買方勢力對醫藥產業利潤的空間溢出效應

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買方勢力對醫藥產業利潤的空間溢出效應

李凱丁正良于冠一

探究買方勢力對供應商利潤的空間溢出效應，可依托空間杜賓模型，通過分析近些年統計出來的醫藥制造行業和醫療行業數據，解決縱向關系中存在的特殊多對多交互作用，并比較下游行業對本地和其余地區上游行業平均直接效應、平均間接效應的大小。實證結果表明：當地理距離矩陣和經濟距離矩陣分別加入以地區醫院總數衡量的買方勢力時，回歸結果僅存在較小差異；直接效應、間接效應均為負，表明本地買方勢力不僅降低本地醫藥行業利潤，還通過空間溢出效應降低其余地區醫藥行業利潤，但空間溢出效應不顯著。直接效應絕對值顯著大于間接效應，表明同一地區縱向產業鏈上市場主體之間的交易關系和經濟聯系更密切，下游行業對供應商縱向約束力更強。買方勢力越大，上游醫藥行業擁有抗衡勢力時自身利潤增加，不擁有抗衡勢力時自身利潤減少。政府規制與利潤負相關，進入壁壘、企業規模、市場需求增長率、人均GDP、產品差異化均與利潤正相關。

買方勢力； 賣方抗衡勢力； 利潤； 空間溢出效應； 空間杜賓模型

一 引 言

賣方勢力即企業在高于競爭性價格之上設定使自己有利可圖的價格的能力，買方勢力的定義開始于對賣方勢力傳統定義的轉換，即需求方擁有市場力量。其定義在不同文獻中存在差別，Noll(2005)[1]對買方勢力的定義是：市場交易中，需求方有充分高的集中度，以至于能夠對賣方行使市場力量。如果能夠使價格低于競爭性價格，表明其擁有市場勢力。因此，買方勢力來自買方壟斷(一個買家)或者買方寡頭壟斷(若干買家)。有學者對買方勢力的定義進行擴展，認為買方勢力也包括需求方的談判勢力(Bargaining Power)或抗衡勢力(Countervailing Power)。Grimes(2005)[2]把買方勢力定義為買方出于非效率目的，顯著影響購買條款的能力；OECD把買方勢力定義為買方對供應商威脅的能力，事實上反映需求方的談判勢力；Kirkwood(2005)[3]和OECD定義類似，即買方通過施加各種威脅，迫使市場供給方妥協并被迫接收其設定的某些交易條款的能力；Galbraith(1954)[4]第一次提出抗衡勢力概念，描述需求方形成的以對抗供給方的市場力量；Chen(2008)[5]總結不同定義，認為買方勢力包括壟斷勢力、抗衡勢力、談判勢力，其賦予一些零售商更大能力從制造商獲取折扣，抽取租金，得到優惠交易條件，而不僅僅是降低批發價格，談判勢力可視為對抗賣方市場力量的抗衡勢力。

擁有市場力量的買方通過把契約強加給供應商或設定有益于自身交易條款的方式，包括名目繁多的進場費、陳列費、通道費、數量折扣、價格折扣、促銷費用的捐助、排他性要求、抽取租金、獲得更低批發價格等攫取供應商利潤；或在討價還價中獲得更大利潤分成使利潤從制造商層面流向零售商層面。企業利潤除了受市場結構、市場集中度、進入和退出壁壘等行業屬性因素，技術機遇、技術溢出、對市場需求長期預期、產品差異性、產品需求彈性、獨占性條件等企業屬性因素和政府對企業稅收優惠、財政扶持等社會因素影響外，逐漸增強的下游買方勢力已成為不可忽視的因素。隨著許多行業不斷集中，一些零售巨頭(家樂福、沃爾瑪、特易購、麥德龍)崛起，買方勢力越來越受到政府反壟斷機構和學術界的關注。Galbraith 和Stiles(1983)[6]認為企業利潤不僅受自身產業結構影響，也受上游或下游相對市場勢力影響，擁有設定市場交易條款力量和交易特點更具排他性的一方將獲得更多利潤。比如，Geroski(1992)[7]和Harhoff(1998)[8]實證得出供應鏈中一個企業的生產成本、新產品質量和績效依賴于縱向相關市場企業行為，相鄰行業(企業)有對其進行控制的動機。

我國采用醫藥混業經營模式，醫院不僅出售住院患者藥品，而且控制處方藥銷售權并嚴格限制處方外流，迫使門診患者也必須在醫院藥房購買藥品，通過捆綁銷售的方式，醫院將自身診療市場上的力量延伸到藥品銷售市場，一些貴重藥品也只有進入醫院才有銷售市場。作為消費者信賴并提供良好診療服務和設施，擁有處方藥銷售、公費醫療與定點醫藥資格的大型公立醫院占據絕對主導地位，控制藥品銷售80%的市場份額，零售藥店難以與之抗衡，加之醫療行業進入壁壘高，我國藥品銷售市場實質是醫院買方壟斷市場。加上地區醫院共同招標結成利益聯盟，醫院的談判勢力極強，對上游制藥商控制力較強。醫藥行業雖然總體規模較大，但單個企業銷售規模小，市場集中度低，面對擁有買方壟斷勢力的下游醫療行業，其利潤必然受到影響。

受限于微觀數據的可獲得性，縱向關系實證研究相對理論分析較少。張慶霖和郭嘉怡(2013)[9]、劉旭寧等(2012)[10]關注醫療機構買方勢力對醫藥行業創新的影響。國外大量買方勢力對供應商利潤影響的文獻中，所得結論在不同行業中異質性較強。不同于橫向市場，縱向市場存在特殊的多對多交互關系，本文探索空間計量模型測度買方勢力空間溢出效應，并以期擴展縱向關系實證研究。產業鏈中藥品從生產到使用需經歷藥材生產行業，醫藥行業，以及包括醫院、零售藥店等銷售終端的醫療行業，面對“藥價虛高、看病貴”的社會問題，本文通過實證研究檢測買方勢力對上游醫藥行業利潤的影響，以期為反壟斷機構對產業鏈中藥品的強制削價、最高限價規制以降低居民藥品費用支出提供參考意見。

后續內容安排如下：第二部分詳細討論買方勢力對上游供應商利潤的影響，歸類和總結相關文獻，并闡述本文創新點和方法貢獻；第三部分設定計量模型、選取變量、構建縱向關系和分析實證結果；第四部分是結論、政策建議和不足之處。

二 文獻綜述

國內對縱向市場的研究主要集中在理論層面，包括買方勢力對消費者剩余和社會總福利的影響(李凱和陳浩，2011[11]；程貴孫，2010[12]；王再平，2007[13]；付紅艷和李長英，2009[14])，對上游企業競爭策略、產品策略和制造商定價決策影響(綦勇等，2012[15]；綦勇等，2012[16]；李凱等，2014[17])。劉智慧等(2013)[18]加入影響買方勢力的下游競爭程度因素，考慮前者對產品差異化的影響。李凱等(2011)[19]對處于產業鏈下游的跨國公司依托買方壟斷勢力壓榨本地企業，導致其生存窘迫現象進行分析；李凱和李偉(2014)[20]構建雙邊雙寡頭縱向市場結構模型，引入零售商價格競爭和服務競爭，在合作博弈框架下分析零售商買方勢力與通道費、特許費之間的關系。買方勢力對制造商利潤影響的理論和實證研究主要集中于國外，但發達國家藥品市場普遍實行醫藥分業經營的模式，藥品的銷售由藥店等獨立于醫院的零售企業完成，醫療機構很難對上游醫藥企業施加約束，因此關于買方勢力對醫藥企業利潤影響的研究較少。其余行業中，Lustgarten (1975)[21]基于行業層面數據研究買方市場結構對供應商績效的影響，發現買方集中度與賣方利潤負相關，為了獲得更低批發價格，更高買方集中度是抵消賣方集中度的一個重要因素。Galbraith 和Stiles(1983)[6]認為正是賣方集中度不斷增加產生的市場力量促使買方抗衡勢力出現，買方抗衡勢力不僅實現利潤從賣方到買方的分配，而且使消費者從價格降低中獲得收益。Schmalensee(1985)[22]廣泛分析美國企業1985年生產線數據后，總結出行業效應很大程度上遮蓋了特定企業效應；能對供應商施加市場力量的企業能夠獲得更低的投入品價格，如果他們是有效率的生產者，在投入產出市場擁有更高市場勢力的企業比市場勢力更低的競爭對手獲得更多利潤，并對上游企業利潤產生負向影響。Schumacher(1991)[23]研究美國制造行業買方市場結構和賣方績效之間的關系，發現處在高集中度市場的買方能施加強大的市場勢力，削弱寡頭壟斷消費品行業供應商的利潤。Wyld et al.(2012)[24]把壟斷和寡頭壟斷模型應用于中間品市場，研究連鎖超市對中小供應商利潤的影響。得出強大的買方勢力通過限制中小供應商數量、向其支付的價格和購買數量等手段謀取更大利益的結論，鑒于中小企業實現技術創新和創造未來發展機遇的能力，強大買方勢力對消費者和中小企業福利的損害都應列入政府反壟斷清單。Sheu和Gao(2014)[25]利用非對稱納什博弈模型，探索議價勢力如何影響逆向物流供應鏈中制造商和供應商之間的協商結果，并尋找均衡談判解，發現雙邊聯盟增加了逆向物流供應商的談判勢力，降低制造商利潤；當逆向供應商擁有極其強大、壓倒性市場勢力時，不僅降低制造商利潤，同時也降低自身利潤。Chambolle和Villas-Boas(2015)[26]認為相互競爭的零售商甚至以降低產品質量為代價，對供應商實施差異化交易，以提升自身的市場勢力。通過區分不同供應商，零售商增強買方勢力的動機有損消費者剩余和社會福利。Hsu et al.(2015)[27]基于美國高技術產業部門10124個供應商企業數據集，探索知識流對供應商績效的影響，發現從買方到供應商的知識流入通過增加創新產出提高供應商利潤；當供應商銷售份額很大程度依賴主要買方時，創新產出和利潤之間的關系更加微弱。供應鏈中勢力強大的買方能夠從供應商創新中擠壓經濟租金，降低其利潤，因此供應商與買方進行信息流共享時應對自身行為更加謹慎，并努力擴展下游交易買方數量，增加外部選擇，以保持創新績效。Orland和Selten(2016)[28]基于三寡頭壟斷模型評估需求方市場集中度對均衡結果的影響，發現買方數量只有一個或兩個，即下游市場為壟斷或寡頭壟斷時，批發價格和供應商利潤更低，價格離散程度和買方利潤均更高。

還有一類文獻研究買方通過各種方式增強市場力量以實現利潤從制造商向自身流動。Yan et al.(2015)[29]考慮買方兩種不同戰略(向供應商提供質量邀約而先行行動和自愿放棄這種權利)，分析其在質量契約中的先動優勢，后者使供應商有最大程度的產品質量提升努力，即使擁有市場勢力的買方可以設定交易中的批發價格，也不能保證買方得到更高預期利潤。Hartwing et al.(2015)[31]探究買方戰略性庫存對供應鏈績效的影響，戰略性庫存通過改變公平分割的觀念來增強買方勢力，如果持有庫存的成本足夠低，買方通過持有戰略性庫存限制供應商市場力量以增加自身利潤。Dertwinkel-kalt et al.(2015)[31]檢驗了買方勢力存在條件下禁止對投入品市場實行價格歧視這一觀點，根據下游企業利潤和統一投入品定價之間的反向關系，分析認為更低的投入品價格可能增加相對有勢力的下游企業利潤。Elking et al.(2017)[32]基于彭博資訊提供的3638對買方-供應商創新結構數據集，探索供應鏈雙方財務依賴性對買方財務績效的影響，得出供應商對合作伙伴的高度依賴性正向影響買方財務績效，即買方勢力居主導地位時，增加買方利潤。King(2013)[33]認為下游企業為了增強談判勢力，聯合向上游企業購買產品以獲得更優惠的交易條件和價格時，形成了買方集團并產生水床效應。買方集團通過降低批發價格提高自身利潤，利潤降低的制造商只能向集團外企業收取更高價格以彌補損失，水床效應改變了不同規模的下游企業的競爭條件，損害制造商和消費者的福利。

一些學者提出相反意見，Ravenscraft(1983)[34]使用綜合管理系統方案數據，發現買方集中度的加權平均值正相關于賣方企業的利潤率，如果只有數量極少的買方，供應商能夠在營銷和銷售成本上減少支出。Cowley(1986)[35]發現占據賣方總銷售額50%的買方數量正相關于賣方利潤和固定成本。Chen et al.(2017)[36]探索上游制造企業和擁有強大買方勢力的國際品牌制造商在非對稱勢力情形下，上游企業投資于專用性資產有利于雙邊關系，盡管買方勢力更加強大，仍舊能夠為合作雙方帶來更大價值。Kalayc和Potters(2011)[37]在供應商向具有同質性偏好的買方提供產品的條件下，使用雙寡頭定價模型檢測是否買方困惑增加市場價格，即使買方具有強大市場勢力，供應商增加不需為之承擔的成本，不影響買方使用價值但增加買方評估復雜程度的產品屬性，使買方不能做出理性最優選擇，據此提高產品批發價格并增加自身利潤。可見，買方勢力并不一定降低供應商利潤。Cool和Henderson(1998)[39]基于法蘭西銀行收集的2000家制造業企業數據集，探索供應商和買方不同市場勢力來源對處在中間層面賣方利潤的影響，采用因子分析法把九種買方勢力來源(潛在買方數量、買方市場集中度、賣方轉換買方成本、買方談判勢力、價格在協商中的角色、賣方對買方產品差異化和成本的影響、買方轉換賣方成本和后向一體化能力)歸結為結構型買方勢力、一體化型買方勢力、屬性型買方勢力和依賴型買方勢力。不同估計方法均得出前兩者與上游賣方利潤正相關，后兩者與上游賣方利潤負相關，即不同買方勢力對賣方績效的作用并不相同，可能互相抵消。此研究深入分析了買方勢力對上游利潤相反作用的根源，即實證建模中買方勢力衡量指標的異質性。Hu et al.(2013)[39]考慮從擁有強大市場勢力的獨家供應商和購買相同關鍵投入品的兩個買方，集中兩者需求作為單個實體購買時，贏得的利潤是否高于單獨購買的情形。結論與眾多文獻的結果(當價格是外生的，集中采購總是有益于市場勢力增強的買方)相反，即壟斷供應商通過最優化契約設計更容易從集中購買中攫取利潤，此時買方勢力促進上游利潤。

有關買方勢力的認識與研究在不斷地細分與深入。買方勢力是供應鏈下游廠商相對上游廠商勢力，當企業在橫向市場處于壟斷或寡頭壟斷地位，面對市場集中度較低的供應商時，可以通過通道費、價格折扣、數量折扣等方式獲得更多批發價格優惠，實現利潤從賣方到買方的分配；若供應商市場集中度較高，擁有與下游對等的市場勢力時，買方相對供應商的市場勢力則不確定，買方勢力與供應商利潤并非負相關。一些文獻關注賣方抗衡勢力作為調節變量對買方勢力的制約作用，制造商利潤并非一定與買方勢力負相關，而是由二者相對議價勢力決定，由此擴展了對縱向市場和產業鏈不同層級橫向市場的認識。Kelly和Gosman(2000)[40]使用證券交易委員會(SEC)19個行業218個企業層面的微觀數據，詳細分析制造業部門不斷增加的買方集中度對制造商利潤的影響，計量結果卻與經濟預期(買方勢力與處于寡頭壟斷行業的賣方利潤負相關)相沖突，買方集中主要降低了競爭性行業而非寡頭壟斷行業利潤，這一結論體現了供應鏈交易雙方相對市場勢力的作用。Inderst和Wey(2003)[41]討論雙邊寡頭壟斷行業中，上下游市場結構和技術選擇的交互作用對行業利潤分配的意義，行業利潤分配主要由雙邊議價勢力決定。Wen和Wang(2014)[42]認為B2B電子市場的出現增加了社會福利和最終市場的消費者剩余，顯著改變了買賣雙方的相對談判勢力，買方控制的B2B市場和中立B2B市場有不同的均衡結構，買方和供應商相對議價勢力調節二者利潤，談判勢力較弱一方利潤將下降。 K?hler(2014)[43]研究縱向關系中供應商討價還價力量對自身R&D投資利潤的影響，認為研發活動創造新產品并降低產品成本，產生的利潤能否為供應商所得取決于與買方交易時自身討價還價勢力。如果買方有強大市場勢力，買方將攫取供應商R&D收益的巨大份額；如果供應商有強大市場勢力，供應商也會抽取買方利潤中的絕大部分。其收集472家德國制造企業數據集進行實證檢驗，分別以供應商市場地位和買方資產組合衡量供應商議價勢力，估計結果支持了供應商議價勢力的重要性：當實施研發活動的供應商僅擁有平均市場份額，主要依賴三個最大的買家時，2010年研發強度每增加1個百分點，2012年利潤平均降低14個百分點。當上游實施研發活動的是壟斷供應商，面對擁有平均市場份額且處于低集中度市場的買方時，2012年利潤增長10%，可見供應商利潤由自身和買方相對勢力共同決定。Gosman和Kohlbeck(2009)[44]調查零售市場中買方勢力對供應商利潤的影響，當供應商對下游市場處于領導地位的主要買方有高度經濟依賴時，強大買方勢力隨之產生。以在許多產品供應鏈、先進的管理實踐和尖端技術中擁有絕對主導地位的世界最大零售商沃爾瑪為例，隨著向其主要銷售額增加，供應商總利潤和資產回報率降低，沃爾瑪總利潤增加并得到更為優惠的支付條件，但供應商抗衡勢力能抵消一些負向效應。

綜上，與橫向市場規模、結構對企業創新和績效的影響相一致，縱向市場買方勢力對供應商行為績效的影響非完全相同，有些甚至對立。不同結論取決于縱向市場相對市場勢力所選理論視角、計量方法、行業、上下游市場結構的異質性，博弈規則和理論模型的構建方法。直接受限于微觀企業數據的可獲得性，實證研究相對理論分析數量較少。本文創新之處：在微觀企業數據缺失情況下，視地區上游醫藥行業為一個企業，下游醫療行業為一個企業，構建全國范圍內上游31個企業×下游31個企業的縱向關系，并充分考慮地區間縱向交互關系和影響買方勢力與自身利潤的調節變量賣方抗衡勢力，依托計量方法創新，探索采用空間計量模型解決買方勢力空間溢出效應問題，希冀在縱向關系實證研究中推廣，并加深對醫藥行業和其余制造行業的認識。

三 模型設定、數據來源和變量說明

(一)空間杜賓模型(SDM)設定和檢驗

1.模型設定與檢驗

對工業企業而言，利潤主要來自銷售收入，兩者相關系數0.9823。受限于微觀企業數據，可獲得數據僅為行業數據，任何地區醫藥行業銷售收入不僅來自本地下游買方市場，而且來自其余30個地區，上下游31×31縱向關系中存在交互效應。換言之，任何地區醫院不僅影響本地醫藥企業銷售收入(利潤)，而且影響與之存在關聯地區醫藥企業的銷售收入(利潤)，即自變量對因變量的影響存在地理和空間效應，縱向關系如圖1所示，并非圖2簡單1×1關系。

圖1 地區縱向關系交互影響示意圖

圖2 縱向1×1關系示意圖

空間面板充分考慮橫截面單元之間的空間依賴性，在不同個體變量數據的基礎上加上位置信息，使得估計結果更加準確，并體現本地區自變量對本地區因變量和其他地區因變量的影響。空間面板模型包括空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。其一般形式為：

(1)

αXit+ui+ηt+εit

(2)

其中，各個變量的單位、符號、定義和預期符號如表1所示。

表1 變量定義和符號預期

經檢驗，地理距離矩陣W1下的LR統計量在1%顯著性水平下拒絕δ=0和δ+ρβ=0原假設；經濟距離矩陣W2下的LR統計量均在1%顯著性水平下拒絕δ=0和δ+ρβ=0原假設，表明空間杜賓模型為最優選擇。其中，ρ、β1、β2、β3、δ、α分別為待估參數，ρ度量與i相鄰的空間個體內生因變量yjt對yit的交互影響，為了體現研究核心，結果只列出體現買方勢力空間溢出效應WijBMPjt的系數δ。

2.數據來源和變量說明

本文選取2001-2015年我國31個省、自治區、直轄市分行業和地區面板數據樣本，參考國內張慶霖和郭嘉怡(2013)[9]、劉旭寧等(2012)[10]對醫藥行業的縱向實證研究，選取市場需求增長率、產品差異化(數據來自《中國高技術產業統計年鑒》)，政府規制(數據來自《中國城市(鎮)生活與價格年鑒》)，人均GDP (數據來自歷年《中國統計年鑒》)，醫藥行業進入壁壘、醫藥企業數量、企業規模(數據來自《中國工業經濟統計年鑒》)作為影響企業利潤的自變量，核心自變量買方勢力數據來自《中國衛生統計年鑒》、《中國衛生年鑒》和《中國藥學年鑒》，因變量利潤數據來自《中國高技術產業統計年鑒》。為了達到擴大樣本、減少估計誤差的目的，對缺失數據進行預測。實證分析計量軟件為Stata12.0、Arcgis10.2和Matlab7.0。

1.核心變量買方勢力可獲得數據有醫院總數、公立醫院數、政府辦醫院數、公立醫院診療人次/所有醫院診療人次。診療人次之比僅僅衡量不同地區醫院結構，并非表示買方勢力；鑒于醫療市場化程度差異，有的地區私立民營醫院所占比重較高，也不能以公立和政府辦醫院數量衡量買方勢力；參考孫曉華和鄭輝(2011)[45]對買方勢力指標的選取，在數據受限情形下以地區醫院總數作為買方勢力的最佳衡量指標。賣方勢力以地區醫藥企業個數衡量，兩者乘積SMP*BMP體現買方和供應商市場勢力的交互影響，供應商個數SMP作為調節變量(抗衡勢力)影響買方勢力與自身利潤關系，BMP亦然。

2.進入壁壘是指行業內在位企業對潛在進入或剛進入企業所具有的某種優勢，衡量指標有經濟規模與市場總規模的比例、必要資本量、絕對費用、專利特許數量、交易和批準費用、阻止進入價格等，限于數據可獲得性，以固定資產投資額衡量。

3.政府價格規制作為影響醫藥行業利潤的重要變量，眾多文獻以虛擬變量表示，缺陷是只能衡量政策的有無，不能反映影響大小和方向，參考張慶霖和郭嘉怡(2013)[9]的研究，以各省醫藥制造業出廠價格指數/一般工業品出廠價格指數衡量。

剩余控制變量中，以醫藥制造行業工業總產值除以企業個數表示每個企業平均規模，本期銷售收入與上期銷售收入差額在上期銷售收入中占比表示市場需求增長率，人均GDP衡量地區經濟發展水平，新產品銷售收入體現企業創新能力，以其在總銷售收入中占比作為產品差異化衡量指標。

(二)縱向關系構建和買方勢力含義

對于下游市場，把不同地區總醫院個數作為下游市場勢力測度指標，i地區相對j地區總量越多，即在全國醫療行業市場占有率越高，市場勢力越大。對于上游醫藥行業，把醫藥企業個數作為上游市場勢力測度指標，i地區相對j地區總量越多，即在全國醫藥制造行業市場占有率越高，市場勢力越大。據此把全國31個省、自治區、直轄市每個地區醫院總數作為一個下游整體，每個地區醫藥企業總數作為一個上游整體，構建上游31個醫藥企業×下游31個醫療企業縱向關系。本文以地區數據為樣本，買方勢力的含義為不同地區總醫院在下游全國醫療行業所分割市場份額的相對勢力，即下游買方在橫向市場中的相對勢力。

(三)直接效應、間接效應和總效應

不存在空間效應的前提下，自變量對因變量影響的大小和方向可以通過估計結果中的偏回歸系數確定，在空間面板各類模型中，自變量對因變量的影響則要相對復雜，Lesage和Pace(2008)[46]提出了直接效應、間接效應和總效應，以度量自變量對因變量的影響。間接效應表示本地區自變量對其他地區因變量的影響。由式(1)可得：

(In-ρW)Y=Xβ+WXδ+ε

(3)

(4)

其中Sr(W)=V(W)(Inβr+Wδr)，V(W)=(In-ρW)-1=In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+……，對式(4)進行擴展，可得：

(5)

Elhorst(2014)[47]和Lacombe(2014)[48]均編寫了效應估計的不同程序，兩種路徑均可實現，但存在細微差別，當N大時，后者估計路徑更有效率。本文主要調用Lacombe程序，出于估計結果精確性目的，同時調用Elhorst程序進行比較。

(四)矩陣設定和回歸分析

1.反距離空間權重矩陣回歸結果

本文在微觀數據缺失情形下，嘗試采用空間杜賓模型解決縱向多對多關系，由于解釋變量包含被解釋變量而可能產生內生性問題，使得普通最小二乘估計結果有偏，依據Elhorst(2010)[49]、Lee和Yu(2010)[50]的建議，以MLE(極大似然估計)方法進行參數估計，計量軟件為Matlab7.0。

表2 反距離空間權重矩陣回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；( )內的值是回歸系數Z值，下同。

2.經濟距離空間權重矩陣回歸結果

表3 經濟距離空間權重矩陣回歸結果

3.估計結果及分析

以地區總醫院數量表征買方勢力，地理距離空間權重矩陣設置條件下的估計結果及分析：

(1) 核心變量買方勢力空間溢出效應系數δ為負且未通過顯著性檢驗，買方勢力空間溢出效應不明顯。

(2)買方勢力BMP系數為負且直接效應通過1%水平的顯著性檢驗，表明本地買方勢力抑制本地上游醫藥行業利潤。首先，地區醫院控制了藥品銷售市場的絕對份額和處方藥零售業務，共同招標結成利益聯盟，相對上游市場集中度較低的醫藥行業，其下游議價能力無疑極其顯著，對縱向產業鏈上游供應商控制力較強，使得上游行業利潤水平遭受損失。其次，診療過程需要專業化醫學知識，特殊消費群體患者幾乎不能自行選擇藥品，不會也不能因為藥品價格上漲而減少需求，相對醫院的抗衡勢力、議價能力幾乎為零；政府投入不足使得非營利性醫院不得不“以藥養醫”，醫院(醫生)提供診療服務的同時兼具“創收”任務，其行為偏離職業軌道，加之醫患之間存在高度信息不對稱，醫生對藥品使用有最終決定權且以利益最大化為目標，導致醫療服務市場逆向選擇和道德風險現象普遍存在，嚴重扭曲藥品需求結構，通過產業鏈傳導并對上游制造商行為產生縱向約束，也對醫藥行業利潤產生負向影響。間接效應系數為負表明本地醫療機構對本地醫藥企業表現出強大買方勢力的同時，市場交易中也能對其余地區醫藥企業施加強大市場勢力，理論分析同上。系數未通過顯著性檢驗，本地買方勢力通過空間溢出效應對其他地區醫藥行業利潤的抑制作用不明顯，與系數δ的方向、顯著性水平相對應；直接效應絕對值顯著大于間接效應，同一地區上游醫藥行業和下游醫療機構存在更為緊密的市場交易關系和經濟聯系，藥品主要銷售渠道是本地而非別的地區，兩者作為一個“經濟圈”而存在，如圖3所示。

圖3 縱向市場經濟含義

實證結果與預期一致，表明計量方法、買方勢力核心變量、反距離空間權重矩陣設置的正確性。總效應系數為負，即對所有地區醫藥行業利潤產生抑制作用。與以往文獻分析買方勢力對上游供應商利潤的影響時結果相比較，文中得出本地醫療行業買方勢力同時降低本地醫藥行業和其它地區醫藥行業利潤，與Wyld et al.(2012)[24]、Sheu和Gao(2014)[25]、Chambolle 和Villas-Boas(2015)[26]、Hsu et al.(2015)[27]、Orland 和Selten(2016)[28]等實證、理論結果保持一致，擴展了對醫藥行業的認識；藥價虛高產生的利潤在整個產業鏈中分配時，醫療行業還會通過強大買方勢力使醫藥行業所得利潤流向自身，看病貴問題的解決不僅需要規制醫藥行業批發價格，更應著力于規制醫療終端的銷售價格。

企業規模系數為正且通過5%水平顯著性檢驗，與利潤正相關。企業規模擴大對利潤產生兩方面影響：一方面根據規模經濟理論，企業規模是利潤的一個主要決定因素，規模越大的企業生產成本相對小規模企業越低，規模與利潤正相關，Gschwandtner (2005)[52]、?zgülbas et al.(2006)[53]、Wu(2006)[54]、Bjarni(2007)[55]、Akbas和Karaduman (2012)[56]、Mule et al. (2013)[57]的研究提供支撐依據；Verdoon(1949)[58]和Kaldor(1966)[59]提出的Kaldor-Verdoorn法則也表明企業規模擴大會提高勞動生產率，增加產品銷售額和隨后的利潤率。另一方面，當企業規模擴張超過最優規模(表現規模不經濟)時，帶來的溝通不暢、缺乏協調、X非效率、委托代理問題將降低效率和減少利潤，Amato 和 Burson (2007)[60]、Becker-Blease et al.(2010)[61]和Khatap et al.(2011)[62]均提供了支撐依據，本文實證結果得出醫藥行業規模擴大增加利潤。

(3)從其它控制變量來看，醫藥行業進入壁壘變量系數為正且在5%水平顯著，即對利潤產生正向作用。醫藥行業專用性資產在固定資產中占有極高比例并有多種形式，如專用場地、專用實物資產、專用人力資產以及特定用途資產等；保證產品質量在醫藥行業生產過程中處于關鍵地位，必須采用精密程度極高的儀器設備進行生產、包裝和運輸，不同藥品生產流程需要不同的專用設備，具有很強設備專用性；行業的特殊性對員工技術提出高要求，培訓出的專有生產技能員工則是專用人力資產；生產過程中因解決環保問題而購置的環保治理設備和對原生產、研發設備維修更換產生的長期待攤費則屬于特定用途資產。這些專用性資產對潛在進入者構成高進入壁壘和無形退出壁壘。此外，醫藥行業作為受到政府嚴格管制的特殊行業，企業經營需要獲得批準和申請執照，加之相對于在位者的差別性稅收條款和優惠條款，均成為阻礙新企業進入的壁壘。高進入壁壘降低行業中在位企業競爭程度，使其可以長期享有先進入帶來的收益，增加企業利潤。

政府規制變量系數為負且在5%水平顯著，表明政府規制降低醫藥行業利潤。醫藥行業具有不同于一般商品的特殊性，與人類健康和生命安全緊密相連。世界各國無一例外地通過專門機構，對藥品的生產、檢測、管理、進出口、批發、零售直到終端使用中的每一個環節采取嚴格的法律制度加以規范和管理。對醫藥行業的嚴格監管、新藥上市的長時間審查、最高限價規制都會成為施加在醫藥行業上的沉重負擔，導致某一在建或在籌項目擱淺或放棄，顯著降低企業預期收益。

市場需求增長率系數為正且在10%水平顯著，表明不斷增長的市場需求規模帶來穩定現金流，從而增加企業利潤，與預期一致。代表地區經濟發展水平的人均GDP通過了1%水平的顯著性檢驗且數值為正，醫藥行業利潤與地區經濟發達程度正相關。

產品差異化與利潤正相關且在1%水平顯著，表明醫藥企業從研發成果新產品中獲得收益，增加企業利潤。醫藥行業具有高技術吸納能力，“高投入、高風險、高收益”等特點，幾乎涵蓋了所有重大科技成果，是科技含量最高的行業，生物工程科學與技術的應用成為其強大的技術支撐。藥品具有極強的特異性，市場需求主要由性能決定，普通藥品具有替代性高、生產工序簡單、投入低、科技含量低特點，即使價格下降也不會增加市場規模。研發生產環節則需要大量投入，研制周期長，由此得到的技術含量高、生產工序復雜、臨床效果好的藥品具有廣闊的市場和優厚的價格，一旦獲得市場認可將產生巨額收益，而且國家的專利保護制度使得擁有品牌藥的生產廠商可以處于市場壟斷地位，長時間享有該專利帶來的收益。產品差異化作為進入壁壘的一種表現形式，系數符號也與其相對應。

(4)對于經濟距離空間權重矩陣W2，控制變量、核心變量回歸系數、顯著性水平與地理距離矩陣W1大體保持一致。買方勢力空間溢出效應系數δ為負且未通過顯著性檢驗，空間溢出效應不明顯。直接效應為負并通過1%水平的顯著性檢驗，表明本地買方勢力對本地上游醫藥行業利潤產生抑制作用，間接效應系數為負且未通過顯著性檢驗，與δ的方向、顯著性水平相對應，絕對值顯著小于直接效應，說明同一地區縱向產業鏈市場主體交易關系和經濟聯系更密切。總效應系數為負，本地買方勢力抑制所有地區醫藥行業利潤。

交互項系數為正且通過1%水平的顯著性檢驗，表明上游市場具備與下游市場相對等的勢力時促進利潤，相對勢力較弱時降低利潤。

四 結論與展望

本文采用空間杜賓模型，把每個地區上游醫藥行業和下游醫療機構作為兩個整體，構建上游供應商和下游買方31×31的縱向關系，在微觀數據缺失僅獲得行業數據情形下，依托空間計量方法創新探索產業鏈多對多交互影響。分別考慮地理距離和經濟距離空間權重矩陣，以地區醫院總數衡量買方勢力，將進入壁壘和政府規制變量納入其中，從空間溢出效應視角探索買方勢力對上游行業利潤的影響，以我國醫藥制造行業2001-2015年數據為樣本進行實證檢驗，得出如下結論：

(1)地理距離矩陣和經濟距離矩陣背后的經濟含義不同，而回歸結果中各變量系數大小和顯著性水平僅存在較小差異。

(2)企業利潤不僅受自身屬性因素和橫向市場行業屬性因素影響，還與縱向市場相鄰行業不斷增強的買方勢力有關，空間溢出效應不明顯。直接效應、間接效應均為負表明本地買方勢力對本地上游醫藥行業利潤產生抑制作用，也通過空間溢出效應抑制其它地區醫藥行業利潤。間接效應系數絕對值顯著小于直接效應，表明同一地區產業鏈市場主體交易關系和經濟聯系更密切，下游買方對供應商約束力更強。

(3)交互項表明上游行業具備抗衡勢力時促進利潤，相對勢力較弱時降低利潤。控制變量政府規制與利潤負相關，進入壁壘、企業規模、市場需求增長率、人均GDP、產品差異化均與利潤正相關且統計顯著。

鑒于此，提出如下政策建議：打破占據醫療行業主體地位的醫院在藥品銷售市場買方壟斷地位和“以藥養醫”制度，推行“醫藥分離”模式，規制醫藥行業批發價格的同時，更應著力于監管醫療終端銷售價格，從而推動醫患關系緊張、“看病貴、看病難、藥價虛高”矛盾的解決。

本文研究不足之處在于：鑒于縱向市場多對多交互作用的復雜性與特殊性，受限于微觀數據可獲得性，所得結論可能僅適合特定行業。隨著縱向行業識別方法的改進，微觀資料的補充，空間模型在縱向市場研究中的應用將日臻完善，買方勢力對供應商利潤的影響探討將更全面和深入。未來研究中，學界還可繼續探索買方勢力對醫藥行業行為的空間溢出效應，并擴展到對其余制造行業行為績效的分析中，構建效用函數、納什討價還價等縱向理論模型深入分析不同類型買方勢力對供應商創新類型(過程創新、產品創新)的影響，并與本文實證結果進行比較。

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TheSpatialSpilloverEffectofBuyerPoweronProfitsofPharmaceuticalIndustry

LI Kai DING Zheng-liang YU Guan-yi

Based on the data of pharmaceutical manufacturing industry and medical industry in 2001-2015, spatial durbin model is used to solve special multiple dimension interactions in vertical relation, by comparing the size of average direct effect and average indirect effect of the downstream industry on the upstream industry in the local and other areas, this paper explore the spatial spillover effect of buyer power on profit of suppliers. The empirical results show that whether geographical distance matrix or economic distance matrix are added or not, when buyer power measured by total number of regional hospitals, the regression results are slightly different. The direct effects and indirect effects are both negative, indicating that the local buyer power not only reduce profits in the local pharmaceutical industry, but also decrease profits in the rest of the region through spatial spillover effect. However, the spatial spillover effect is not significant. The absolute value of the direct effect is significantly greater than the indirect effect, which shows that the transaction relationship and economic relationship of market players on the vertical industry chain in the same region are more closely related, and the downstream industry has more vertical binding force on suppliers. The larger the buyer power, the upstream pharmaceutical firms’ profits are increasing when they own countervailing forces; their profits are decreasing when they do not own countervailing forces. Government regulation is negatively related to profits. Entry barrier, enterprise size, market demand growth rate, per capita GDP and product differentiation are positively related to profits.

buyer power; seller countervailing power; profit; spatial spillover effect; spatial durbin model

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.06.006

方式]黎日榮, 周政. 生產性服務業集聚一定會提升制造業的生產率嗎？——來自微觀企業的證據[J]. 產經評論, 8(6): 70-80.

2017-09-03

國家自然科學基金“消費者偏好背景下買方抗衡勢力形成機制及其影響研究”(項目編號：7117215，負責人：李凱)；國家自然科學基金“抗衡勢力背景下產業鏈縱向控制機理研究”(項目編號：71472032，負責人：李凱)。

李凱，東北大學工商管理學院教授、博士生導師，研究方向：產業組織理論、縱向關系、公司治理等；丁正良，東北大學工商管理學院博士研究生，研究方向：產業組織縱向關系；于冠一，東北大學工商管理學院博士研究生，研究方向：區域經濟。

F062.9

A

1674-8298(2017)06-0081-16

[責任編輯：鄭筱婷]