］根據前邊的理論分析，本文可以將創業投資對企業技術創新能力的作用機制歸納為篩選機制、資金支持、網絡資源、資源配置、組織優化、增值服務和分階段融資、限制性融資機制，并在圖1中得到反映。
(二)實證研究假設1．創業投資通過一些作用機制能促進企業技術創新能力的提升，而這些作用機制都是創業投資區別于其他投資的顯著特點，本文據此假設有創業投資支持的企業相比于由其他形式投資資金支持的企業在技術創新能力方面更強，具體分為以下三個子假設:1a．有創業投資支持的企業的創新投入要顯著大于沒有創業投資支持的企業。1b．有創業投資支持的企業的創新成果要顯著大于沒有創業投資支持的企業。1c．有創業投資支持的企業的創新效益要顯著大于沒有創業投資支持的企業。2．創業投資對技術創新能力的作用機制中增值服務、資源配置等諸多因素所能發揮作用的大小取決于創業投資在企業中的話語權和參與程度，因此，創業投資究竟能給企業技術創新能力帶來多大程度上的提升在很大程度上取決于創業投資在股本中占的比重，我們提出以下三個子假設:2a．創業投資持股比例越高，給企業創新投入帶來的影響越積極。2b．創業投資持股比例越高，給企業創新成果帶來的影響越積極。2c．創業投資持股比例越高，給企業創新效益帶來的影響越積極。
二、實證研究
(一)樣本介紹1．樣本選取我們選取2009年6月到2013年6月申報上市的260家創業投資企業，剔除了農牧副漁、物流、輕工紡織等科技含量低、成長性相對較低的企業。2．樣本特征在有沒有創業投資支持的企業分布方面，有創業投資支持的企業居多，占比58．13%;從樣本總體的行業特征分布上來看，最多的是電子信息行業(39．78%)，然后依次是機械設備行業(31．18%)、生物醫藥行業(15．05%)、其他行業(13．98%)。從樣本總體在各個投資階段的分布來看，占比重最高的是擴張期(55．91%)，其次是發展期(30．11%)、早期(7．53%)、獲利期(6．45%)。
(二)變量設置及相關數據來源1．解釋變量(1)有無創業投資支持:Dvc，這是一個虛擬變量，有創業投資支持企業的值設為0，沒有創業投資支持企業的值設為1。用于考察有創投的企業與沒有創投的企業創新能力的差距是否顯著。(2)創業投資持股比例:Share，創業投資持股比例反映了創業投資對企業的影響能力，持股比例越高，創業投資與被投資企業的利益越具有一致性，創業投資在參與其經營管理中的話語權越高。(3)創業投資進入年限比:Yearp=(企業上市年份指數－創業投資進入企業年份指數)/(企業上市年份指數－企業成立年份指數)。為了更加精確，年份指數是由年份+(月份/12)換算過來的，采用這個指標主要是用來反映創業投資進入企業的早晚。(4)創業投資的投資階段:dp1、dp3、dp4。以成長期為基準變量，早期，dp1=1;擴張期，dp3=1;獲利期，dp4=1。通過與成長期的比較，可以看出各個不同投資階段企業在創新能力方面的差別。2．被解釋變量本文把技術創新能力分為創新投入、創新成果和創新效益三個維度來衡量。其中，創新投入指標主要衡量企業創新資源的投入情況，采用研發費用(cost)占比和技術人員(employee)占比兩個指標，其中研發費用占比=上市前三年研發費用占比的平均值，技術人員占比=上市前企業技術人員/企業員工總人數。創新成果指標主要衡量企業創新資源向成果及實際生產力的轉化能力，采用專利額(patent)和綜合技術指數(sumtech)兩項指標來測度。創新效益主要用來衡量企業創新成果向經濟效益轉化的能力，是企業技術創新的最后一個環節。本文采用凈資產收益率(roe)和核心技術產品收入增長率(coin)兩個指標來衡量。3．控制變量(1)成立年限:Year，企業上市年份－企業成立年份。企業成立年限越久其技術經驗積累得越充分，研發投入轉化為技術成果的效率就越高。(2)企業規模:Size，企業上市前一年年底企業資產總額。資產表示未來可能給企業帶來的經濟利益的流入，技術創新需要資金資本和充足的現金流支持，可能的經濟流入也越高，可獲得的借債額也越高，可能的研發投入也越高，技術創新的持續性也越高。［9］(3)企業資產負債率:Debt，企業上市前前一年年底資產負債表日的資產負債率。(4)行業(Di1，Di2，Di3):不同行業的經營規模、員工結構、主營業務的性質都不一樣，所進行的創新活動也不一樣，進行行業分類可以減少行業特征造成的誤差，因此，本文主要把樣本中企業的行業根據《中國證監會上市公司行業分類指引》將行業分為電子信息行業、機械設備行業、生物醫藥行業以及其他行業，并將其他行業作為基準變量，本文主要研究前三個行業。其中:電子信息行業，Di1=1;機械設備行業，Di2=1;生物醫藥行業，Di3=1。4．數據來源上述數據主要來自創業板上市公司公布的招股說明書，有無創業投資支持和創業投資的投資階段的區分認定依據格上理財、清科數據庫中收錄的風險投資事件的相關數據，專利數額數據來自國家知識產權局等網站的檢索數據庫。
(三)實證分析主要使用多元線性回歸建模分析的方法，根據研究內容、要驗證的假設不同建立不同的模型，并使用最小二乘法進行多元線性回歸分析。為了使分析過程簡明，本文只呈現主要變量的回歸分析結果。1．有無創業投資支持與企業技術創新能力關系的實證分析(1)方法介紹:將有無創業投資支持作為解釋變量，將行業、企業年限、企業規模、企業資產負債率作為控制變量，建立模型。如表1所示，有無創業投資支持與研發費用、技術員工占比、專利額、綜合技術指數的相關系數均不顯著，說明有創業投資支持的企業在創新投入、創新成果方面與沒有創業投資支持的企業并沒有顯著區別;有無創業投資支持與凈資產收益率的相關系數不顯著，與核心技術產品收入增長率的相關系數呈顯著正相關關系，說明有創業投資支持的企業與沒有創業投資支持的企業相比，其對新產品銷售的促進作用還是呈現出一定的優勢。2．創業投資持股比例與企業技術創新能力關系的實證分析(1)方法介紹:把企業規模、負債率、成立年限一起作為控制變量加入模型當中，將創業投資持股比例作為解釋變量，建立模型。如表2所示，創業投資持股比例與研發費用的投入之間呈顯著的負相關關系，與技術員工占比之間則呈顯著的正相關關系，說明了創業投資持股比例對人力資本的投入起到了促進作用。創業投資持股比例與專利額、綜合技術指數之間的關系并不顯著，說明創業投資持股比例對創新成果的作用并不明顯。創業投資持股比例與凈資產收益率呈顯著的負相關關系，而與核心技術產品收益率之間的關系并不顯著。
三、結論與啟示
(一)實證結論1．從創業投資與其他資本形式相對比的角度，假設1a、1b系數不顯著，創業資本在促進企業創新能力提升方面沒有顯著優于其他資本形式。2．從創業資本持股比例的角度，假設2b和2c系數不顯著，創業資本參與企業經營管理的程度與企業技術創新能力之間不存在顯著的正相關關系。總體來看創業投資對企業技術創新能力的提升作用并不顯著。
(二)啟示本文認為創業投資對企業技術創新能力的提升作用并不顯著的主要原因是以追求資本增值為根本目的的創業投資并沒有真正推動企業技術創新，具體表現為以下三個方面。1．我國創業投資并沒有發揮在促進技術創新方面的實質作用。這主要是由于創業投資機構并沒有實際參與決策的權利，沒有影響企業經營管理的權利;創業投資機構對企業的影響更多地表現為聯系各種中介機構以尋求上市、并購等資本退出的機會;缺乏良好的技術創新激勵機制、政策支持和風險防范機制將創業資本促進技術創新與獲得收益結合起來。2．我國創業投資傾向于投資處于發展階段后期的技術創新型企業，這些企業在技術方面成長空間小，體系非常成熟，風險較小，財務基礎雄厚，創業投資可以規避投資于處于發展階段早期的企業帶來的技術創新風險，并在短期內盡快實現退出，獲得資本增值收益。3．資本市場并沒有發揮為技術創新企業提供融資平臺的作用。我國創業板市場對發行審核、投資者退出的監管制度并不健全，使得一些技術前景非常好、科技含量高但是規模小的企業并未得到上市的機會，創業板成為創業投資機構通過投機炒作迅速退出以實現“圈錢”的平臺，結果導致技術創新型企業的技術創新活動并未獲得創業投資機構的長期戰略支持。根據上述原因分析，可以提出以下政策建議。一是提升創業投資機構投資者在企業決策中的地位，如提升創業投資在企業中的股權比重;改善技術創新型企業的治理機制，優化治理結構以提升創業投資機構投資者在企業日常經營中的參與程度。二是建立良好的激勵機制、政策支持和風險防范機制以調動創業資本推動企業技術創新的積極性。如企業對長期持股技術創新型企業的創業投資提供期權、股權方面的激勵;政府對長期持股技術創新型企業的創業投資企業提供稅收優惠和補貼并積極為其尋求中介機構和社會資源以為其提供便利的退出渠道;創業投資采取聯合投資、發起設立創業投資基金的方式以分散風險。三是完善創業板各項制度，包括改善上市審核監管制度，使科技含量高、潛力大、規模小的技術創新型企業獲得更多的上市機會;加強對創業投資退出行為的監督，對創業投資短期炒作行為實施遏制。四是由于早期企業多為中小企業，對創業投資的吸引力不強，政府應采取政策支持鼓勵創業投資投資于早期技術創新企業。如:對創業投資投資的中小技術創新型企業提供稅收優惠，為其技術創新活動提供補貼及貸款優惠政策。
作者：陳紅星單位：中南民族大學經濟學院
[關鍵詞] 藥品；神經網絡；組合預測；需求預測
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2014 . 08. 051
[中圖分類號] TP183 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2014）08- 0084- 05
0 引 言
隨著人工智能技術的發展，人工神經網絡得到了廣泛研究和應用。由于神經網絡具有良好的學習能力和較強的非線性處理能力、不依賴于特定數學模型等優勢，其作為一種預測方法已被廣泛應用于許多領域。
在醫藥企業、醫藥衛生管理領域，藥品需求預測一直是管理部門關心的熱點問題。藥品需求除了受由藥品自身屬性影響外，還受國家政策或醫藥行業規定等因素的影響，如藥品在某地區是否中標、是否為處方藥等；同時，制藥企業自身制定的定價、渠道以及促銷等營銷策略和銷售團隊的組建制度也對藥品需求產生不同程度的影響。藥品需求特征的多樣性，決定了藥品需求預測本質上是一個復雜的非線性系統建模問題。
國內外眾多學者對藥品需求預測進行了深入的研究，產生了一批有價值的研究成果。目前，藥品需求預測的主要方法包括：回歸分析法、時間序列分析法、神經網絡、遺傳算法等。這些方法從不同角度出發建模，均取得一定效果，尤其是BP神經網絡，已經在藥品預測研究中取得了眾多應用。盡管相關討論和研究不斷增多，但是目前常用的神經網絡預測方法普遍存在以下問題：由于藥品需求特征頗為復雜的特殊性，運用單項預測方法對其進行預測無法涵蓋其較多的特征信息，通常表現為對某類特定的藥品預測效果良好，而對其他藥品則預測性能較差，從一定程度上限制了預測模型的適用范圍。
本文采用基于神經網絡的組合預測模型來解決上述問題。組合預測方法（combined forecasting）是指通過一定數學方法將不同的單項預測模型組合起來，綜合利用各種單項預測方法所提供的信息，從而達到提高預測精度的目的。組合預測方法最早由Bates和Granger[1]于1969年提出，他們認為對于一個包含系統獨立信息的單項預測方法，與預測精度較小的預測方法進行組合預測完全可以增強系統的預測性能。
考慮到各種神經網絡預測方法的特點及其適用范圍，本文選擇BP神經網絡預測方法、RBF神經網絡預測方法和基于廣義回歸神經網絡（GRNN）3種常用的神經網絡預測方法作為組合預測模型中的單項預測方法。在此基礎上，用平均絕對相對誤差（MAPE）和方差為衡量標準，并根據設置的閾值對單項預測方法進行篩選，最后選取了MAPE作為最優準則計算得到權重，從而建立組合預測模型，在提高組合預測模型精度的同時，使得組合預測模型具有現實意義。實驗結果表明，本文提出的模型的預測精度高于傳統的線性組合模型的預測精度。
1 相關工作
基于神經網絡的預測方法具有很多其他預測方法所不具備的優點，近年來越來越被人們所關注。吳正佳 等（2010）[2]針對某備貨型企業的產品需求量，建立了基于良好學習能力的BP神經網絡預測模型，并通過實證分析與簡單移動平滑法和加權移動平滑法的預測結果相比較，結果表明BP神經網絡預測結果比其他兩種更為有效果。童明榮 等（2007）[3]提出一種季節性RBF神經網絡預測模型，對具有季節性的產品月度市場需求進行預測，最后利用構建好的RBF神經網絡模型進行仿真實驗，并與ARIMA模型、分組回歸模型等常用季節預測模型做對比分析，結果表明前者的預測誤差均方差最小，預測精度較高。Maria Cleofé（2005）[4]利用人工神經網絡（ANN）對圣保羅地區的降雨量進行預測，并通過實證分析與其他線性回歸模型作對比評價，實驗結果表明人工神經網絡有著更好地預測效果。此外還有其他很多學者在交通、航運、氣候等多個領域運用神經網絡進行了預測[5-7]，不在此贅述。
針對藥品銷量預測這一特定問題，國內外部分學者也做了一定的研究工作，試圖尋找合適的預測方法對藥品需求做出較為準確的預測。馬新強 等（2008）[8]提出了一種基于BP神經網絡的藥品需求預測模型，該文先利用數據倉庫及數據挖掘技術分析提取了相關有效的藥品銷售信息作為研究對象，在此基礎上利用BP神經網絡對其進行預測，最后在較為精確銷售量的基礎上提出了一種優化的生產決策系統方法。王憲慶 等（2009）[9]利用BP神經網絡模型對藥品超市的藥品銷售情況進行預測并做了相關實證分析，該文通過觀察藥品預測的顯著性差異評價模型的性能，最終取得了良好的效果，支持了其BP神經網絡非常適用于資金有限、倉儲量不大的藥品超市的結論。劉德玲（2012）[10]提出了一種針對大范圍內的藥品銷售的預測方法。該文利用遺產算法優化支持向量機藥品銷售預測方式進行預測，提高了藥品銷售預測的精確度，得到了較為滿意的結果。
盡管有關研究不斷增多，但由于藥品需求特征頗為復雜的特殊性，運用單項預測方法對其進行預測無法涵蓋其較多的特征信息，從一定程度上限制了預測模型的適用范圍。本文根據藥品需求高度非線性的特點選取了3種不同特性神經網絡模型作為單項預測方法，每種神經網絡都有其所針對的藥品需求特征，并在此基礎上建立組合預測模型，擴大了藥品預測模型的適應范圍，對于提高藥品預測精度和預測穩定性具有重要意義。
2 基于神經網絡的藥品需求組合預測模型的建立
基于神經網絡的藥品需求組合預測模型的具體步驟如下：
（1）數據異常點預處理。為提高組合預測模型的適用范圍和預測精度，本文運用基于距離的異常點檢測方法對存在異常點的藥品需求數據進行異常點修復，得到正常的需求數據。
（2）單項預測方法的選取。針對藥品需求的不同特征，選取3種不同特性的神經網絡模型作為單項預測方法，以此作為組合預測模型單項預測方法的篩選基礎。
（3）單項預測方法的篩選與變權重的計算。因為不同藥品具備不同需求特征，在進行組合預測時仍需要在已選取單項預測方法的基礎上再次篩選合適的單項預測方法進行組合，以相對誤差為最優準則，通過求解二次規劃問題得到權重并按照一定的變權規則進行變權。
（4）根據權重建立組合模型進行預測。
2.1 藥品數據異常點預處理
在藥品銷售數據中，由于特殊事件（如鋪貨）等原因，個別數據會表現出明顯突變，導致藥品歷史數據存在異常點，掩蓋了數據本身的規律。本文通過基于距離的異常點檢測方法和多項式擬合方法對藥品數據做預處理，具體處理步驟如下：
首先，選擇一個較大的數（如1010）將缺失數據補足，然后運用基于距離的異常點檢測方法進行檢測。第一步，對藥品需求數據進行歸一化處理并計算出各個數據之間的距離，得到距離矩陣P。計算公式如下：
Pij=|xi-xj|，i，j=1，…，n（1）
式中，xi表示時間序列中第i期的數據，Pij表示時間序列中i期數據與j期數據之差的絕對值。距離矩陣P的第i列表示時間序列第i期數據與長度為n的時間序列中所有數據（包括第i期數據本身）的距離。
P=p11，p12，…，p1np21，p22，…，p2n… … … …pn1，pn2，…，pnn（2）
通過設置距離閾值d，計算出所有滿足Pij>d的距離個數，記di，得到判別矩陣D。
D=[d1，d2，d3，…，dn]（3）
將di與閾值f進行比較，若大于f，則識別該點為異常點，否則為正常值。最后利用多項式擬合方法，將檢測出來的異常點作擬合處理，得到建模需要的正常數據。
2.2 單項預測方法的選取
藥品需求預測是一個復雜的非線性系統建模問題，相對于傳統分析方法（如指數平滑方法、ARMA模型、MTV模型），神經網絡依據數據本身的內在聯系建模，具有良好的自組織、自適應性，以及抗干擾能力以及非線性映射能力，能夠較好地解決非線性數據擬合問題。
本文選取3種具有不同特征的神經網絡模型，即BP神經網絡、RBF神經網絡和GRNN廣義回歸神經網絡，綜合其各自優勢建立組合預測模型，提升整個預測模型的泛化能力，提高預測精度與預測穩定性。
2.2.1 基于BP神經網絡的藥品需求預測方法
BP神經網絡由Rumelhard和McClelland于1986年提出，它是一種典型的多層前向型神經網絡。藥品銷售記錄作為BP神經網絡輸入值，藥品需求預測即為BP神經網絡輸出值。當輸入節點數為m，輸出節點數為n時，BP神經網絡就表達了從m個自變量到n個因變量的非線性函數映射關系。
BP神經網絡側重對全樣本的學習，因此適合對樣本整體特征相近的時間序列進行預測，即適應受某一特定因素影響顯著，且該影響因素相對穩定的藥品預測。
2.2.2 基于RBF神經網絡的藥品需求預測方法
徑向基函數（RBF，Radical Basis Function）由Powell于1985年首次提出，它是一種三層前饋網絡，即輸入層、隱含層和輸出層。從輸入層到隱含層是一個非線性到線性的變換過程，從隱含層到輸出層是一個線性處理過程。RBF神經網絡在處理非線性問題時，引入RBF核函數將非線性空間映射到線性空間，極大地提高了非線性處理能力，且RBF神經網絡采用自組織有監督的學習算法進行訓練，其訓練收斂速度具有顯著的優勢。
RBF神經網絡具有很好的非線性處理能力，其學習算法屬于局部激活性較高的高斯函數，對于相似的樣本有著較高的逼近能力，因此適用于受會隨時間變化而較為顯著變化的因素影響的藥品需求預測。
2.2.3 基于GRNN的藥品需求預測方法
廣義回歸神經網絡（GRNN，Generalized Regression Neural Network）由美國學者Donald F. Specht在1991年提出，它是徑向基神經網絡的一種。GRNN具有很強的非線性映射能力和柔性網絡結構以及高度的容錯性和魯棒性，適用于解決非線性問題。
GRNN在逼近能力和學習速度上較RBF網絡有更強的優勢，網絡最后收斂于樣本量積聚較多的優化回歸面，并且在樣本數據較少時，預測效果也較好。此外，網絡還可以處理不穩定數據。因此GRNN適用于數據不全、異常點較多的藥品。
綜上所述，3種神經網絡都具有良好的非線性處理及預測能力，因為學習算法的不同有著各自側重的學習方向，皆為應用廣泛的預測方法，且對各自適應范圍內有著較好的預測效果。因此本文選擇BP神經網絡、RBF神經網絡以及廣義回歸神經網絡作為單項預測方法，并在此基礎上建立組合預測模型。
2.3 單項預測方法的篩選與變權系數的計算
本文在已選取3種單項預測方法的基礎上，再根據合適的MAPE和誤差方差篩選出組合模型中的單項預測方法，計算出變權系數。假設藥品需求的實際時間序列為y（t），t=1，2，…，N，N+1，…，N+T，其中t表示預測區間，T表示預測步長。
（1）單項方法篩選
單項方法進一步篩選的具體步驟為：
①預先設置選擇單項方法MAPE閾值m 和誤差方差閥值ε
②進行逐期單步預測，預測序列為：
{i（t），i=1，2，…，n；t=N+1，…，N+T}
③計算n種單項方法的相對誤差ei（t）、誤差方差εi（t）和MAPE。其中，單項預測方法的相對誤差序列為：
ei（t）=i=1，2，…，n；t=N+1，…，N+T（4）
單項預測方法的誤差方差為：
εi（t）=（5）
單項預測方法的MAPE為：
MAPEi（t）=ei（j），（i=1，2，…，n；t=N+1，…，N+T）（6）
④若MAPEi（t）
（2）變權系數的計算
本文考慮預測效果，選用基于相對誤差為最優準則的最優加權法進行計算。
假設從n中方法中篩選出p（p≤n）種單項預測方法，則組合模型第t+1期的權系數w（t+1）由相對誤差ei（1），…，ei（t）決定，其中i=1，…，p。變權規則如表1所示。
權系數具體計算過程如下：
①設組合權重wi為方法mi在組合預測方法中權重，則組合預測方法第t期相對誤差為：
e（t）=wi*ei（t），i=1，2，…，p（7）
②組合模型前t期的相對誤差平方和為：
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）
建立如下目標規劃：
min P=e2=wT*ET*E*w
s.t. wi=1（9）
③求解該目標規劃得到變權系數w。
2.4 建立組合模型進行預測
組合預測模型可表示為：
式中， wi（t）表示第t期單項方法mi的變權系數，（t）表示第t期組合預測方法的預測值。根據該模型對藥品進行預測。
3 實驗與分析
本文以上海市某制藥企業月度銷售額為藥品需求預測的實證數據，根據銷售地區的不同抽取有代表性的藥品銷售數據，其中選取上海地區10種藥品，北京地區4種藥品及全區域銷售數據12種藥品，數據長度皆為30（2009-1至2011-6）。
數據選擇依據如下：①藥品銷售有一定的連續性，為公司主推或在某地區主推藥品，具有代表性及預測意義；②在考慮異常點和數據缺失時，選取異常點和缺失數據較少的藥品。
3.1 單項方法篩選和變權系數計算
根據不同銷售區域藥品需求的具體情況，設定單一省市藥品的MAPE閾值和方差閾值分別為20%和0.1；設定公司的MAPE閾值和方差閾值分別為30%和0.1。shy03和all03的單項預測方法選取結果如表2 所示。
利用單項預測方法的6期預測結果計算組合預測模型的3期權重，選相對誤差最優準則進行權重計算，運用MATLAB的二次規劃函數quadprog求解。變權規則及權重計算結果如表3所示。
3.2 預測模型的精度比較
本文選取平均絕對相對誤差（MAPE）和預測有效度兩個指標來綜合評價模型的預測精度。當MAPE越小時，說明預測精度越高。然而當實際值非常小時，即使是預測值與真實值之差較小，其平均絕對相對誤差也會很大，而預測有效度能很好地避免此類問題，故我們引入預測有效度來綜合評價預測精度，預測有效度越大，預測精度越高。
用單項預測方法BP、RBF、GRNN與組合預測方法單一省市和全區域藥品銷售預測值的MAPE和有效度，對MAPE和有效度的情況進行統計并且計算MAPE和有效度的平均值，比較結果如表4所示。
可以看出，運用組合預測方法對單一省市的14種藥品進行需求預測時，MAPE小于標準值20%的有8個，占藥品總數的57.14%，優于BP（7）、RBF（4）、GRNN（6）方法；14種藥品的MAPE平均值為19.81%，優于BP（26.71%）、RBF（28.45%）、GRNN（40.59%）方法。預測有效度大于標準值0.5的有11個，占藥品總數的78.57%，優于BP（8）、RBF（10）、GRNN（8）方法；14種藥品的預測有效度平均值為0.62，優于BP（0.57）、RBF（0.61）、GRNN（0.57）方法。
此外，運用組合預測方法對全區域銷售的12種藥品進行需求預測時，MAPE小于標準值30%的有7個，占藥品總數的58.33%，優于BP（4）、RBF（6）、GRNN（3）方法；12種藥品的MAPE平均值為25.22%，優于BP（35.90%）、RBF（32.07%）、GRNN（70.59%）方法。預測有效度大于標準值0.45的有10個，占藥品總數的83.33%，優于BP（7）、RBF（9）、GRNN（5）方法；12種藥品的預測有效度平均值為0.58，優于BP（0.46）、RBF（0.56）、GRNN（0.49）方法。
通過上述實證結果，從整體上看，組合預測方法的預測精度優于單項預測方法，而且模型的適用范圍較廣。
3.3 預測模型的穩定性比較
本文選擇預測誤差的方差作為評價模型穩定性的指標。將單項預測方法BP、RBF、GRNN與組合預測方法的誤差方差進行比較，單一省市和全區域的比較結果如表5所示。
可以看出，運用組合預測方法對單一省市的14種藥品進行需求預測時，誤差方差小于標準值0.1的有12種，占藥品總數的85.71%，優于BP（10）、RBF（11）、GRNN（10）方法；此外，14種藥品誤差方差平均值為0.0263，優于BP（0.0613）、RBF（0.0361）、GRNN（0.0522）方法。運用組合預測方法對全區域銷售的12種藥品進行需求預測時，誤差方差小于標準值0.1的有11個，占總數的91.67%，優于BP（9）、RBF（10）、GRNN（8）方法，此外，14種藥品的誤差方差平均值為0.031 0，優于BP（0.092 7）、RBF（0.033 5）、GRNN（0.065 0）方法。因此從整體上看，組合預測方法的預測穩定性優于單項預測方法。
4 總結及展望
本文選擇3種具有不同適應特征的神經網絡模型作為單項預測方法，建立了基于神經網絡的藥品需求組合預測模型，以上海市某藥企的實際銷售數據作為實證對象，驗證了該模型在預測精度和預測穩定性上均優于單項預測方法。當然，雖然建立的神經網絡組合模型在一定程度上彌補了現有方法的不足，擴大了預測方法的適用范圍，但在研究過程中依然存在亟待解決的問題：
（1）單項預測方法的參數優化有待進一步研究。本文在參數優化時，大部分采用遍歷法和經驗法進行設置，缺乏相應理論依據和方法指導。如何采用合適參數尋優方法進行參數確定是下一步亟待解決的問題。
（2）進行組合預測時，選擇合適的最優準則有待于進一步研究。本文選取相對誤差作為最優準則進行需求預測，該準則的選取忽視了量綱統一性，未來的研究應該綜合考慮量綱統一、預測誤差和預測穩定性，使組合預測方法更科學、更合理。
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關鍵詞：醫藥制造業；σ收斂；β收斂；俱樂部收斂；地區差異
中圖分類號：F42 文獻標志碼：A 文章編號：1000-8772（2012）17-0119-03
近年來，關于地區差距問題，特別是我國三大地區（又稱三大經濟地帶）發展的各種差距問題日益成為研究的熱點[1]。本文采用評價國民經濟區域性研究中常用的收斂性分析方法探討我國各地區醫藥制造業發展中存在的地區差異。
醫藥制造業作為一種高新技術產業，在我國各地區發展較不平衡。以往對醫藥產業的研究多側重于主體需求影響因素、產業集中度的探討，對于發展地區差距測算、發展變化態勢及其產生原因的解釋上明顯不足，對醫藥產業的地區間協調發展的探討也不太充分[2]。本文主要分析我國醫藥產業發展地區差異的變化態勢，運用σ收斂、β收斂和俱樂部收斂理論進行實證檢驗，對醫藥制造業發展收斂性特征產生的原因進行剖析，并提出相關的對策建議。
1 中國醫藥制造業發展地區差異演變態勢
1.1 數據來源及選擇
數據來源為各年中國統計年鑒及中國工業經濟統計年鑒中的省級醫藥制造業數據，時間段為1999—2009年間。考慮這11年的價格影響，以1999年為基期采用CPI進行平減處理。
1.2 地區差異演變態勢
在進行收斂性檢驗之前，首先簡要描述下我國醫藥制造業發展地區差距的演變狀況。描述地區差異大小可以用標準差變異系數進行反映。其計算公式為： [3]。其中Xi為各省份（及直轄市）醫藥制造業總產值，表示全國各省份醫藥制造業總產值的平均值，n表示省份數量。根據以上公式可測算出1999—2009年我國各地區醫藥制造業的變異系數，還包括東、中、西部地區的變異系數。這里，東、中、西部地區的劃分采用的是國家實施西部大開發戰略時將全國各省分為東、中、西部三地區的劃分方法，其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省份；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省份；西部地區包括廣西、內蒙古、四川、重慶、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省份。
從圖1可以看出，全國和西部的標準差變異系數最大，東部次之，中部最小。東部地區醫藥制造業總產值差距的變化趨勢同全國整體的地區差距變化趨勢最為相近，兩者波動近乎一致。西部地區的差異在前六年較為平衡，后五年在一個短暫的下降之后有了較大的提升，這與近些年來愈加深入的西部大開發有關，這種開發的地區不均，最終導致差異不降反升。中部地區的差異變化不大，有升有降，趨于一種平衡。
2 中國醫藥制造業發展地區差異的收斂性分析及解釋
收斂性概念來源于新古典增長模型，資本的邊際報酬遞減、共同偏好和共同技術是其基本理論假定。有學者研究探討了兩種收斂性概念[4]。第一種是σ收斂，它強調地區間的某項指標實際差距。如果地區間的某項指標差距縮小，就認為相關地區實現了收斂。另一種是β收斂，它描述了某項指標初始值與其后期增長之間的反比關系。如果一個初始指標值較低的地區比初始指標值較高的地區增長得快，就認為存在β收斂行為。應該強調的是β收斂是σ收斂的必要而非充分條件，換言之，σ收斂包括β收斂，反之則不成立。
將這種收斂性引用到醫藥行業中來分析我國醫藥產業的區域發展的平衡情況。對應地，σ收斂指的是各省醫藥制造業總產值的差距隨著時間的推移而趨于縮小。一般用各地區總產值對數的標準差來衡量；β收斂是指各省總產值與省均總產值的增長速度之間呈負相關關系，也就是指落后地區的經濟增長速度快于富裕地區。σ收斂、β收斂分別從總量（絕對）和增量（相對）兩個角度對經濟增長地區差異的變化進行分析。
2.1 醫藥制造業發展地區差距的σ收斂檢驗
檢驗是否存在σ收斂，主要是通過對σ收斂指數的測算來進行的。按照計算公式：
σ=。若σt+1
其中ln xi表示i地區醫藥制造業總產值的自然對數值，ln表示i地區醫藥制造業總產值平均值的自然對數值，n表示地區總量。根據上述公式計算出1999—2009年我國醫藥制造業發展地區差異的σ收斂指數。由圖2可以看出，我國醫藥制造業發展地區差異總體上不存在σ收斂。全國整體和西部地區的σ收斂狀況很類似，σ收斂指數的變化基本處于波動狀態，沒有明顯的收斂和發散趨勢；東部地區的σ收斂曲線在11年時間以來一直有微弱的發散趨勢，中部地區則是在前六年時間有微弱的σ收斂，后五年明顯呈發散趨勢。
出現上述原因，主要是由于我國各省經濟發展不平衡，從各省每年的醫藥產業統計數據中可以明顯看出各地醫藥產業的地域差距也較大。由于醫藥產業的各個因素之間具有明顯的影響和決定作用，因此沒有一定的市場份額和產業利潤，就無法積聚起產業升級以及產業躍遷和產業結構調整所必需的資源。一些醫藥大省集結地域優勢、規模優勢等，發展速度會快于一些資源貧瘠、初始條件落后的地區，不同省份之間醫藥制造業工業總產值的離差隨時間推移反而加大。東部各省份的σ收斂指數呈較明顯的發散狀態就是上述原因所導致的。東部地區所涉及的11個省份中有制藥業總資產占前五的山東、浙江、江蘇、廣東、天津等地，也有發展較為一般的其他省份如福建、海南等地，產業集群、發揮優勢使得其σ收斂曲線呈發散狀態[5]。
2.2 醫藥制造業發展地區差距的β收斂檢驗
β收斂分為兩種，β絕對收斂和β條件收斂。其中β絕對收斂指在一個封閉的經濟體內，具有相同的參數值和生產函數的情況下，經濟增長速度和初始水平之間存在著負相關，這就意味著所有地區的醫藥制造業總產值增長都收斂于相同的穩態，無論各地區的其他各個影響其增長要素的初始狀況如何。β條件收斂則認為各個地區醫藥制造業總產值的增長速度不僅取決于初期水平，而且還要受到其他因素的影響。
上述公式即為檢驗β絕對收斂的模型。對于地區而言，如果簡化公式中的估計系數β為負且在統計上顯著，則說明醫藥制造業地區發展存在β收斂，即總產值較小地區的制造業產值增長比總產值較大的地區更快；如果該系數為正，且統計上顯著，則不存在β收斂，即總產值較小地區的制造業產值增長比總產值較大的地區更慢，醫藥制造業總產值的增長呈現發散趨勢。為簡化起見，本文只分析β絕對收斂情況。
運用上述公式進行β收斂檢驗。1999年至2009年期間，β=-0.000286
在1999—2004年和2005—2009年間所得到的β值均為正值，分別為0.012911、0.012958，說明在這兩個時間段內醫藥制造業不存在β絕對收斂，而11年來全國范圍內的醫藥制造業總產值也只是存在非常微小的β收斂。所以，在全國范圍內醫藥制造業幾乎不存在β收斂，11年來各省市醫藥制造業發展處于一種較為平衡的狀態，各省的差距幾乎沒有得到縮小。醫藥產業是一個依賴已有發展基礎的企業，產業集群現象較為明顯，這就導致醫藥產業發達省份的醫藥事業蒸蒸日上，而本身就不發達的省份停滯不前，這就是11年來醫藥產業的差距沒能逐漸縮小的原因。
2.3 醫藥制造業發展地區差距的俱樂部收斂檢驗
俱樂部收斂[6]理論認為，由于經濟體系中存在多重穩態均衡增長路徑，只有初期經濟發展水平接近、主要結構特征相似的國家或地區才會收斂于同一穩態，落后地區與先進地區可能各自內部存在著收斂，但它們之間卻不存在收斂。
醫藥制造業總產值地區差異β收斂檢驗結果
從俱樂部收斂的結果可以看出，東部地區不存在收斂，中部地區的收斂較為明顯，而西部地區只存在非常之微弱的收斂性。俱樂部收斂描述了三大地區中各省份在醫藥產業上差距是否縮小。很明顯，中部和西部存在一定程度的收斂，而東部存在發散現象。因為東部地區本身是經濟較發達地區，醫藥制造業總產值相對于其他兩大地區高出較多。東部醫藥產業經濟發展的不均衡，加上好幾個省份產業集群現象較為明顯，各省份的差距逐漸加大。而西部和中部在政策、環境和條件等方面有較明顯的相似處，其總產值存在了一定程度的收斂。
對我國醫藥制造業發展地區差異收斂性特征總結如下：（1）1999—2009年，地區差異不存在σ收斂。只有1999—2004年間中部地區表現出一定程度的σ收斂特征，東部地區存在發散趨勢，而西部水平和全國水平也不存在明顯的σ收斂，呈較為平緩的波動狀態；（2）1999—2009年間，地區差異存在β收斂，但收斂系數較小，收斂速度很慢；1999—2004年，2004—2005年兩段時間均不存在β收斂，且表現為較為明顯的發散趨勢。（3）1999—2009年，存在著一定程度的俱樂部收斂，其中中部和西部存在較為明顯的收斂，而東部不存在收斂。
3 醫藥產業區域差異化的對策建議
盡管各省醫藥制造業和GDP之間有著較為密切的正等級相關，但是醫藥產業還是有著其較為明顯的特殊性。醫藥產業的發展很大程度上取決于政策以及投資，對規模、地域環境等也有一定的要求。從醫藥產業收斂性分析中，可以看出醫藥產業并沒有如各地GDP一樣有趨于最終穩定狀態的趨勢，差距并沒有逐漸減小。因為對于醫藥工業來說，發展較好的地區可以充分發揮其產業集群、政策以及現有技術基礎的優勢，繼而可以促進地方醫藥產業的進一步發展，并且還可以減少成本，避免重復投資以及資源的再利用。但是為了使得醫藥產業獲得更長足的進步，還是應該給醫藥產業相對落后的地區一定的扶助，使其有更好的發展，帶動地方經濟。
第一，提高區域開放程度，加強區域經濟合作。浙江、江蘇等東部發達省份可以加強同鄰省安徽、江西的經濟合作，從而增強經濟發達地區的輻射效應，帶動鄰省的醫藥制造業健康積極的發展。
第二，充分突出各個地區的產業優勢，使得醫藥制造業發揮集聚效應，形成良性循環。加快協調地區經濟發展的步伐，將“西部大開發”、“中部崛起”等政策進一步落到實處。
第三，加大中西部地區的人才引進力度，大力支持中西部地區高校的發展。同時實施醫藥產業導向政策，將勞動密集型的制造工業盡量向中西部地區轉移，更好地發揮中西部地區的勞動力優勢和自然資源的優勢。
第四，加大對落后地區優惠政策的支持力度，并且在我國對外開放新的發展階段中，各地區應把注意力放在基礎設施和人才基礎等環境條件的改善上，而不應過度地開展區域間優惠政策的競爭。
第五，認識差異，承認差異，但并不是要消除差異。充分發揮各地區比較優勢，要堅持“有所為，有所不為”的方針，因地制宜地發展各地的醫藥制造業，走出具有地區特色的醫藥產業發展之路。
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