買方勢力與資產(chǎn)專用性對中國制藥業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實證

一 引 言

賣方勢力在定價上是指供應(yīng)商將價格定在高于邊際成本——即完全競爭均衡價格之上的能力。與之相對應(yīng)的買方勢力,是指需求方擁有的市場力量。Galbraith(1954)[1]首次將買方勢力表達(dá)為來自下游買方的抗衡上游供應(yīng)商的市場勢力。此后學(xué)者們并未對其定義達(dá)成共識。Noll(2005)[2]參照競爭市場均衡價格理論,認(rèn)為買方勢力實質(zhì)上是賣方市場勢力的鏡像(Mirror Image),寡頭壟斷或者完全壟斷買方具有的迫使上游供應(yīng)商將價格降低到競爭性水平之下的能力。Dobson(2005)[3]則認(rèn)為買方勢力是勢力強(qiáng)大的買方從制造商獲得比其余買家更優(yōu)惠交易條件的能力,并非僅僅降低批發(fā)價格。Carstensen(2012)[4]從市場結(jié)構(gòu)出發(fā),以新視角概括認(rèn)為，任一買方,只要不是純粹價格接受者,就具有買方勢力。上述定義均以傳統(tǒng)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的廠商理論為基礎(chǔ),隨著博弈論和談判理論應(yīng)用的擴(kuò)大和深入,對買方勢力問題的討論也更為細(xì)致。Inderst和Mazzarotto(2006)[5]定義買方勢力為下游買方與上游賣方交易時擁有的談判勢力,此時買方利用市場力量獲取其他買方不能享有的有利交易條件；而傳統(tǒng)框架下,具有買方勢力的廠商難以獨(dú)享專有優(yōu)惠。

OECD在2008年召開的圓桌會議上,將買方勢力描述為下游企業(yè)對其上游企業(yè)交易條件的影響,包括買方壟斷勢力(Monopsony Power)和談判勢力(Bargaining Power)。Scheelings和Wright(2006)[6]、Clarke et al.(2003)[7]對買方勢力的定義類似OECD,認(rèn)為買方勢力通常指買方與大量賣家談判時具有談判優(yōu)勢?？衫斫鉃檎贾鲗?dǎo)地位的買方從供應(yīng)商攫取更優(yōu)惠價格和其他交易條件的能力。主要表現(xiàn)為兩個特點(diǎn)：交易條件與節(jié)約成本不匹配、買方通過減少購買數(shù)量以壓低市場價格。Chen(2008)[8]總結(jié)買方勢力為買方擁有的在市場交易中得到種種利己條件的能力。

下面分析我國醫(yī)藥行業(yè)的買方勢力狀況。我國采用醫(yī)藥混業(yè)經(jīng)營模式,醫(yī)藥銷售終端包括醫(yī)院和零售藥店。現(xiàn)行醫(yī)療體制下，對于某些藥品,只有進(jìn)入醫(yī)院才有銷售市場。以大型公立醫(yī)院為代表的醫(yī)療機(jī)構(gòu)控制藥品銷售80%的市場份額(Sun et al., 2008)[9],零售藥店抗衡勢力極其微弱,藥品銷售市場接近于醫(yī)院買方壟斷市場(劉旭寧等,2012)[10]。具有買方壟斷地位的醫(yī)療機(jī)構(gòu)憑借強(qiáng)大買方勢力降低批發(fā)價格,制定利己條款,顯著降低了制藥企業(yè)的利潤。李凱等(2017)[11]研究得出,本地醫(yī)療機(jī)構(gòu)會同時降低本地上游和其余地區(qū)制藥行業(yè)利潤,從藥材行業(yè)、制藥行業(yè)到零售行業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中獲得利潤的絕大部分。Wyld et al.(2012)[12]的研究也表明擁有強(qiáng)大買方勢力的下游行業(yè)將降低上游行業(yè)利潤。制藥企業(yè)利潤降低的同時,缺少足夠研發(fā)資金來源,隨之降低創(chuàng)新產(chǎn)出能力。

目前，對此現(xiàn)象的解釋多集中于創(chuàng)新獲利能力(蔡基宏,2009)[13]、市場獨(dú)占利益(殷天紅等,2015)[14]、藥品定價(石亞如和褚淑貞,2017)[15]、企業(yè)和行業(yè)環(huán)境(楊城和朱順林,2017)[16]、社會規(guī)制(薛瀾等,2016)[17]、企業(yè)政治行為(高山行和李炎炎,2018)[18]、藥品專利保護(hù)(姚維保,2005)[19]、宏觀環(huán)境(李超,2016)[20]等因素,但極少研究行業(yè)資產(chǎn)專用性和來自產(chǎn)業(yè)鏈下游的買方勢力。鑒于醫(yī)藥行業(yè)特殊性,面臨擁有買方壟斷勢力的下游醫(yī)療行業(yè),上游制藥業(yè)創(chuàng)新行為不可避免受到影響。下游買方對藥品需求的直接決定權(quán)通過產(chǎn)業(yè)鏈傳導(dǎo)至上游制藥企業(yè),扭曲其技術(shù)創(chuàng)新；并且，下游買方從上游抽取租金,會減少制藥企業(yè)用于研發(fā)的資金,直接阻礙其創(chuàng)新能力的提升(劉旭寧等，2012[10]；張慶霖和郭嘉儀，2013[21])。

近年來,隨著零售商市場集中度不斷提高帶來的反競爭、零售價格提高、通道費(fèi)和特許費(fèi)、產(chǎn)品差異化程度降低、損害社會總福利和消費(fèi)者福利等負(fù)向效應(yīng)顯現(xiàn)，制造商生產(chǎn)、競爭環(huán)境、定價決策等行為和績效受到影響,損害了中小制造商的利益,降低了總產(chǎn)出、阻礙了技術(shù)進(jìn)步,產(chǎn)業(yè)鏈下游不斷增強(qiáng)的買方勢力逐漸受到學(xué)術(shù)界和政府規(guī)制部門的關(guān)注。本文基于產(chǎn)業(yè)鏈縱向關(guān)系新視角,運(yùn)用不同計量模型探索下游醫(yī)療行業(yè)買方勢力對上游制藥業(yè)創(chuàng)新行為的影響,并分析實證結(jié)果背后的機(jī)理。

本文的貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在：(1)一些國外學(xué)者以數(shù)理模型和經(jīng)驗方法探索買方勢力影響制造商創(chuàng)新行為的深層機(jī)理，但結(jié)論存在差異。技術(shù)創(chuàng)新包括創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出,而國內(nèi)部分研究僅討論買方勢力對制藥業(yè)研發(fā)投入的影響,鮮有關(guān)注買方勢力對制藥業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。本文針對行業(yè)發(fā)展現(xiàn)實,通過構(gòu)建縱向關(guān)系,運(yùn)用計量模型具體探索下游買方勢力對上游制藥業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,并與國內(nèi)外研究進(jìn)行比較。(2)買方勢力效應(yīng)不僅僅是擁有強(qiáng)大勢力的買方對上游供應(yīng)商創(chuàng)新行為的單向影響,也體現(xiàn)在縱向市場產(chǎn)業(yè)鏈中上游制造商相對下游買方的市場勢力上,本研究在模型設(shè)定中加入了買方賣方勢力交互項,以展現(xiàn)賣方抗衡勢力在其中所起的調(diào)節(jié)和制約作用。同時在縱向關(guān)系中加入資產(chǎn)專用性因素和政府規(guī)制因素,旨在全面分析企業(yè)創(chuàng)新行為的影響因素。(3)我國制藥業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出水平和產(chǎn)品層次都較低,對經(jīng)濟(jì)全球化條件下激烈的國際競爭適應(yīng)性不足,跨國制藥企業(yè)給我國制藥企業(yè)帶來巨大的競爭壓力。提升企業(yè)競爭力,搶占醫(yī)藥市場份額，實現(xiàn)我國制藥業(yè)結(jié)構(gòu)升級,這些都建立在創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出提高的基礎(chǔ)上。相對目前有關(guān)創(chuàng)新環(huán)境、模式和藥品定價等的研究成果,本文從新型產(chǎn)業(yè)鏈縱向關(guān)系視角探索下游買方勢力對制藥業(yè)創(chuàng)新行為的影響,尋求提高我國制藥業(yè)創(chuàng)新能力,增強(qiáng)國際競爭力,促進(jìn)其良性發(fā)展的途徑。

下文結(jié)構(gòu)安排為：第二部分梳理買方勢力對制藥業(yè)創(chuàng)新行為影響的相關(guān)研究，明確本文所要研究的問題，同時介紹本文的可能創(chuàng)新之處。第三部分設(shè)定計量模型，構(gòu)建縱向關(guān)系，說明變量含義和數(shù)據(jù)來源。第四部分進(jìn)行實證分析。第五部分是總結(jié)及政策建議。

二 文獻(xiàn)綜述

有關(guān)行業(yè)(企業(yè))“結(jié)構(gòu)-行為-績效”的分析主要從橫向市場起步。眾多學(xué)者依據(jù)哈佛學(xué)派SCP范式,集中于分析企業(yè)、行業(yè)和社會屬性等因素對企業(yè)創(chuàng)新激勵的影響。企業(yè)因素方面,Dey(2017)[22]、Baumann和Kritikos(2016)[23]研究企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新關(guān)系,Lambertini和Ornini(2015)[24]則從市場需求角度進(jìn)行分析。行業(yè)因素方面未達(dá)成統(tǒng)一認(rèn)識,Stagnaro(2017)[25]認(rèn)為自由競爭為需求方和供給方提供了創(chuàng)新機(jī)會,Chen和Schwartz(2013)[26]表明相對于競爭性制造商,壟斷廠商更能夠從產(chǎn)品創(chuàng)新中獲得收益,增強(qiáng)其研發(fā)激勵,Chao et al.(2017)[27]探索市場進(jìn)入和創(chuàng)新相關(guān)性。此外,Foellmi和Zweimuller(2017)[28]研究了不平等對創(chuàng)新和增長的影響。Chen et al.(2014)[29]研究發(fā)現(xiàn)所有權(quán)類型多樣性和所有權(quán)集中對提高創(chuàng)新績效具有同樣效果。白讓讓和譚詩羽(2016)[30]在縱向視角下分析研發(fā)模式和縱向一體化對乘用車自主品牌制造企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,曹霞和張路蓬(2017)[31]在空間視角下分析金融支持對技術(shù)創(chuàng)新的直接影響及空間溢出效應(yīng),Raghupathi和Raghupathi(2017)[32]、Beneito和Sanchis(2014)[33]研究專利在創(chuàng)新中的作用,Katz(2007)[34]則從信息經(jīng)濟(jì)學(xué)角度討論藥品監(jiān)管和創(chuàng)新必然負(fù)相關(guān)這一論點(diǎn),證實監(jiān)管激勵了創(chuàng)新。

一些研究忽視了供應(yīng)鏈中縱向相關(guān)市場的影響。縱向市場包括眾多產(chǎn)業(yè)鏈層級,不同層級行業(yè)(企業(yè))間關(guān)系多樣。許多行業(yè)逐漸增強(qiáng)的買方勢力已成為不可忽視因素,影響機(jī)理完全不同于橫向市場。Beckert(2018)[35]在B2B(企業(yè)對企業(yè))關(guān)系中,探索買方勢力對定價機(jī)制和租金的影響,認(rèn)為談判結(jié)果由上游市場勢力和下游買方抗衡勢力決定；當(dāng)上游存在潛在供應(yīng)商時,小企業(yè)由于不受其生產(chǎn)能力的影響,獲得比大企業(yè)更多的收益。Elking et al.(2017)[36]將供應(yīng)商對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)財務(wù)依賴程度描述為買方勢力,探索雙方勢力不對稱情形下當(dāng)?shù)刭I方對供應(yīng)商財務(wù)績效的影響。Bauner et al.(2017)[37]研究處于雙邊壟斷地位,不僅對農(nóng)產(chǎn)品制造商擁有買方勢力,且對下游企業(yè)擁有賣方勢力的雙寡頭企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)品差異化的影響。Suttonbrady et al.(2017)[38]研究澳大利亞超級市場雙寡頭高斯公司和沃爾沃斯公司通過引進(jìn)私有商標(biāo)品牌、增強(qiáng)自身買方統(tǒng)治地位的方式,對買賣雙方關(guān)系和供應(yīng)商創(chuàng)新的影響。Hirshberg和Shoham(2017)[39]考察買方勢力對供應(yīng)鏈關(guān)系質(zhì)量的影響,比如溝通、信任和承諾,為供應(yīng)鏈管理實踐提供參考。Aitken和Paton(2017)[40]通過建立邊界跨越、售前交互的創(chuàng)新型定性分析方法, 探究買方勢力在兩者關(guān)系中發(fā)揮的作用。

買方勢力對供應(yīng)商技術(shù)創(chuàng)新影響的數(shù)理模型分析中,Battigalli et al.(2007)[41]分析買方勢力來源對賣方投資于質(zhì)量提升的影響,每個零售商得到的總利潤依賴于討價還價過程中零售商之間的競爭程度。Inderst和Shaffer(2007)[42]分析零售商兼并對制造商產(chǎn)品多樣性的影響, 發(fā)現(xiàn)兼并后的零售商通過承諾“單一來源”購買策略提升買方勢力,隨著零售行業(yè)市場集中度的增強(qiáng),供應(yīng)商選擇生產(chǎn)差異化程度較小的產(chǎn)品作為應(yīng)對戰(zhàn)略,降低了產(chǎn)品多樣化和投資新產(chǎn)品激勵；如果雙方討價還價是有效率的,產(chǎn)品多樣化減弱可能降低消費(fèi)者剩余和總福利。李凱和李偉(2015)[43]構(gòu)建1×2上游壟斷、下游主導(dǎo)和邊緣零售商模型，聚焦主導(dǎo)買方談判勢力，并探索其對制造商技術(shù)創(chuàng)新的影響,得出主導(dǎo)零售商談判勢力增強(qiáng)和市場份額增加均降低制造商技術(shù)創(chuàng)新水平的結(jié)論。李凱等(2014)[44]構(gòu)建壟斷供應(yīng)商、以Stackelberg模式競爭的雙寡頭零售商的縱向市場結(jié)構(gòu)模型,發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)者零售商買方勢力的增強(qiáng)對制造商技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)效應(yīng)。

受限于數(shù)據(jù)可獲得性,與買方勢力相關(guān)的經(jīng)驗研究相對較少,主要為對汽車、食品、醫(yī)藥和啤酒等行業(yè)的研究,證明來自下游市場的買方勢力會降低上游企業(yè)創(chuàng)新激勵和和創(chuàng)新績效。Peters(2000)[45]收集406家汽車供應(yīng)商調(diào)查問卷,以銷售收入進(jìn)行加權(quán)的市場集中度指數(shù)CR3衡量國內(nèi)買方市場的買方勢力,以赫希曼-赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量國內(nèi)供應(yīng)商市場集中度并作為賣方勢力的測度指標(biāo),探索整車制造商市場勢力對零部件生產(chǎn)商創(chuàng)新行為的影響。Weiss和Wittkopp(2005)[46]向德國食品制造產(chǎn)業(yè)15個子行業(yè)企業(yè)發(fā)放調(diào)查問卷,同時結(jié)合企業(yè)自身特征變量,以企業(yè)產(chǎn)品分類中新產(chǎn)品數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出,研究買方勢力對食品制造企業(yè)創(chuàng)新的影響。劉旭寧等(2012)[10]、張慶霖和郭嘉儀(2013)[21]研究我國在醫(yī)藥混業(yè)經(jīng)營模式下,擁有雙邊壟斷地位且決定藥品最終需求的醫(yī)療機(jī)構(gòu)尤其是醫(yī)院,對市場集中度較低的制藥業(yè)的創(chuàng)新行為有顯著影響。

一些學(xué)者提出了相反的觀點(diǎn)。Inderst和Wey(2005)[47]認(rèn)為買方面對現(xiàn)在的供應(yīng)商有許多外部選擇時,其就具有買方勢力,促使供應(yīng)商降低成本,創(chuàng)新工藝。與Battigalli et al.(2007)[41]、Inderst和Shaffer(2007)[42]結(jié)論相反的原因在于買方勢力來源不同,Inderst和Wey(2005)[47]體現(xiàn)的是上游對下游依賴形成的買方勢力,后兩者體現(xiàn)的是買方在市場交易中的談判勢力。李凱等(2017)[11]歸納買方勢力來源并進(jìn)行分類，認(rèn)為其類別和指標(biāo)選取的差異是兩者得出相反結(jié)論的根源。Inderst和Wey(2007)[48]構(gòu)建上游壟斷、下游多家競爭性買方的博弈模型,當(dāng)下游市場結(jié)構(gòu)與李凱和李偉(2015)[43]、李凱等(2014)[44]的研究存在差異時,結(jié)論則完全不同。此時供應(yīng)商處于賣方壟斷地位,產(chǎn)品創(chuàng)新投資降低邊際生產(chǎn)成本,下游大型領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)談判地位的上升,通過持續(xù)增強(qiáng)的買方勢力對上游制造商創(chuàng)新投入存在正向促進(jìn)作用。Inderst和Wey(2010)[49]分析買方勢力如何影響制造商動態(tài)效率，買方誘使生產(chǎn)商投資更多于產(chǎn)品質(zhì)量提升,以提高自身產(chǎn)品差異化水平、產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)和創(chuàng)新程度。經(jīng)驗研究中,Kirkwood(2016)[50]認(rèn)為制藥企業(yè)近些年獲得巨額利潤,即使準(zhǔn)許包括聯(lián)邦政府在內(nèi)的最大買方向制造商施加壓力,降低處方藥價格,制藥企業(yè)依舊能夠得到創(chuàng)新投入的回報,開發(fā)新產(chǎn)品的創(chuàng)新動機(jī)仍很強(qiáng)。孫曉華和鄭輝(2011)[51]依據(jù)2000-2008年我國汽車行業(yè)樣本,研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)買方在雙方談判中的地位增強(qiáng)，即買方勢力突顯時,供應(yīng)鏈傳導(dǎo)機(jī)制下, 買方對中間投入品的更高質(zhì)量要求會促進(jìn)上游企業(yè)創(chuàng)新行為。

有關(guān)買方勢力的認(rèn)識在不斷細(xì)分與深入。眾多產(chǎn)業(yè)鏈層級構(gòu)成的縱向市場中,每個層級包含大量企業(yè),除了不同層級橫向市場企業(yè)交互作用,縱向市場不同層級企業(yè)在市場交易中也存在交互作用,兩者討價還價能力的強(qiáng)弱取決于相對勢力。當(dāng)下游企業(yè)勢力超過上游企業(yè)時,前者對后者行為產(chǎn)生較大程度影響；當(dāng)上游企業(yè)具有抗衡勢力時,影響結(jié)果可能完全不同。一些學(xué)者從市場集中度視角考察市場勢力,把市場集中度視作市場力量的替代變量,即買賣雙方市場集中度越高(越低),市場勢力越大(越小)。Farber(1981)[52]基于美國50個子行業(yè)樣本，探究買方集中度如何影響供應(yīng)商創(chuàng)新行為，發(fā)現(xiàn)上游行業(yè)市場集中度較低(高)時,下游行業(yè)集中度與供應(yīng)商R&D活動負(fù)(正)相關(guān),即制造商在所屬行業(yè)擁有與買方相抗衡的勢力時,有利于自身創(chuàng)新行為。Peters(2000)[45]以企業(yè)調(diào)查問卷數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),研究買方勢力對德國汽車零部件供應(yīng)商創(chuàng)新行為的影響,同時在模型中加入買方勢力和賣方勢力交互項,探索賣方勢力在買方勢力對自身技術(shù)創(chuàng)新影響中的制約和調(diào)節(jié)作用。Weiss和Wittkopp(2005)[46]在模型中加入上游市場集中度變量,體現(xiàn)橫向市場對自身影響的同時,也體現(xiàn)上游市場(抗衡勢力)在買方勢力對自身創(chuàng)新影響中的制約和調(diào)節(jié)作用,若制造企業(yè)擁有抗衡勢力時,將減輕下游零售商對自身創(chuàng)新行為的負(fù)效應(yīng)。Weiss和Wittkopp(2003)[53]以德國2002年食品制造業(yè)為樣本,基于面板負(fù)二項模型研究零售商市場勢力對供應(yīng)商產(chǎn)品創(chuàng)新的影響,認(rèn)為上游制造企業(yè)在橫向市場中的份額增加時,將減輕零售商對其產(chǎn)品創(chuàng)新的負(fù)效應(yīng),從市場份額視角體現(xiàn)抗衡勢力。其后，Weiss和Wittkopp(2003)[54]仍以德國2002年食品制造業(yè)為樣本,探索零售商市場勢力是否影響食品制造企業(yè)高質(zhì)量產(chǎn)品創(chuàng)新投資,得出零售商市場勢力對常規(guī)質(zhì)量產(chǎn)品創(chuàng)新存在微弱負(fù)效應(yīng),對高質(zhì)量產(chǎn)品生產(chǎn)不存在負(fù)向效應(yīng)的結(jié)論。常規(guī)質(zhì)量產(chǎn)品同質(zhì)化嚴(yán)重,零售商外部選擇較多,制造企業(yè)市場勢力較弱；優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品制作工藝復(fù)雜,技術(shù)含量高,替代性弱,零售商外部選擇較少,成為制造企業(yè)抗衡勢力的來源,從產(chǎn)品差異化視角體現(xiàn)抗衡勢力。Koehler和Rammer(2012)[55]也得出供應(yīng)商創(chuàng)新行為取決于其相對勢力大小,相對買方勢力更強(qiáng)大時將獲得自身研發(fā)利潤的絕大比例,從而增強(qiáng)其創(chuàng)新激勵。隨著博弈論和談判理論的興起,國內(nèi)出現(xiàn)以博弈論為基礎(chǔ)研究買方抗衡勢力的數(shù)理模型,李凱等(2016)[56]構(gòu)建三階段非合作動態(tài)博弈模型,研究零售商抗衡勢力對供應(yīng)商產(chǎn)品創(chuàng)新激勵的影響,基于賣方勢力視角,上游具有相對等的勢力時仍會促進(jìn)供應(yīng)商產(chǎn)品創(chuàng)新行為。國內(nèi)經(jīng)驗研究中,李凱等(2017)[11]構(gòu)建上游制藥行業(yè)、下游醫(yī)療行業(yè)的縱向關(guān)系,分析后者買方勢力對前者利潤的影響,得出買方勢力越大,制藥行業(yè)擁有與下游相抗衡勢力時增加自身利潤，提高自身績效。孫曉華和鄭輝(2011)[51]以我國汽車產(chǎn)業(yè)為樣本,以整車企業(yè)為下游買方,以零部件企業(yè)為上游供應(yīng)商,分別以下游、上游企業(yè)個數(shù)衡量買方勢力和賣方勢力,認(rèn)為上下游企業(yè)數(shù)越多(越少),市場集中度越低(越高),相對另一方勢力越小(大),計量模型中加入體現(xiàn)兩者相對勢力的交互項,考察前者買方勢力對后者技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)買方勢力較大,上游行業(yè)具有抗衡勢力不利于技術(shù)創(chuàng)新，買方勢力較小,上游行業(yè)勢力較大對企業(yè)研發(fā)活動有更強(qiáng)激勵作用，即上下游勢力不對等時,整車企業(yè)對零部件企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)作用更強(qiáng)。

總而言之，與橫向市場規(guī)模、結(jié)構(gòu)對企業(yè)行為影響的結(jié)論類似,縱向市場買方勢力對供應(yīng)商行為影響的觀點(diǎn)并不一致,有些甚至對立。不同結(jié)論是由于買方勢力來源、上游或下游市場結(jié)構(gòu)、博弈順序、行業(yè)、買方勢力衡量指標(biāo)的不同。本文視地區(qū)上游制藥業(yè)為一個企業(yè),下游醫(yī)療行業(yè)為一個企業(yè),構(gòu)建了全國范圍內(nèi)上游31個企業(yè)×下游31個企業(yè)的縱向關(guān)系,討論買方勢力對上游制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。有關(guān)賣方抗衡勢力作為調(diào)節(jié)變量對買方勢力的制約作用的研究,擴(kuò)展了對縱向市場和產(chǎn)業(yè)鏈不同層級橫向市場的認(rèn)識。

三 計量模型設(shè)定和縱向關(guān)系構(gòu)建

(一)計量模型設(shè)定

技術(shù)創(chuàng)新為衡量創(chuàng)新能力的重要指標(biāo),國內(nèi)外學(xué)者對其影響因素已有大量研究,以現(xiàn)有研究為基礎(chǔ),本文從縱向視角探索下游買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響。參考Peters(2000)[45]、Koehler和Rammer(2012)[55]的研究,通過加入買方賣方勢力交互項,探索其在買方勢力對上游制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響中的調(diào)節(jié)和制約作用,據(jù)此構(gòu)建基本模型如下：

INNOVATION=F(BMP,SMP,BMP*SMP, ……)

(1)

其中,INNOVATION代表因變量技術(shù)創(chuàng)新,具體包括創(chuàng)新投入(RATIO，研發(fā)人員數(shù)量/全部從業(yè)人員數(shù)量)和創(chuàng)新產(chǎn)出(ITEMS，新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量)；自變量買方勢力(BMP),反映下游買方對供應(yīng)商創(chuàng)新行為的影響;賣方勢力(SMP)反映供應(yīng)商市場狀況與創(chuàng)新行為的關(guān)系；BMP*SMP為上下游市場勢力交互項,其余為影響上游制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的控制變量。

通過對核心變量和控制變量的選擇,式(1)可具體化為：

RATIOit=β0+β1BMP+β2SMP+β3BMP*SMP

(2)

RATIOit=β0+β1BMP+β2SMP+β3BMP*SMP+β4ASSET+β5GOVR+β6DEMAND
+β7REGDP+β8SPROFIT

(3)

ITEMSit=β0+β1BMP+β2SMP+β3BMP*SMP

(4)

ITEMSit=β0+β1BMP+β2SMP+β3BMP*SMP+β4ASSET+β5GOVR+β6DEMAND
+β7REGDP+β8SPROFIT

(5)

其中β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8均為待估參數(shù),本文在式(2)、式(4)中逐次遞加解釋變量,以關(guān)注對結(jié)果起決定作用的核心變量買方勢力(BMP)、賣方勢力(SMP)及兩者交互項(BMP*SMP)的系數(shù)大小和方向變化。

(二)縱向關(guān)系構(gòu)建和買方勢力含義

下游市場勢力以不同地區(qū)醫(yī)院數(shù)量測度，i地區(qū)相對j地區(qū)醫(yī)院總量越多,即在下游醫(yī)療行業(yè)占有更高市場份額,市場勢力越大。上游市場勢力以制藥企業(yè)數(shù)量測度，同時以制藥業(yè)年銷售收入和制藥業(yè)年度工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行模型擴(kuò)展,i地區(qū)相對j地區(qū)制藥企業(yè)越多或年銷售收入、工業(yè)總產(chǎn)值越大,即在上游制藥業(yè)占有更高市場份額,市場勢力越大。據(jù)此把全國31個省、自治區(qū)、直轄市每個地區(qū)醫(yī)療行業(yè)、制藥業(yè)分別作為一個下游、上游整體,構(gòu)建上游31個制藥企業(yè)×下游31個醫(yī)療企業(yè)縱向關(guān)系。本文以地區(qū)數(shù)據(jù)為樣本,買方勢力的含義為地區(qū)醫(yī)院數(shù)量占全國醫(yī)院數(shù)量的份額,即下游買方在橫向市場中的相對勢力。

(三)變量含義和數(shù)據(jù)來源

對買方勢力的不斷細(xì)分與深入分析過程中,認(rèn)識到買方勢力效應(yīng)不僅是擁有強(qiáng)大勢力的買方對上游供應(yīng)商創(chuàng)新行為的單向影響,當(dāng)賣方也存在抗衡勢力時,買方勢力的作用可能會被削弱。

對于上市制藥企業(yè),由于難以獲得體現(xiàn)上游藥企抗衡勢力的數(shù)據(jù)(比如談判勢力、討價還價勢力、定價能力、前向一體化能力和轉(zhuǎn)換賣方成本等),加上上市制藥企業(yè)只占行業(yè)一定比例,仍存在相當(dāng)數(shù)量未上市中小企業(yè)和大型企業(yè),以其代表整個制藥業(yè),難以反映行業(yè)整體狀況。為此，本文選擇2001-2016年全國分行業(yè)和地區(qū)省級加總行業(yè)層面數(shù)據(jù)展開分析。

參考張慶霖和郭嘉儀(2013)[21]、Peters(2000)[45]、孫曉華和鄭輝(2011)[51]、Koehler 和Rammer(2012)[55]的研究，除核心變量買方勢力、賣方勢力和兩者交互項外,將資產(chǎn)專用性、政府規(guī)制、市場需求增長率、人均GDP和銷售利潤率作為控制變量納入回歸模型。缺失數(shù)據(jù)以指數(shù)平滑法進(jìn)行預(yù)測，表1為各變量單位、定義、符號和預(yù)期方向。

表1 變量描述

1.創(chuàng)新投入可獲得數(shù)據(jù)有研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占銷售收入的比重和研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)的比重；創(chuàng)新產(chǎn)出可獲得數(shù)據(jù)有專利申請數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入占銷售收入的比重和新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量。

若以研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占銷售收入的比重衡量創(chuàng)新投入,鑒于上述數(shù)據(jù)是行業(yè)數(shù)據(jù),上游每個地區(qū)制藥(行業(yè))企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出面向全國,銷售收入同時來自本地和其余地區(qū)醫(yī)療行業(yè)，上下游各地區(qū)間存在特殊的多對多交互作用,非普通面板模型和行業(yè)數(shù)據(jù)能夠解決。因此，把研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)的比重作為創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)。

創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)新產(chǎn)品銷售收入占銷售收入的比重也存在類似問題。上游i地區(qū)新產(chǎn)品銷售收入和總銷售收入同時來自下游i地區(qū)醫(yī)療行業(yè)和其余30個地區(qū), 上下游同樣存在多對多的交互作用,且兩者在下游31個地區(qū)的銷售分配額難以估算。對于專利申請數(shù)量指標(biāo),難以判斷企業(yè)申請專利是否具有立足市場和長久發(fā)展之外的動機(jī)，且只有新專利被企業(yè)轉(zhuǎn)化為在某一領(lǐng)域具有領(lǐng)先地位、能夠顯著提高產(chǎn)品競爭力、一定時間獨(dú)享該專利帶來收益的真正創(chuàng)新產(chǎn)品,才能發(fā)揮專利價值。相對來說,新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量是衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的更佳指標(biāo)。

2.受數(shù)據(jù)所限，本文選擇地區(qū)醫(yī)院總數(shù)作為買方勢力(BMP)的代理變量。以藥企總數(shù)測度賣方勢力(SMP),可能會受到企業(yè)規(guī)模的影響,可用數(shù)據(jù)條件下以地區(qū)制藥業(yè)年銷售收入和制藥業(yè)年度工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。兩者乘積(BMP*SMP)體現(xiàn)買賣雙方市場勢力的交互影響,供應(yīng)商市場勢力(SMP)作為調(diào)節(jié)變量(抗衡勢力)影響買方勢力與自身技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系,BMP亦是如此。

3.資產(chǎn)專用性。資產(chǎn)專用性對上游制藥企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)影響不可忽視。資產(chǎn)專用性是指耐用資產(chǎn)在多大程度上被鎖定而投入特定交易關(guān)系(威廉姆森，1985)[57]。資產(chǎn)的專用性程度越高，若重新被配置作其他用途，由此會產(chǎn)生轉(zhuǎn)換成本，價值損失越大。依據(jù)德姆塞茨(1999)[58]觀點(diǎn)，生產(chǎn)過程中企業(yè)耐用性資產(chǎn)地位重要程度與資產(chǎn)一體化程度正相關(guān)，相對人力資本和場所專用性度量方式，專用性物質(zhì)資產(chǎn)的度量相對簡單。一般來說可以通過企業(yè)財務(wù)報表中資產(chǎn)負(fù)債表信息，計算得出合作雙方契約實施中為某項特殊交易所做出的工具、設(shè)備等固定資產(chǎn)投資額，因此本文以制藥企業(yè)總資產(chǎn)中固定資產(chǎn)占比作為資產(chǎn)專用性的衡量指標(biāo)。

4.政府規(guī)制。鑒于制藥業(yè)特殊性,其行為績效受到政府規(guī)制影響程度較大,參考張慶霖和郭嘉儀(2013)[21]的研究,以各地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)出廠價格指數(shù)與一般工業(yè)品出廠價格指數(shù)比值進(jìn)行度量。

其他控制變量包括, 市場需求增長率是當(dāng)期銷售收入與滯后一期銷售收入之差占后者的比值,以人均GDP衡量地區(qū)發(fā)展程度，利潤占銷售收入比值衡量銷售利潤率。數(shù)據(jù)來源方面，政府規(guī)制數(shù)據(jù)來自2002-2017年《中國城市(鎮(zhèn))生活與價格年鑒》；市場需求增長率、銷售利潤率、制藥業(yè)銷售收入、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自2002-2017年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》；人均GDP數(shù)據(jù)來自2002-2017年各地區(qū)統(tǒng)計年鑒；制藥業(yè)資產(chǎn)專用性、制藥企業(yè)數(shù)量和制藥業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自2002-2017年《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》；核心變量買方勢力數(shù)據(jù)來自2002-2017年《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》。

四 實證結(jié)果與分析

(一)變量描述性統(tǒng)計和計量模型選取

表2為各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

(續(xù)上表)

變量觀測值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值買方勢力496672.934382.21193.0002066.000賣方勢力1496193.091165.5363.000932.000賣方勢力2496379.152624.5252.3705254.427賣方勢力3496371.428570.5333.0104398.545買方賣方勢力交互項1496172692.500244231.500428.0001880776.000買方賣方勢力交互項2496396382.700 1014068.000 232.2601.670E+07買方賣方勢力交互項3496383313.600 909612.900 281.7908876265.000 資產(chǎn)專用性4960.3260.0960.1220.696政府規(guī)制4960.9960.0570.8321.181市場需求增長率4960.2020.142-0.2900.900人均GDP4963.0122.2740.29011.820銷售利潤率4960.1090.0510.0120.433

由表2可知,以新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出時,對于計數(shù)類被解釋變量,使用傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型和OLS估計會導(dǎo)致偏誤,面板泊松分布和面板負(fù)二項分布則為解決這類問題提供路徑。對于個體i,時期t,記被解釋變量Yit=yit的概率由參數(shù)λit的泊松分布決定：

(6)

其中,λit>0為泊松到達(dá)率。為了保證λit非負(fù),假設(shè)：

(7)

其中xit不含常數(shù)項,vi≡exp(μi)為乘積形式的個體效應(yīng)。如果v1=v2=v3…=vn,則為不存在個體效應(yīng)的混合回歸。當(dāng)允許個體效應(yīng)存在時,即不同個體擁有不同的vi,如果vi與所有解釋變量xit均不相關(guān),則為隨機(jī)效應(yīng)模型；如果vi與某個解釋變量相關(guān),則為固定效應(yīng)模型。

由于這是非線性模型,故可使用極大似然估計(MLE)。記vi的密度函數(shù)為g(vi),假設(shè)樣本為獨(dú)立同分布,給定vi的情形下,個體i的條件分布為：

(8)

鑒于式(8)中的vi不可觀測,記(yi1,yi2,yi3,…,yiT,vi)的聯(lián)合概率密度為f(yi1,yi2,yi3, …,yiT,vi),并進(jìn)行如下分解:

f(yi1,yi2,yi3, …,yiT,vi)=f(yi1,yi2,yi3, …,yiT|vi)·g(vi)

(9)

將式(9)中的vi求積分,可得到f(yi1,yi2,yi3, …,yiT,vi)的邊緣概率密度：

(10)

判斷因變量新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量ITEMS是否存在過度分散,結(jié)果顯示，被解釋變量ITEMS的方差是均值的766.593倍,可能存在過度分散問題,在此情形下,面板負(fù)二項模型優(yōu)于面板泊松模型。

(二)面板回歸和面板負(fù)二項回歸的結(jié)果

當(dāng)以下游地區(qū)醫(yī)院總數(shù)、上游制藥企業(yè)總數(shù)分別衡量買方、賣方勢力，制藥業(yè)研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)量比值、新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)分別衡量創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出時，回歸結(jié)果見表3和表4。得到如下結(jié)論：

1.核心變量BMP系數(shù)均為負(fù)且通過不同水平顯著性檢驗,表明下游買方勢力抑制上游制藥業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

首先,醫(yī)療行業(yè)和藥品零售商都直接面向消費(fèi)者,但由于前者的行業(yè)特殊性決定其買方勢力遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過后者,也就是說,特殊群體患者在醫(yī)生面前擁有的抗衡勢力幾乎為零。兩者交互過程中,存在高度信息不對稱,普通患者不可能擁有和專業(yè)醫(yī)生相比的醫(yī)學(xué)知識，治療、藥物的選擇與使用過程絕大程度依賴醫(yī)生建議。醫(yī)院所擁有的特殊地位超出藥品零售商,與消費(fèi)者決定藥品零售商收益不同,假設(shè)醫(yī)院(醫(yī)生)對藥品需求有直接決定權(quán)。我國“以藥養(yǎng)醫(yī)”制度使得醫(yī)院(醫(yī)生)提供診療服務(wù)的同時兼具“創(chuàng)收”任務(wù),“藥品加成制度”給予其更大動機(jī)將藥效相同的高價藥銷售給患者,藥品需求結(jié)構(gòu)受到扭曲,通過產(chǎn)業(yè)鏈傳導(dǎo)到上游制藥業(yè),阻礙其技術(shù)創(chuàng)新。其次,我國制藥業(yè)競爭激烈,數(shù)量屈指可數(shù)的醫(yī)院在藥品批發(fā)采購過程中往往結(jié)成聯(lián)盟,憑借優(yōu)勢地位壓低批發(fā)價格,制定利己條款,降低制藥企業(yè)利潤和創(chuàng)新投入資金的同時,也降低了創(chuàng)新產(chǎn)出增加的概率。最后,面對具有雙邊壟斷地位的醫(yī)院,一些勢力較弱的中小制藥企業(yè)并非以創(chuàng)新產(chǎn)品、引進(jìn)培訓(xùn)研發(fā)人員為長期發(fā)展戰(zhàn)略,而把大量資金用于尋租活動,通過向醫(yī)院商業(yè)賄賂的方式以求在激烈的競爭中勝出,進(jìn)一步降低創(chuàng)新投入資金,并對同行業(yè)企業(yè)產(chǎn)生負(fù)外部性。

大量買方勢力對上游供應(yīng)商技術(shù)創(chuàng)新(研發(fā)投入、工藝創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新)影響的數(shù)理模型和經(jīng)驗分析結(jié)論存在異質(zhì)性。文中得出醫(yī)療行業(yè)買方勢力降低制藥行業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出,與劉旭寧等(2012)[10]、張慶霖和郭嘉儀(2013)[21]、Battigalli et al.(2007)[41]、Inderst和Shaffer(2007)[42]等結(jié)論一致。我國制藥業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平較低,橫向市場行業(yè)和企業(yè)屬性因素起作用外，產(chǎn)業(yè)鏈下游買方勢力也對其創(chuàng)新行為產(chǎn)生抑制作用。實現(xiàn)結(jié)構(gòu)升級和國際競爭力的提升,在關(guān)注橫向市場企業(yè)發(fā)展環(huán)境的同時,更應(yīng)著力于對產(chǎn)業(yè)鏈中下游強(qiáng)大買方勢力的規(guī)制,以削弱對上游制造商的負(fù)向效應(yīng)。

2.以制藥企業(yè)個數(shù)衡量的行業(yè)規(guī)模(SMP，賣方勢力)通過不同水平顯著性檢驗,均與技術(shù)創(chuàng)新負(fù)相關(guān)。產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大并不表明核心競爭力增強(qiáng),雖然規(guī)模不斷擴(kuò)張,但技術(shù)創(chuàng)新滯后于規(guī)模擴(kuò)張步伐，仍停留在模仿和低層次仿制藥生產(chǎn)層面,創(chuàng)新投入嚴(yán)重不足,缺少開發(fā)新化學(xué)實體、新分子實體和新活性實體的國際競爭能力,規(guī)模的“擴(kuò)張”并未與創(chuàng)新能力同步發(fā)展,經(jīng)驗結(jié)果與我國制藥業(yè)面臨的突出問題相契合。

4.控制變量方面,制藥業(yè)資產(chǎn)專用性系數(shù)均為負(fù),但在一些模型中非顯著。藥品在生產(chǎn)、包裝和運(yùn)輸中需要特殊專用設(shè)備,設(shè)備專用性較強(qiáng)；不同于一般行業(yè)，制藥企業(yè)對員工技能要求較高, 進(jìn)行專有知識培訓(xùn)后的員工則屬于專用人力資產(chǎn)；所需生產(chǎn)和環(huán)保設(shè)備則屬于特定用途資產(chǎn)。按照德姆賽茨觀點(diǎn),資產(chǎn)專用性越強(qiáng)的企業(yè),轉(zhuǎn)換成本形成了其技術(shù)范式轉(zhuǎn)換的最大障礙,抑制創(chuàng)新行為和技術(shù)變革的推進(jìn),實證結(jié)果與Dosi(1988)[59]的結(jié)論保持一致,與理論預(yù)期相符。

政府規(guī)制系數(shù)均為正,表明政府規(guī)制促進(jìn)制藥企業(yè)創(chuàng)新行為,但在一些模型中未通過顯著性檢驗。監(jiān)管是施加在制藥企業(yè)上的負(fù)擔(dān),也是促進(jìn)創(chuàng)新行為的服務(wù)。比如政府監(jiān)管部門把虛假新藥從市場剔除,為保護(hù)真正創(chuàng)新藥提供支持；或出于鼓勵創(chuàng)新目的授予企業(yè)一定時間的專利權(quán),新藥品帶來的高收益也會促進(jìn)制藥企業(yè)創(chuàng)新行為。

市場需求增長率系數(shù)均為負(fù),僅表4模型4統(tǒng)計非顯著。市場需求規(guī)模的擴(kuò)大為企業(yè)帶來持續(xù)收益，有兩方面作用：一是能為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持,促進(jìn)其創(chuàng)新行為；二是保持藥品當(dāng)前療效和技術(shù)含量即可滿足持續(xù)增長的市場需求,由此降低企業(yè)競爭壓力,導(dǎo)致其缺少創(chuàng)新激勵。最終作用取決于兩方面影響的互相抵消，實證結(jié)果表明市場需求增長率對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向作用強(qiáng)于正向作用，最終整體表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。人均GDP對制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正效應(yīng),表明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),制藥業(yè)更加注重創(chuàng)新行為。行業(yè)銷售利潤率系數(shù)均為正,但在表3中非顯著,制藥企業(yè)利潤增加所帶來的收益能夠起到攤薄固定資產(chǎn)投資、降低創(chuàng)新投入風(fēng)險的作用,為提升企業(yè)創(chuàng)新能力提供支持。

表3 以研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)量比值衡量創(chuàng)新投入面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

解釋變量模型1個體固定模型2雙向固定模型3個體固定模型4時點(diǎn)固定模型5時點(diǎn)固定模型6個體固定DE-MAND-0.051***-0.032***-0.032***(-4.71)(-3.17)(-3.15)REGDP0.007***0.007***(9.52)(9.50)SPROF-IT0.033(0.92)N496496496496496496R2-adj0.0470.0720.1400.1780.3070.308

表4 以新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出面板負(fù)二項模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內(nèi)為回歸系數(shù)z值或t值。

(三)穩(wěn)健性檢驗

當(dāng)橫向市場i地區(qū)相對j地區(qū)賣方勢力以制藥企業(yè)個數(shù)衡量時,需消除可能來自企業(yè)規(guī)模的影響，例如：若上游i地區(qū)制藥業(yè)在全國處于領(lǐng)先位置,j地區(qū)制藥業(yè)在國內(nèi)發(fā)展緩慢,兩者存在規(guī)模差異,即使數(shù)量相同,相對勢力可能不同。地區(qū)制藥業(yè)年銷售收入和年度工業(yè)總產(chǎn)值則為消除企業(yè)規(guī)模影響和穩(wěn)健性檢驗指標(biāo)的選取提供較好途徑。模型設(shè)定同上,以地區(qū)醫(yī)院總數(shù)、制藥業(yè)年銷售收入分別衡量BMP(買方勢力)、SMP(賣方勢力)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5、表6所示。

對于模型1-模型6：核心變量BMP系數(shù)均為負(fù),僅表5模型5非顯著,表明下游買方勢力抑制上游制藥業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；SMP系數(shù)均為負(fù),僅少數(shù)模型統(tǒng)計非顯著；縱向市場勢力交互項BMP*SMP系數(shù)均為正,也僅少數(shù)模型統(tǒng)計非顯著；控制變量系數(shù)除了顯著性存在差異,方向均與表3、表4一致。表明上文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 以研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)量比值衡量創(chuàng)新投入面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

表6 以新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出面板負(fù)二項模型回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

解釋變量模型1FE模型2FE模型3FE模型4RE模型5RE模型6FESMP-0.443***-0.485***-0.489***-0.489***-0.208-0.110(-3.27)(-3.52)(-3.51)(-3.52)(-1.22)(-0.64)BMP*2.728E-04***2.953E-04***2.967E-04***2.943E-04***1.715E-04*1.039E-04SMP(3.22)(3.44)(3.44)(3.42)(1.78)(1.05)ASSET-417.742-410.770-356.310-465.132*-36.361(-1.57)(-1.53)(-1.32)(-1.72)(-0.12)GOVR93.14751.460256.480165.669(0.41)(0.11)(0.56)(0.36)DE-MAND-311.958*-394.891**-398.331**(-1.76)(-2.22)(-2.25)REGDP43.593***45.716***(2.79)(2.94)SPROF-IT1068.643***(2.65)N496496496496496496R2-adj0.0400.0450.0450.0510.0530.079

以地區(qū)醫(yī)院總數(shù)、制藥業(yè)年度工業(yè)總產(chǎn)值分別衡量BMP(買方勢力)、SMP(賣方勢力)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表7、表8所示。表7和表8中核心變量BMP、SMP、BMP*SMP和控制變量除了顯著性水平與表3、表4略微差異外,方向均一致,也表明以醫(yī)院數(shù)量、制藥企業(yè)數(shù)量衡量買賣雙方勢力時結(jié)論是穩(wěn)健的。

表7 以研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)量比值衡量創(chuàng)新投入面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

解釋變量模型1時點(diǎn)固定模型2時點(diǎn)固定模型3個體固定模型4個體固定模型5雙向固定模型6雙向固定GOVR0.153***0.147***0.112***0.113***(5.50)(5.36)(4.31)(4.35)DE-MAND-0.046***-0.031***-0.031***(-4.32)(-3.10)(-3.09)REGDP0.007***0.007***(8.33)(8.35)SPROF-IT0.026(0.76)N496496496496496496R2-adj0.1130.1260.1770.2070.3060.307

表8 以新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出面板負(fù)二項模型回歸結(jié)果

五 結(jié)論與政策建議

本文采用面板數(shù)據(jù)模型和面板負(fù)二項模型, 視地區(qū)醫(yī)療行業(yè)、制藥業(yè)為一個下游、上游整體,構(gòu)建上游31個制藥企業(yè)×下游31個醫(yī)療企業(yè)的縱向關(guān)系，以制藥業(yè)研發(fā)人員數(shù)量占全部從業(yè)人員數(shù)量比值、新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)衡量創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出；分別以地區(qū)醫(yī)院總數(shù)、制藥企業(yè)數(shù)量衡量買方勢力和賣方勢力,同時以制藥業(yè)年銷售收入和年度工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,將資產(chǎn)專用性和政府規(guī)制因素納入分析框架中,探索下游買方勢力對上游制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響,以我國制藥業(yè)2001-2016年數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實證檢驗,得出如下結(jié)論：

1.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新除了受橫向市場行業(yè)和企業(yè)屬性因素影響外，產(chǎn)業(yè)鏈下游買方勢力也起到不可忽視作用，買方勢力與上游制造商創(chuàng)新行為負(fù)相關(guān),抑制上游制藥業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出,不利于其創(chuàng)新活動的開展。資產(chǎn)專用性和市場需求增長率對上游制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)效應(yīng)，政府規(guī)制、人均GDP和銷售利潤率與技術(shù)創(chuàng)新正相關(guān)。

2.交互項系數(shù)為正且統(tǒng)計顯著, 當(dāng)調(diào)節(jié)變量為買方勢力時，下游醫(yī)院數(shù)量較多(少)，即買方勢力較大(小)時,制藥企業(yè)數(shù)量與技術(shù)創(chuàng)新正(負(fù))相關(guān)，上下游行業(yè)之間較為對等的市場勢力會促進(jìn)創(chuàng)新行為。

3.當(dāng)以地區(qū)醫(yī)院總數(shù)衡量買方勢力,以制藥業(yè)年銷售收入和年度工業(yè)總產(chǎn)值衡量賣方勢力進(jìn)行模型擴(kuò)展時,也證明上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

據(jù)此提出如下政策建議：一是改革醫(yī)療體制，實行醫(yī)藥分離模式, 破解醫(yī)院在藥品購買市場近乎買方壟斷的地位，有助于提高制藥企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。二是打破醫(yī)院在藥品銷售市場近乎賣方壟斷的地位，有利于“看病貴、看病難、藥價虛高”及醫(yī)患關(guān)系緊張問題的解決。三是政府規(guī)制在制藥業(yè)創(chuàng)新行為中有舉足輕重的作用,在藥品這一特殊消費(fèi)品市場,市場機(jī)制自發(fā)作用并不能替代其甄別、保護(hù)高效新藥、“反檸檬市場”的地位,政府應(yīng)加大對制藥企業(yè)生產(chǎn)、批發(fā)、零售環(huán)節(jié)的監(jiān)管力度。

本文不足之處與拓展方向：受限于統(tǒng)計數(shù)據(jù)可獲得性,本文以行業(yè)數(shù)據(jù)探索下游近乎壟斷地位的醫(yī)療行業(yè)對上游制藥業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響,未來的研究中，可結(jié)合調(diào)查問卷,尋找制藥企業(yè)層面更細(xì)致的變量,從供應(yīng)鏈下游經(jīng)銷商處獲取市場交易數(shù)據(jù),收集制藥企業(yè)市場交易中抗衡勢力的信息,構(gòu)造多維度衡量技術(shù)創(chuàng)新的變量,比較買方勢力和賣方勢力的各類衡量指標(biāo),以不同計量模型探索買方勢力對制藥企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。