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1引言

隨著我國經濟發展市場化程度的不斷提高，科學技術的重要作用已經被越來越多的企業所重視。作為保護自身科技創新成果的重要手段之一，專利在很大程度上反映出一個企業的技術創新能力和水平，專利長期以來一直被作為建立隔離機制防止有價值的資源被競爭者模仿的戰略性工具而使用。專利除了這種對競爭者的防御性，更應該能夠給本公司運營帶來盈利性，給經濟效益帶來積極影響。同時公司盈利能力的提高從一定程度上也應該能夠提高公司的專利水平。本文擬選取醫藥制造行業上市公司作為研究對象，運用協整分析方法，探究我國醫藥制造行業上市公司專利水平與公司業績水平之間的相互關系。首先介紹國內外研究現狀，第二部分為協整分析方法和變量選擇;第三部分為我國醫藥制造行業上市公司專利水平與公司業績水平協整分析及因果關系分析;第四部分為本研究的結論。

2國內外研究現狀

國外研究學者均對專利的盈利性做過一定研究。Griliches(1981)對美國制造業企業進行了實證分析，主要通過數據分析研究了專利數量與公司績效的關系問題;Scherer(1969)等實證分析了365家美國500強企業的相關數據，發現企業專利授權量與銷售收入的增長之間正相關;Aboody和Lev(1998)通過實證研究公司專利收入的價值相關性，對比發現專利收入的價值相關系數大于利潤表中其他收入項目的價值相關系數，這不僅證明了專利收入具有較高的價值相關性，更加說明相比較其他利潤收益項目而言，專利收入的價值相關關系持久性更強;Ernst(2001)通過對德國裝配制造業50家公司的實證研究，發現在公司經營業績和公司專利申請量之間存在著明顯的相關關系，并且還發現某年的專利申請量與滯后2－3年的公司業績增長呈現正相關關系;Austin(1993)研究發現，發明、實用新型和外觀設計專利對企業績效均有改善，但三者的改善程度存在著不同。我國研究學者對于該領域的研究得出了一定成果。李柏洲(2010)通過對我國大型企業發明專利申請量和企業利潤的相關分析，最后證明發明專利申請量對企業利潤的產生正向影響作用;王化成、盧闖(2004)的研究側重于對無形資產的研究，通過分析我國上市公司無形資產對企業績效的貢獻，以及資本市場中上市公司披露的無形資產信息對資本市場投資者的有用性，其實證研究結果表明，無形資產與企業未來業績之間存在著顯著正相關關系，同時測算出無形資產對于未來業績產生貢獻作用的滯后期為2年，且隨時間的增長貢獻程度呈現遞增趨勢;張傳杰、馮春曉(2009)通過對我國大中型企業新產品銷售收入與專利產出之間關系的實證分析發現:企業的新產品銷售收入與專利產出之間存在長期穩定的動態均衡關系和顯著的Granger因果關系，且新產品銷售收入對專利產出的彈性約為0.51。然而前人對于專利水平與公司業績之間的相互關系研究，依然存在著不同聲音。李文鶼(2006)對我國電子信息產業上市公司進行實證研究，發現我國電子信息產業上市公司的專利申請量同公司業績之間的相關關系不明顯;胡珊珊(2008)對我國制藥行業上市公司的企業業績和專利水平進行了實證研究，發現無論是中藥制造企業還是西藥制造企業，其專利數目多少與公司業績都缺乏明顯的相關關系。因此從現有文獻來看，對于公司專利水平與公司業績之間是否存在以及存在何種相互關系，仍然需要繼續論證。鑒于專利保護與企業績效之間的相互關系存在著行業差異，且醫藥制造行業專利質量稍好于其他行業，公司之間累計申請專利相對較均衡，因此本文擬選取醫藥制造行業上市公司作為研究對象。3研究設計

3.1研究方法

我們要研究的是公司每年的專利水平指標和每年業績指標之間的相互關系，當在研究多個變量之間的相互關系時，一般的方法是對多個變量進行回歸分析。但在使用回歸分析研究變量數據時，往往會忽略時間序列數據的平穩性問題，從而導致“偽回歸”現象的出現。為了避免“偽回歸”，首先需要對非平穩變量數據進行處理。而協整理論正是一種處理非平穩數據的方法，該分析方法是用于非平穩變量數據組成的關系中長期均衡參數估計的技術，可以應用于動態模型的設定、估計和檢驗，具有將強的穩定性和可靠性，可以有效的防止“偽回歸”現象的出現以及在處理非平穩時間序列數據時所面臨的種種困境。我們選取的數據是醫藥制造行業上市公司每年的專利水平指標和業績指標，屬于時間序列數據，因此為了避免“偽回歸”現象，兩者之間相互關系的研究需要參考協整分析方法進行。在實際運用協整分析時，首先需要對時間變量序列及其一階差分序列進行平穩性檢驗，然后檢驗變量之間的協整關系，再建立協整變量與均衡之間的誤差修正模型，最后對具有協整關系的時間序列的因果關系進行檢驗分析。

3.2變量選擇

本文實證研究選取的數據是我國醫藥制造行業上市公司每年的發明、實用新型及外觀設計授權量和公司每年的主營業務收入。選取專利授權量而不是專利申請量作為專利水平的衡量指標，其原因是經授權的公司專利更加具有實用價值，授權專利應用實踐的時間滯后期相對較短，對于研究公司專利水平與經濟效益的相互關系而言，不易產生信息的失真;由于我國專利商業化水平依然不高，且公司對于授權專利的使用主要側重于產品制造和銷售服務等，因此我們對于專利水平與公司業績相關性的研究，選取主營業務收入，而非利潤和利潤率指標。

4醫藥制造行業上市公司專利水平與公司業績水平

協整分析及因果關系分析我們的樣本選取81家醫藥制造業上市公司，其中專利授權量數據來源于國家知識產權局專利檢索數據庫，主營業務收入數據來源于國泰安金融經濟信息數據庫。我們需要的數據必須要跨2001～2009年九年時間，所以我們從81家公司中剔除掉2001年之后上市的23家公司，得到有效上市公司數58家。為更好地研究醫藥制造領域上市公司整體情況，我們將上市公司數據作平均處理，如表1所示。分別對表1中的I、UM和D以及POR取自然對數，從而得到LNI、LNUM、LND和LNPOR。

4.1變量序列的平穩性檢驗

在進行協整分析之前，需要對變量的平穩性進行檢驗。本文采取Dickey－Fuller的ADF法進行檢驗，應用Eviews－5軟件對采集到的變量數據LNI、LNUM、LND和LNPOR進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。由于ADF檢驗值大于臨界值時，則時間序列數據為非平穩序列;ADF檢驗值小于臨界值時，則時間序列為平穩序列。從表2中可以得知，序列LNI、LNUM、LND和LNPOR均不平穩，因此不能直接使用回歸分析。但其一階差分變量DLNI、DLNUM、DLND和DLNPOR是平穩序列，且均為一階單整序列。

4.2協整檢驗和誤差修正模型

(1)本文采用Johansen協整檢驗法對2001～2009年我國醫藥制造業上市公司主營業務收入與發明專利的協整關系進行檢驗，檢驗結果如表3所示。跡統計量檢驗得知:在5%的顯著水平下，主營業務收入與發明專利之間存在一個協整關系。標準化后協整向量(LNPOR，LNI，C)為(1，－1.061937，－2.462067)，因此公司主營業務收入(LNPOR)與發明專利(LNI)之間的長期均衡方程為:LNPOR=1.061937LNI+2.462067從均衡方程可以看出，發明專利授權量I與公司主營業務收入POR之間的長期彈性為1.06，發明專利授權量增加1%，則會帶動公司主營業務收入增加1.06%。描述醫藥制造行業上市公司主營業務收入與發明專利的短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型，如下:LNPOR=－0.227865CE(－1)+0.120614LNI(－1)+0.908207LNI(－2)+0.316085LNPOR(－1)－0.289341LNPOR(－2)+0.26568(2)同理對主營業務收入與實用新型專利的協整關系進行檢驗，檢驗結果如表4所示跡統計量檢驗得知:在5%的顯著水平下，主營業務收入與實用新型專利之間存在一個協整關系。標準化后協整向量(LNPOR，LNUM，C)為(1，－0.529779，－1.364768)，因此公司主營業務收入(LNPOR)與實用新型專利(LNUM)之間的長期均衡方程為:LNPOR=0.529779LNUM+1.364768描述醫藥制造行業上市公司主營業務收入與實用新型專利的短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型，如下:LNPOR=－0.96566CE(－1)+1.035059LNUM(－1)+2.570001LNUM(－2)+0.114411LNPOR(－1)－0.314768LNPOR(－2)+0.79482(3)對主營業務收入與外觀設計專利的協整關系進行檢驗，檢驗結果如表5所示跡統計量檢驗得知:在5%的顯著水平下，主營業務收入與外觀設計專利之間存在一個協整關系。標準化后協整向量(LNPOR，LND，C)為(1，－3.068139，－2.753264)，因此公司主營業務收入(LNPOR)與外觀設計專利(LND)之間的長期均衡方程為:LNPOR=3.068139LND+2.753264描述醫藥制造行業上市公司主營業務收入與外觀設計專利的短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型，如下:LNPOR=－0.15255CE(－1)+2.424293LND(－1)+1.654807LND(－2)－0.296763LNPOR(－1)－0.034968LNPOR(－2)+0.83756

4.3Granger因果關系分析

經ADF平穩性檢驗和Johansen協整檢驗可知，同階差分序列LNI、LNUM、LND和LNPOR均存在長期的均衡關系，但這種關系究竟是醫藥制造行業上市公司專利產出水平的提高帶來了公司主營業務收入的增加，還是公司主營業務收入的增加引起公司專利產出水平的提高，我們需要對此做出Granger因果分析之后才可以得知。由于格蘭杰因果關系分析對于滯后期十分敏感，那么我們根據AIC和AC原則，將滯后期定為2年期，經過對主營業務收入與發明、外觀設計和實用新型專利產出水平作Granger因果分析，得出表6如下。其中第一列為零假設，第二列為F統計量，第三列為F統計量在零假設成立時的顯著性水平。根據Granger因果關系檢驗，顯著性水平＜0.1時，則拒絕零假設。如上表6可知，在Granger條件因果關系分析基礎上，醫藥制造企業發明和實用新型專利授權量水平是公司主營業務收入水平的Granger原因，但公司主營業務收入水平不是企業發明和實用新型專利授權量水平的Granger原因;醫藥制造企業外觀設計授權量水平與公司主營業務收入水平互為Granger因果關系。

5結論與研究局限

本文通過對我國醫藥制造行業上市公司專利水平與公司主營業務收入，進行了計量經濟學的協整分析和Granger因果關系分析，得出如下相關結論:

(1)通過如上協整分析結果，發現我國醫藥制造行業上市公司發明、實用新型和外觀設計專利與公司業績水平之間存在長期的均衡關系，且三種不同類型的專利均對公司業績水平產生正向的貢獻。說明了在我國醫藥制造行業，專利作為公司的研發和技術創新成果，其對公司盈利能力的促進作用得到了較為明顯的發揮。企業可以利用專利手段，制定專利戰略，進而可以提高行業壁壘和打擊競爭者，維護壟斷地位，從而獲得更多的壟斷利潤。

(2)雖然發明、實用新型和外觀設計專利均對公司業績水平產生正向的貢獻，但貢獻程度不同，三者對公司業績水平的彈性分別為1.0629、0.5298和3.0681，說明外觀設計專利對于公司業績水平的貢獻程度要高于發明專利和實用新型專利。從理論上而言，發明專利能夠以其較高的創新水平，減少創新產品生產技術的行業共識性，從而為技術創新產品提供更好的保護，幫助企業在其技術創新產品市場上構建起更加堅固的市場壁壘，獲得更多的壟斷利潤。但就我國醫藥制造行業而言，企業規模普遍較小，行業集中度低，對于醫藥制造行業的基礎研究或創新能力不足，技術創新能力低，故而在市場這支“看不見的手”的作用下，該行業企業之間的競爭重點主要側重于不具備較強競爭優勢的外觀設計專利。

(3)經Granger因果關系分析可知，對于我國醫藥制造行業上市公司而言，發明、實用新型和外觀設計專利均是其業績提升的原因，但上市公司業績僅僅是外觀設計專利的原因。從側面說明了我國醫藥制造行業上市公司在專利戰略運用中將更多的重點放在外觀設計方面，在醫藥制造行業上市公司外觀設計專利與公司業績之間已經形成了相互協動機制，即醫藥制造上市公司通過利用外觀設計專利，促進本公司產品的市場推廣，從而獲得更多的市場份額和營業收入，同時公司營業收入的增加會進一步刺激外觀設計專利的申請或授權量，而對于發明等創新價值高的專利類型的重視程度不足。究其原因，可能是因為發明專利的研發投入時間和資金等方面，均要大大超過外觀設計專利，導致公司決策短視行為普遍存在，缺少支持企業發展的發明專利申請謀劃，更談不上跨國公司熟諳的專利布局等策略與知識產權戰略的制定與運用。由于在實際的專利中，各個不同專利之間的質量差異非常大。在本文研究中，選取的行業僅為醫藥制造行業上市公司，對于整個上市公司群體的說服力度依然不夠;公司專利水平的數據統計指標僅采用了專利數量指標，而沒有考慮專利的質量指標。因此難以真正估測到公司的專利水平高低;本文也忽略了專利水平與公司業績相互關系存在著的企業規模差異。數據的這些局限性會在一定的程度上影響我們的研究結果，因此這也是我們未來研究中需要多加考慮的重點。