營銷投入與產(chǎn)品創(chuàng)新擴散研究
——以我國醫(yī)藥上市公司為例

徐洪波，錢曉燕

(南京工業(yè)職業(yè)技術(shù)大學(xué)，江蘇 南京 210023)

1 引言

我國政府嚴格規(guī)范處方和OTC藥品的營銷活動，處方藥市場主要涉及直接面向醫(yī)生的營銷手段，而OTC市場主要涉及直接面向消費者的營銷活動。在非處方藥(OTC)市場，患者既是決策者又是付款人。然而，在處方藥市場，決策者是醫(yī)生而不是患者。由于信息不對稱，醫(yī)藥市場中的醫(yī)生作為藥品的決策者獲得的專業(yè)信息遠遠比作為患者的使用者多。處方市場中的醫(yī)生通常會對藥品決策產(chǎn)生積極而顯著的影響，OTC市場則沒有這種強社會網(wǎng)絡(luò)。由于不同群體之間的擴散速度不同，醫(yī)藥制造商將藥品引入消費者市場，需要考慮特定市場中潛在的社會網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)是否影響藥品的銷售增長。盡管營銷活動對藥品銷售具有重大影響，但很少有研究探討兩者之間的定量關(guān)系以及在不同細分市場的差異性。

現(xiàn)實的藥品采用會受到市場中不同營銷策略的影響。因此，營銷投入作為傳統(tǒng)的經(jīng)濟變量，已被確定為促進藥品銷售增長的有效渠道。營銷投入既反映了不同市場的營銷決策，也反映了政府營銷監(jiān)管的影響。很少有研究將Bass模型應(yīng)用于我國醫(yī)藥市場，本文創(chuàng)新性地將營銷變量引入到Bass模型來解釋中國醫(yī)藥上市公司營銷投入的銷售增長效應(yīng)，選取89家醫(yī)藥上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)進行估計檢驗，將處方和OTC市場進行對比實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積營銷投入與銷售收入之間存在非線性關(guān)系，這表明營銷有效性僅存在于相對低的營銷投入水平中；處方藥市場的創(chuàng)新效應(yīng)和模仿效應(yīng)都強于OTC市場，因此，處方藥市場中的藥品擴散效應(yīng)大于OTC市場。

2 理論回顧與研究假設(shè)

2.1 營銷投入的銷售增長效應(yīng)與研究假設(shè)

醫(yī)藥公司的獲利能力取決于其藥品被采用的程度，而營銷會對藥品的擴散產(chǎn)生顯著的影響。對于藥品制造商而言，衡量營銷活動的效果至關(guān)重要。有研究發(fā)現(xiàn)營銷活動會對公司的未來收益產(chǎn)生正面的影響[1]，也有研究表明營銷活動對公司的當期或未來的收益不會產(chǎn)生積極影響，甚至?xí)a(chǎn)生負面影響[2]。營銷活動具有邊際報酬遞減效應(yīng)，通常在營銷投入規(guī)?？缭揭欢ㄩT限值后出現(xiàn)，門限值會隨著市場結(jié)構(gòu)的不同有差異。Martin(2018)[3]等表明研發(fā)和廣告支出對藥品銷售量的影響并不都是正向的。趙保國和闕人超(2016)[4]利用門限回歸發(fā)現(xiàn)不同類型的公司具有不同的最佳廣告投入強度區(qū)間。由于市場飽和度的不斷增大，所帶來的負面效應(yīng)會抵消營銷投入不斷增加帶來的正面效應(yīng)。所以，營銷活動帶來的正面效應(yīng)會隨著市場飽和度的不斷增加而逐漸縮小。與之相對，觀測到負面效應(yīng)選取的數(shù)據(jù)很可能處于市場飽和度的不斷增大所帶來的負面影響效應(yīng)較大的階段。因此，處方藥市場的營銷有效性可能與OTC市場的營銷有效性不同。本文提出如下假設(shè)。

H1a：處方藥市場的累計營銷投入對銷售增長的積極影響正在減?。?/p>

H1b：OTC市場的累計營銷投入對銷售增長的積極影響正在減小。

2.2 藥品擴散與研究假設(shè)

營銷不僅涉及商業(yè)行為，還涉及基于社會結(jié)構(gòu)的人際交往行為。產(chǎn)品在不同社會系統(tǒng)中的傳播過程通常是不同的，有必要對不同的市場結(jié)構(gòu)進行檢驗[5]。Gagliardi(2018)[6]等探索了一種特定藥物的擴散過程，發(fā)現(xiàn)擴散過程在所涉利益相關(guān)者之間呈現(xiàn)出復(fù)雜的相互作用。我國醫(yī)藥市場的營銷活動具有鮮明的特征：在處方藥市場上，藥品的購買決策來自開具處方單的醫(yī)生，而OTC市場可以對大眾直接宣傳，其消費者就是直接決策者，藥品的社會傳播效應(yīng)更加顯著。在處方藥市場，創(chuàng)新系數(shù)可能與投標、學(xué)術(shù)推廣有關(guān)，模仿系數(shù)則可能與醫(yī)生的溝通有關(guān)；在OTC市場，創(chuàng)新系數(shù)可能和面向消費者的大眾媒體有關(guān)，模仿系數(shù)可能和消費者的內(nèi)部交流有關(guān)。根據(jù)巴斯擴散模型，創(chuàng)新者獨立于社會系統(tǒng)中其他人的決定，而模仿者則受社會系統(tǒng)壓力的影響。行為效應(yīng)不同意味著兩個市場的創(chuàng)新系數(shù)p和模仿系數(shù)q會有所不同。因此，本文提出如下假設(shè)。

H2a：處方藥市場的創(chuàng)新系數(shù)p小于OTC市場的創(chuàng)新系數(shù)p；

H2b：處方藥市場的模仿系數(shù)q大于OTC市場的模仿系數(shù)q。

3 研究設(shè)計

3.1 研究模型

本文考慮了營銷投入的動態(tài)經(jīng)濟學(xué)分析，采用GBM離散形式模型。Bass模型假設(shè)現(xiàn)階段的產(chǎn)品需求一般取決于通過產(chǎn)品的累積銷售而達到社會傳播的過程，這與醫(yī)藥市場的傳播過程具有相似性。有學(xué)者認為該模型是不完整的，沒有把傳統(tǒng)的經(jīng)濟變量(比如營銷、價格、質(zhì)量等)考慮進去。Bass(1994)[7]等提出GBM模型，用于使用離散時間序列數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計：

N(t)=m×(1-e-(p+q)(X(t)-X(o))T)/(1+

(q/p)e-(p+q)(X(t)-X(o))T)

(1)

n(t)=m×x(t)((p+q)2/p)e-(p+q)(X(t)-X(o))/

(1+(q/p)e-(p+q)(X(t)-X(o)))2

(2)

其中，F(xiàn)(t)代表采用者的累積分布函數(shù)，f(t)是時間t的密度函數(shù)；N(t)代表累計銷售額，n(t)表示在時間t的銷售額；m、p和q分別代表采用上限(市場潛力)、創(chuàng)新系數(shù)和模仿系數(shù)；x(t)表示當前市場的營銷投入，其中包含市場營銷組合信息，而X(t)是時間t的累積市場營銷投入。

3.2 樣本數(shù)據(jù)

中國財政部發(fā)布的企業(yè)會計準則自2007年1月1日起實施。此外，自2018年起，中國醫(yī)藥上市公司開始推行兩票制，對整個醫(yī)藥市場來說是一場重大的體制變革。因此，本文數(shù)據(jù)跨度為2007—2017年的11個財政年度，均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文選取我國醫(yī)藥制造業(yè)212家上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為初始樣本，剔除被ST以及缺失數(shù)據(jù)的公司，共得到89家公司的面板數(shù)據(jù)。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫披露的公司業(yè)務(wù)范圍，選擇了58家處方藥上市公司和31家OTC上市公司。營銷投入既反映了醫(yī)藥上市的營銷策略，也反映了政府的營銷監(jiān)管。

4 實證分析

4.1 門限效應(yīng)檢驗

本研究將累積營銷投入視為門限指標，對處方藥和OTC市場進行門限檢驗估計，其中，單門檻具有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)。如表1所示，表明GBM可以很好地描述營銷對處方藥市場和OTC市場的銷售增長。但處方藥市場(p=0.00)的參數(shù)估計結(jié)果比OTC市場(p=0.04)的樂觀。滯后的營銷投入的估計系數(shù)確實有下降的趨勢(從0.9084到0.2794)，但雙門限或三門限檢驗沒有統(tǒng)計學(xué)意義。筆者證明GBM在解釋中國醫(yī)藥市場的動態(tài)銷售增長方面表現(xiàn)出色，累積營銷投入與銷售收入之間存在非線性關(guān)系：當處方藥和OTC市場的營銷水平提高時，營銷投入對銷售的積極影響逐漸減少，H1a和H1b成立。本文結(jié)果驗證了門限值的存在，規(guī)模效應(yīng)不斷減弱，這表明營銷有效性僅存在于相對低的營銷投入水平中。

表1 門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.2 擴散效應(yīng)檢驗

所有估計模型具有統(tǒng)計學(xué)意義(p=0)，也表明了GBM可以有效地描述營銷對銷售增長的影響。處方藥市場具有固定效應(yīng)和雙向效應(yīng)，可能有時間效應(yīng)(p=0.0542)；OTC市場具有固定效應(yīng)，且沒有顯著的時間效應(yīng)(p=0.1211)，因此，處方藥市場的參數(shù)估計結(jié)果比OTC市場的參數(shù)估計結(jié)果更為樂觀。四個估計系數(shù)在5%的水平上具有統(tǒng)計學(xué)意義，通過求解非線性方程對GBM的四個基本參數(shù)(p、q、m和φ)進行最小二乘估計。如表2所示，處方藥市場的創(chuàng)新系數(shù)(0.0133)大于OTC市場的創(chuàng)新系數(shù)(0.0076)；處方藥市場的模仿系數(shù)(0.2639)大于OTC市場的模仿系數(shù)(0.1448)，H2b成立，但H2a不成立。創(chuàng)新和模仿系數(shù)意味著不同行為的表現(xiàn)效應(yīng)，模仿效應(yīng)作為一種內(nèi)部刺激，被稱為“口碑效應(yīng)”，創(chuàng)新效應(yīng)作為外部刺激，也稱為“媒體效應(yīng)”。與OTC市場相比，處方藥市場的人際交流和大眾傳媒的影響效應(yīng)都更強，說明該細分市場的藥品擴散速度更快。

表2 基本參數(shù)的估計結(jié)果

5 研究結(jié)論

本文將GBM模型應(yīng)用到我國醫(yī)藥市場，對處方和OTC市場的營銷投入對銷售的影響進行實證分析，揭示了不同市場結(jié)構(gòu)的藥品擴散過程。在處方和OTC市場上，營銷投入的銷售增長效應(yīng)遵循收益遞減規(guī)律，呈現(xiàn)非線性的關(guān)系。兩個細分市場在藥品擴散方面表現(xiàn)出異質(zhì)性：處方藥市場的創(chuàng)新和模仿效應(yīng)都大于OTC市場。另外，兩個細分市場的模仿效應(yīng)都大于創(chuàng)新效應(yīng)暗示了人際關(guān)系(口碑或內(nèi)部溝通)的影響要強于外部溝通(大眾媒體)的影響。本文證實了GBM在不同市場結(jié)構(gòu)中的藥品擴散研究中的價值，表明中國醫(yī)藥市場的藥品擴散過程存在多樣性。大眾媒體可以為醫(yī)藥市場上的消費者提供藥品信息，但人際傳播在改變目標消費者的態(tài)度和行為方面更強大。外部交流的影響相對較弱，營銷鼓勵對醫(yī)生(決策者)比對患者(消費者)更有效率。本文主要有以下貢獻：一是通過比較處方藥市場和OTC市場的藥物擴散過程，為不同市場的產(chǎn)品擴散理論做出貢獻，豐富了相關(guān)文獻；二是揭示了藥品市場由于政府干預(yù)，藥物擴散體現(xiàn)出的獨特的擴散規(guī)律，為包含營銷變量的產(chǎn)品擴散研究提供了一些現(xiàn)實證據(jù)。盡管該研究為藥品擴散提供了一些新的見解，但作為探索性研究，仍有一些局限性，還有其他驅(qū)動因素影響銷售增長效應(yīng)和藥品擴散過程，包括專利法、價格監(jiān)管制度和經(jīng)濟發(fā)展水平。因此，未來的一個研究方向可以是探討多種因素如何影響兩個市場領(lǐng)域的銷售增長及藥品擴散。