異質性競爭環境下買方勢力對中國制藥業創新投入影響的實證研究

丁正良 于冠一 李 凱

一 引 言

習近平總書記在慶祝建黨百年大會上指出，新的征程上，我們必須全面深化改革開放，立足新發展階段，完整、準確、全面貫徹新發展理念，構建新發展格局，推動高質量發展，推進科技自立自強。后新冠肺炎疫情時代，公共衛生安全已上升為國家戰略。尤其在新冠肺炎疫情仍未在全球范圍內被根除，變異病毒相繼引起我國多地區疫情多點爆發的情形下，有針對性疫苗和藥品的研發與臨床使用，已成當務之急。而制藥企業作為研發與生產的主體，只有重視加大研發投入強度和新產品的開發力度，才能盡快開發出有效疫苗和治療藥物。根據國內國際醫藥競爭市場中，制藥企業與下游客戶就產品價格、數量、質量和規格進行談判的事實，分析來自下游客戶的市場勢力(買方勢力)對制藥企業創新行為的影響，對制藥企業“走出去”，在“雙循環”新發展格局下，融入國內國際生產、制造及銷售體系，實現高質量發展具有重要現實意義。

本文從產業組織理論縱向關系視角出發，在“結構—行為—績效”(SCP)傳統分析框架基礎上，擴展產業鏈的層級，由一層產業鏈擴展至兩層產業鏈，將下游客戶的市場勢力(買方勢力)因素納入對上游制藥企業創新投入影響的分析中。然后將總體樣本按照產品類別、所處地域、所有權性質和規模進行分組，進一步探討異質性競爭環境下買方勢力對制藥企業創新投入的內在影響機制，不同競爭模式下制藥企業抗衡勢力的形成機理及對買方勢力制約與調節效應的差異化影響，以期為提升我國制藥企業的創新投入水平和管理者決策提供參考。

二 文獻綜述

關于買方勢力對行業供應商創新行為影響的研究認為，買方勢力對企業創新既存在正向效應，也存在負向效應，仍未達成一致意見。而關于買方勢力對中國制藥行業技術創新影響的文獻較少(丁正良和于冠一，2019；劉旭寧，2012；張慶霖，2011)。

Inderst和Valletti(2007)研究表明當供應商做出創新投資決策時，將考慮從此項目上獲得的未來租金折現值，評估投資決策的合理性。面對擁有強大勢力的買方時，供應商的創新動機較低，因為創新租金的獨占性太低。Inderst和Valletti(2007)觀察到下游客戶市場勢力是影響供應商創新行為的重要因素，大型買方能夠攫取供應商創新產品收益的較大份額，降低其創新激勵。Dobson和Inderst(2008)也對其觀點持贊同態度。Chen(2019)在供應商產品創新和工藝創新條件下，通過分析不同來源買方勢力對供應商創新行為的影響，得出零售商討價還價能力的增強提升自身市場勢力，對供應商產品創新的影響為負。這一研究全面分析了買方勢力與供應商不同類型創新的關系，在數理建模研究中具有代表性。Ma et al.(2021)指出供應商產品創新和流程投資的一個重要障礙，是供應商和買方之間的非對稱依賴關系，此關系已被證明是有害的，不僅提高雙方沖突的可能性，且對更依賴的一方產生不利影響。占據絕對優勢地位的買方能夠影響供應商的意圖和行為，供應商對大型買方的依賴增加了供應商對雙方關系中模糊性和風險性的感知，對其信任、承諾和創新投資意愿產生負面影響。Ma et al.(2021)注意到勢力失衡情形下買方勢力對供應商行為決策的影響，現實中國內大型跨國零售商與小型供應商的矛盾糾紛為此結論提供了較好的案例支撐。

上述文獻為買方勢力對供應商創新影響的經典數理研究，而經驗研究相對理論分析較少，主要是因為數據獲取受到限制和買方勢力衡量指標選取困難。少量實證研究中，Peters(2000)通過向德國汽車制造企業發放調查問卷的方式，考察來自下游客戶的市場勢力對其創新投入和創新產出的影響。結果表明當供應商處于低市場集中度、買方市場集中度較高時，供應商研發支出強度和研發雇員強度將下降。此時買賣雙方處于非對等市場地位，買方相對賣方的市場勢力更強，對賣方創新行為產生負面影響，與Ma et al.(2021)的結論保持一致。Peters(2000)的貢獻在于為買方勢力效應的實證研究提供了獲取數據的路徑，即通過調查問卷獲得各變量信息。王愛群和趙東(2019)基于企業重要利益相關者客戶視角，以下游最大三家或五家客戶市場交易額占比衡量客戶集中度，探索客戶集中程度對供應商創新行為的影響，實證得出兩者負相關。其貢獻在于在微觀企業數據條件下，提出了買方勢力的衡量方式，從企業管理視角拓展了企業創新行為的研究深度和買方勢力的研究寬度。

一些學者提出相反的觀點。數理建模研究中，Li et al.(2013)構建壟斷制造商與雙寡頭零售商在買方市場進行數量競爭的模型，探索零售商抗衡勢力對賣方產品創新激勵的影響，得出零售商抗衡勢力促進制造商向市場推出新產品，增強制造商差異化產品生產水平。實證研究中，Kirkwood(2016)認為即使準許包括聯邦政府在內的具有強大市場勢力的買方在市場交易中通過各種縱向控制手段降低制藥企業的產品批發價格，制藥企業仍能夠得到創新投入的高額回報，開發新產品的激勵依舊很高。不同于中國“醫”“藥”混業經營模式，美國采用“醫”“藥”分離經營模式，其結果是否與中國制藥行業相關研究結論一致，還有待進一步檢驗。基于1980—2005年美國企業數據集，Krolikowski和Yuan(2017)在包含交易成本經濟學、資源依賴理論和不完全契約理論的內部組織框架中，經驗探索客戶市場集中度對供應商過程創新和產品創新的影響，得出高客戶市場集中度能夠更大程度激勵供應商從事關系專用性投資活動，提高供應商的創新能力和研發投入水平的結論。專用性資產投資與創新行為緊密相連，能夠給企業帶來差異化競爭優勢，Krolikowski和Yuan(2017)從買方勢力對供應商資產專用性影響的視角展開研究，為提升企業技術創新能力提供新思路。以案例研究為基礎，Makkonen et al.(2018)收集核電行業及三家主要機械工程供應商18次半結構式訪談數據，探索供應商創新成功的影響因素。實證得出，即使供應商對強勢買方并不完全滿意，但相互理解對方的利益和業務，供應商仍能夠高度致力于雙方合作，以促使自身創新成功。Makkonen et al.(2018)的貢獻在于拓展了買方勢力實證研究數據的獲取范圍，即通過面對面訪談獲取數據。Kyung et al.(2019)使用209家韓國一級供應企業的數據，探索契約公平性、市場勢力來源、買賣雙方關系質量對供應商創新績效的影響。實證表明，即使買方具有較強的市場勢力，合作性供應鏈的買賣雙方關系仍舊提高了供應商的創新績效。Kyung et al.(2019)從建立合作性的上下游關系及提高雙方關系質量視角，為提高供應商創新產出提供了獨特的見解。

綜上可知，買方勢力對供應商技術創新影響的研究結論并非一致，較少深入討論異質性競爭環境下供應商抗衡勢力(賣方抗衡勢力)的形成機理和作用。本文分析買方勢力與制藥企業創新投入的關系，可能的創新點為：(1)從產品類別、所處地域、所有權性質、企業規模視角對制藥企業進行分組，以探討不同競爭環境下買方勢力對制藥企業創新投入影響的內在機制，制藥企業抗衡勢力的形成機理，以及對買方勢力制約和調節作用的差異化影響。(2)把下游產業的買方勢力和上游產業橫向市場中的企業特征聯系起來，體現了縱向關系中買賣雙方的作用方式和產業組織中不同層級產業的交互作用機制。同時，橫向市場環境對制藥企業行為績效的影響可隨著外部環境的改變而改變。融入“雙循環”新發展格局的進程中，下游客戶市場勢力對制藥企業經濟效益和行為決策的影響會在較長時期內一直存在。在面臨強有力買方的情形下，制藥企業可通過多種渠道提升自身的抗衡勢力，增強市場交易中的話語權，以削弱買方勢力的負效應。本文擴展了已有關于上游產業抗衡勢力來源的研究，能夠從產業組織層面解釋制藥企業創新行為。

三 研究設計

(一)數據來源

實證部分數據主要來源于Wind數據庫和中財網數據庫，包括2014—2020年深圳證券交易所、上海證券交易所和香港聯交所中國醫藥制造業上市公司數據。為確保數據完整性和結果精確性，對搜集的數據進行如下處理：首先刪除被證監會掛牌警告，即連續幾年利潤為負值、生產經營存在風險的醫藥制造企業，如ST、*ST、暫停上市企業；其次刪除相關數據指標存在嚴重缺失和較多異常值的企業。經過以上篩選后，最終得到290家上市制藥企業樣本，建立2014—2020年區間290個截面單元的面板數據集。

(二)變量定義

1.被解釋變量：創新投入

本研究選擇研發投入強度作為創新投入的代理變量(李凱等，2019)，是因為技術創新在很大程度上由研發投入規模決定。以企業研發投入占年度銷售收入比值衡量的研發投入強度，不僅能夠反映企業的創新投入力度，還能夠反映企業的創新活躍程度與自主創新能力，研發投入強度越大，創新活動越頻繁。并以研發人員強度(研發人員數量占員工總數比值)進行穩健性檢驗。

2.解釋變量：買方勢力

K?hler和Rammer(2012)以每個上游企業最大三家客戶交易量占比表征供應商對客戶的經濟依賴；李丹蒙等(2017)、王愛群和趙東(2019)以前五名客戶營業收入占公司全部營業收入的比例衡量客戶集中度，王愛群和趙東(2019)并以前三大客戶銷售比例作為客戶集中度的替代指標進行穩健性檢驗；吳祖光等(2017)用企業銷售給前五大客戶的比例和第一大客戶銷售份額這兩個變量代表客戶集中度；唐躍軍(2009)以前五大客戶銷售份額占企業銷售總份額的比例測量買方的議價勢力。參考已有研究，在數據可獲得情形下，本研究以Wind數據庫和中財網數據庫2014—2020年每家上市制藥企業總銷售額中，下游最大五家客戶交易量占比表征買方勢力(

Bmp

)。

3.解釋變量：賣方抗衡勢力

K?hler和Rammer(2012)以虛擬變量衡量賣方勢力，當受訪企業表示最多5個主要競爭對手時取值為1，否則為0；Peters(2000)對德國汽車企業進行問卷調查，以市場集中度衡量賣方抗衡勢力；Weiss和Wittkopp(2005)以供應商初級產品市場份額衡量賣方抗衡勢力。鑒于本研究以上市制藥企業數據展開分析，且需要計算每個截面個體的賣方抗衡勢力，并與自身的買方勢力相對應。數據可獲得情形下，參考Weiss和Wittkopp(2005)的研究，以每個制藥企業市場份額(年度銷售收入占行業銷售收入比值)衡量賣方抗衡勢力(

Smp

)，即:

(1)

其中

a

為第

i

個制藥企業

t

年銷售收入。體現的經濟學含義為：企業

i

市場份額越大，橫向市場中相對競爭對手的市場勢力越大，競爭優勢越強；縱向關系中的議價能力和談判勢力以橫向勢力為基礎，是橫向勢力在縱向關系中的延伸，橫向市場地位成為上游制藥企業面對下游強大客戶時的抗衡勢力來源。

4. 影響企業創新投入的控制變量

資產專用性對上游制藥企業創新行為的影響不容忽視，制藥企業資產專用性程度越高，轉換用作其它用途時成本越高，技術范式轉換難度越大，是進行創新決策時必須考慮的變量，以年末固定資產投資額占總資產投資額比值衡量(李凱等，2019)。鑒于制藥行業的特殊性，其行為受到政府嚴格監管，以制藥企業所在地區醫藥制造業出廠價格指數除以一般工業品出廠價格指數衡量政府規制(丁正良和于冠一，2019)。剩余控制變量中，以年末總資產投資額測度企業規模(吳祖光等，2017)；用本期銷售收入與上期銷售收入差占后者比值表示市場對企業產品的需求(張慶霖，2011)；用人均GDP衡量地區經濟發展水平(劉旭寧，2012)；制藥企業研發活動帶來高收益，但同時具有“高投入、高風險”特征，需要企業獲取持續的利潤為其提供研發資金保障，因此把利潤增長率作為影響企業創新投入的重要控制變量(劉旭寧，2012)；制藥行業的高技術特征使得創新成為其生存與發展的根本，資本密度體現員工技術能力和企業整體實力，是決定研發能力的重要因素，Audretsch和Feldma(1996)認為資本密度高的企業更傾向于創新，參考Anwar和Sun(2013)的研究，本文將資本密度定義為固定資產投資額與員工總數的比值。

在核心變量及控制變量的構造與整理過程中，對缺失數據以指數平滑法進行預測，表1為各變量單位、符號、定義和系數預期。

表1 變量單位、符號、定義和系數預期

(三)計量模型設定

在國內外學者從橫向市場視角對企業創新投入進行研究的基礎上，本研究從縱向視角探索下游買方勢力的影響。參考K?hler和Rammer(2012)、Peters(2000)、李凱等(2019)的代表性研究，構建如下基本模型：

Innov

=

F

(

Bmp

,

Smp

,

Bmp

*

Smp

,

X

, ……)

(2)

Innov

為創新投入。買方勢力(

Bmp

)反映來自下游客戶的市場勢力，本文主要檢驗其對制藥企業創新投入的影響。本文也關注到產業組織理論縱向關系研究中，起初賣方占據主導地位，下游客戶僅擁有微弱的抗衡勢力，隨著買方勢力逐漸增強，兩者談判地位發生轉變，買方勢力已然成為一種新的勢力，對供應商行為、績效等的影響愈發受到關注。但上下游勢力互為依存，不會僅有買方對賣方的單向影響，賣方抗衡勢力(

Smp

)作為調節變量也在買方勢力對制藥企業創新投入的影響中起到重要作用。本研究在計量建模中加入上下游市場勢力交互項(

Bmp

*

Smp

)，以充分體現買方勢力和供應商市場勢力的交互影響，及賣方抗衡勢力(

Smp

)的制約與調節效應。賣方抗衡勢力(

Smp

)反映供應商市場狀況或競爭環境與創新投入的關系，同時與買方勢力構成交互項組成要素。

X

為表征企業特定特征、影響其創新投入的控制變量。通過對核心變量和控制變量的選擇，式(2)可具體化為如下一般計量模型：

Innov

=

β

+

β

Bmp

+

β

Smp

+

β

Bmp

*

Smp

+

β

Asset

+

β

Govr

+

β

Size

+

β

Demand

+

β

Rgdp

+

β

Gprofit

+

β

Capital

+

ε

(3)

其中

β

～

β

均為待估參數，重點關注對結果起決定作用的核心變量買方勢力(

Bmp

)、賣方抗衡勢力(

Smp

)及兩者交互項(

Bmp

*

Smp

)的系數大小和方向變化。

四 實證結果與分析

(一)變量描述性統計

表2為總體樣本各變量描述性統計。

表2 各變量描述性統計

在Rewe/Meinl兼并案中，歐盟委員會表明：一個供應商和兩個兼并企業的交易量在前者銷量中占比大于等于0.220時，視為上游企業對下游客戶存在“經濟依賴”(Dobson和Inderst，2008)。對英國食品雜貨行業生產商的調查表明，0.220是上游企業不存在嚴重破產危險的前提下，能夠承受損失的最大限度。由表2可得，買方勢力均值為0.277，符合縱向交易中歐盟委員會對“經濟依賴”的定義，為用上游藥企最大五家客戶交易量占比測度買方勢力提供理論與實踐支撐。同時我國上市制藥企業創新投入均值僅為0.052，處在較低水平。

(二)模型回歸與結果分析

當以制藥企業研發投入占年度銷售收入比值衡量創新投入時，該數值處于(0，1)區間，被解釋變量存在受限的情形，此類“歸并數據”(Censored Data)如果用OLS估計，可能導致結果存在偏誤，不能得到一致估計量。面板Tobit模型則為解決這類問題提供路徑，不僅能夠有效處理被解釋變量非負情形，而且可以很好地刻畫變量之間的非線性關系。具體算法如下：

(4)

在給定個體效應

u

和個體

i

條件分布的情況下，式(4)中的個體異質性

u

不可觀測，可通過檢驗“

H

:

σ

=0”判斷是否存在個體異質性。另外，可以定義同一個體不同期擾動項的自相關系數為

ρ

，

ρ

越大，則復合擾動項(

u

+

ε

)中個體效應部分(

u

)越重要。特別地，如果

ρ

=0，則說明

σ

=0，即不存在個體隨機效應，而應選擇混合回歸。可根據LR檢驗結果及對應p值，即Chibar2(p)，在隨機效應和混合回歸中選擇；若LR檢驗結果強烈拒絕“

H

:

σ

=0”，則認為存在個體效應，應使用隨機效應的面板Tobit模型，否則使用混合Tobit回歸。不同樣本分組中，本研究旨在考察核心變量買方勢力(

Bmp

)、賣方抗衡勢力(

Smp

)和交互項(

Bmp

*

Smp

)系數大小、方向及顯著性水平，以考察制藥企業創新行為與買方勢力、橫向市場勢力的關系及賣方抗衡勢力效應。

1.企業產品類別子樣本

根據中國國民經濟行業分類代碼，醫藥制造業主要包括化學藥品原料藥制造業(2710)、化學藥品制劑制造業(2720)、中藥飲片加工業(2730)、中成藥生產業(2740)、生物藥品制造業(2761)、基因工程藥物和疫苗制造業(2762)等。結合所選上市制藥企業的產品屬性，把制藥企業總體樣本細分為生物制藥企業(2761，2762)、化學制藥企業(2710，2720)和中藥中成藥企業(2730，2740)。不同制藥企業產品臨床用途、生產技術難易程度的差異，使其在與下游客戶市場交易中的談判勢力呈現異質性，本文進一步細分各類制藥企業進行實證分析。表3為生物制藥企業、化學制藥企業及細分企業隨機效應回歸結果，表4為中藥中成藥企業及細分企業隨機效應回歸結果。

表3 生物制藥、化學制藥企業及細分企業回歸結果

(續上表)

(1)由表3、表4回歸結果可得：對不同類別制藥企業，買方勢力系數均為負，表明買方勢力抑制制藥企業創新投入。

根據利益相關者理論，客戶是企業重要的非財務利益相關者，目前我國經濟面臨嚴重產能過剩，競爭日益加劇，客戶已然成為企業重要的戰略資源。而制藥企業具有產業關聯度高的特點，其下游客戶包括醫藥公司、零售藥店和醫院等渠道銷售終端，其中最重要的下游客戶為從中央到地方、由不同層級衛生部門管理且規模差異的醫院。醫院的藥房是藥品到達患者手中的重要渠道，中國醫院有自己的專屬藥房，鑒于患者對醫生專業診療知識和服務及醫院藥房藥品質量的信賴，加之醫生推薦和所開設的標準處方及藥品購買的便捷性，醫院具備的公費醫療和醫保定點資格，大多數患者在門診醫院藥房而非在零售藥店購買處方藥，尤其是治療重大疾病的藥品，只有進入醫院才有銷售市場。這種關系使得醫院藥房加持了醫院(醫生)的專業性，使醫院(醫生)成為極具談判勢力的買方，而且對“處方權”的控制形成了其在診療市場的壟斷勢力，通過嚴格限制處方外流等手段形成了相對患者的賣方壟斷勢力，更進一步提升其在面對制藥企業時的買方勢力，往往具有強大且無可爭辯的討價還價勢力。一方面，擁有強大勢力的買方能夠通過設定有益于自身交易條款的方式，從制藥企業獲得更低批發價格，由此壓縮制藥企業利潤空間，導致其無法獲得足夠研發資金，從而降低自身創新投入水平。另一方面，處于談判優勢地位的買方通過實施各種可置信威脅手段，要求享有優于正常競爭條件下能夠獲得的各種優惠交易條件，比如延期付款、分批次運送產品等，由此降低制藥企業的運營效率和盈利能力，削弱其內部籌集資金的能力，加劇其融資風險，不利于制藥企業創新投入水平的提升。

同時，醫院在采購過程中往往共同招標結成利益聯盟，相對于市場集中度較低的制藥行業，買方市場的議價能力無疑極其顯著。當下游客戶市場集中度較高時，一方面，意味著制藥企業與少量客戶進行重復的、多頻次的集中購買交易，這樣對處于產業鏈優勢地位上的買方有較強的依賴性。為了避免由于合作關系破裂而引致的交易損失，制藥企業會積極主動維持與下游客戶的緊密合作關系以保持市場份額的穩定性，此契約關系的維持需要供應商付出高額的成本費用，從而擠占了供應商的創新研發資源。另一方面，意味著市場交易中與制藥企業發生業務往來的客戶數量越少，此集中化戰略降低了客戶需求的多樣性，不利于制藥企業對客戶反饋信息及創新網絡中流動性知識的收集，從而抑制其創新投入的提升。

(2)表3中，買方勢力系數不顯著，表明來自下游客戶的市場勢力對生物制藥、化學制藥企業及各自細分企業的創新投入無顯著負向影響。體現縱向市場勢力交互作用的

Bmp

*

Smp

系數均在不同水平上顯著為正，由式(3)可得，?

Innov

/

?

Bmp

=

β

+

β

Smp

。當把賣方抗衡勢力作為調節變量時，上游生物制藥和化學制藥企業的抗衡勢力能夠改善下游買方勢力對自身創新投入的負向影響，削弱買方勢力的負效應。也就是說，上游供應商同樣具備一定市場勢力，即擁有抗衡勢力時，創新投入增加。

表4 中藥中成藥企業及細分企業回歸結果

表4中藥中成藥企業及細分企業回歸結果中，買方勢力系數均在不同水平上顯著，表明買方勢力顯著抑制其創新投入。交互項

Bmp

*

Smp

系數非顯著為正，表明中藥中成藥企業不能依靠橫向市場勢力抗衡來自下游的買方勢力，下游客戶對供應商創新投入的負效應仍居主導地位，企業橫向市場地位難以發揮正向調節作用。相比中藥中成藥企業，生物制藥企業和化學制藥企業產品供給管制更嚴格，生產工藝更復雜，提高了買方對制造商產品的相對需求程度，極大程度降低了下游客戶的外部選擇范圍，提高了買方的轉換成本，賦予上游制造企業更強的抗衡勢力。

表3、表4中，以市場份額作為代理變量的賣方抗衡勢力系數均為正，且通過不同水平顯著性檢驗，表明制藥企業市場份額與創新投入正相關。勢力更強的企業有充分的資金來源和人力資本積累，在生產創新產品時能夠實現規模經濟，有更強激勵建立市場進入壁壘。這一結論一定程度上解釋了賣方抗衡勢力的作用機制。

(3)對于控制變量，不同類型制藥企業資產專用性系數均為負，即與創新投入負相關。制藥企業資產專用性程度較高，成為技術范式轉換的最大障礙，不利于創新行為的實現。這與哈羅德·德姆塞茨(1999)、Williamson(1985)和Dosi(1988)研究得到的資產專用性不利于創新能力提升和技術變革推進的結論一致。政府規制系數均為正，表明政府規制促進制藥企業創新投入，藥品監管能夠從市場中剔除虛假新藥，為創新藥的生產和市場流通提供支持(Katz,1988; Wrubel et al., 1997; Munos,2009)。

企業規模系數均為正，即制藥企業規模的擴大促進創新投入。企業規模與內生資金的可用性和穩定性密切相關，資本市場為大型企業在確保高風險研發項目的融資安全方面提供重要保障；當創新者的銷量足以攤薄創新，尤其是流程創新的固定成本時，創新收益率會相對更高；得益于研發和其他非生產性活動(例如營銷和財務規劃)，大型企業研發的生產率會更高，非生產性活動能夠獲得更好的發展；大型且多元化的企業能夠實現范圍經濟，降低與預期創新回報相關的風險。當制藥企業享受創新產品的高收益時，也面臨高投入和高風險特點，相比小企業受限于財務約束和研發資金約束，大型制藥企業更能夠承擔創新活動需要的資金投入和創新失敗的風險，因而創新能力更強。可見，這一實證結果與制藥企業特點相一致。

市場需求增長率系數均為負，制藥企業產品在當前療效下即可滿足持續增長的市場需求，使得制藥企業處于弱競爭壓力的市場環境中，降低了自身的創新激勵，不利于開展創新行為。衡量地區經濟發展水平的人均GDP與制藥企業創新投入正相關，表明經濟發達地區的制藥企業對創新行為更加重視。制藥企業利潤增長率與創新投入正相關，企業成長性和盈利能力帶來的收益能夠起到攤薄固定資產投資、降低創新產品生產風險的作用，為創新產品制造提供資金支持。資本密度是員工技術水平和企業整體實力的體現，與創新投入正相關，資本密度高的企業創新產品生產能力更強，實證結果與理論和現實相符。

2.企業所處地域子樣本

我國制藥行業呈現地區發展不平衡特征，東中部地區往往集中眾多大型、知名制藥企業，比如復星醫藥、恒瑞醫藥、海王藥業、麗珠制藥等，其產品種類廣泛，大多擁有產學研一體化科技創新、醫藥科研與工程設計平臺。建立了生物制藥、基因工程制藥、麻醉精神藥品、抗感染藥等抗重大疾病藥品生產基地和藥材基地。西部地區制藥企業數量、規模、產品種類及差異化新藥品生產能力不如東中部地區，因此把總體樣本依地區分組具有現實意義。表5為東部地區、中部地區、西部地區制藥企業隨機效應回歸結果。

表5 東部地區、中部地區、西部地區制藥企業回歸結果

(續上表)

(1)由表5可得，對不同地區制藥企業，買方勢力系數均為負，表明買方勢力降低制藥企業創新投入水平。

(2)東中部地區制藥企業回歸結果中，買方勢力系數不顯著，表明來自下游客戶的市場勢力對東中部地區制藥企業創新投入無顯著負向影響。

Bmp

*

Smp

系數在不同水平上顯著為正，也表明東中部地區制藥企業的抗衡勢力能夠改善買方勢力對自身創新投入的負向影響，削弱買方勢力的負效應。供應商在橫向市場同樣具備一定市場勢力，即擁有抗衡勢力時，創新投入增加。以市場份額作為代理變量的賣方抗衡勢力系數均為正，表明制藥企業橫向市場份額的增加有助于創新投入水平的提升。一定程度上證明了賣方抗衡勢力的作用機制。買方勢力在0.100顯著性水平上降低西部地區制藥企業創新投入，其不能依靠橫向市場勢力抗衡來自下游的買方勢力。

(3)控制變量系數除顯著性水平外，符號均與表3、表4保持一致，體現控制變量對制藥企業創新投入相同的影響機理。

3.企業所有權性質子樣本

國有企業由中央或地方政府投資或參與控制，各級國資委管理，其設立通常以實現國家經濟調節為目標，企業資產歸國家所有，生產經營組織形式同時具有營利法人和公益法人特征，在市場交易中的地位與私有企業相異。本研究進一步按所有權屬性，把制藥企業細分為國有企業和私有企業。表6為國有制藥企業和私有制藥企業隨機效應回歸結果。

表6 國有制藥企業和私有制藥企業回歸結果

(1)由表6可得，買方勢力對私有企業創新投入的影響顯著為負，未發現對國有企業具有顯著負向影響。當前我國處于新興轉軌的市場經濟環境下，國有企業受政府更大程度的干預，政治關聯性更強，明顯比私有企業更有政治關系優勢。國有企業面臨的外部融資約束程度更低，更能夠享受政策優惠，且能憑借政治資源獲得更多壟斷資源和稀缺性關鍵資源，有助于企業自身成長和規模擴大。規模的擴大，壟斷資源、稀缺性資源的獲取，及其所帶來的創新產品生產能力提升，通過政治關聯優勢形成的產品定價能力及抵御風險能力，成為抗衡勢力的重要來源。國有企業所具備的資金與資源優勢、政治關聯優勢，相對成為私有企業規模擴大、創新投入水平提升、獲得定價權的阻礙，其在市場交易中的談判勢力和議價勢力遠遠弱于國有企業。

(2)制藥企業市場份額均與創新投入在不同顯著性水平上正相關。國有企業樣本回歸結果中，

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系數顯著為正，表明國有制藥企業的抗衡勢力能夠改善買方勢力對自身創新投入的負向影響，削弱買方勢力的負效應；對于私有企業，交互項系數為正但不顯著。控制變量除顯著性水平外，符號與表3—表5一致。

4.企業規模子樣本

表7 大規模制藥企業和小規模制藥企業回歸結果

(續上表)

(1)由表7可得，買方勢力顯著降低小規模企業的創新投入，但對大規模企業創新投入的負向影響不顯著。大規模企業具有規模大、資金充裕、融資方便、資源易獲取等諸多優勢，在高風險研發項目的融資安全方面有所保障。大規模企業更能夠承擔創新產品生產活動需要的資金，其創新能力成為抗衡勢力的重要來源。小規模企業由于自身規模較小、實力普遍較弱，受財務約束和研發資金約束影響，大多停留在模仿和低層次仿制藥生產層面，產品工序簡單且替代性較強；缺乏開發臨床效果好、治療重大疾病的新藥品的能力，市場交易中相對買方的議價勢力和談判勢力較弱，難以抗衡擁有強大勢力的下游客戶，創新能力明顯受到抑制。而且小企業還面臨激烈的行業競爭，很難通過提高產品價格或在邊際成本之上制定較高價格緩解來自買方的各種壓力，使得創新資金獲取、創新投入受到限制。

(2)制藥企業市場份額與創新投入在不同顯著性水平上正相關。對于大規模制藥企業，交互項

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系數在0.010水平上顯著為正，表明大規模制藥企業在橫向市場同樣具備一定市場勢力，擁有抗衡勢力時，創新能力增強。對于小規模制藥企業，交互項系數為正但不顯著。控制變量除顯著性水平差異，符號仍保持穩健性。

(三)穩健性檢驗

當被解釋變量創新投入以研發人員強度(研發人員數量占員工總數比值)衡量時，得到結果一致，證明了結果的穩健性：來自下游客戶的市場勢力與制藥企業創新投入負相關，市場份額增加有利于創新行為；生物制藥、化學制藥企業及細分企業、東中部地區制藥企業、國有制藥企業和大規模制藥企業創新投入受買方勢力影響不顯著，賣方抗衡勢力(制藥企業市場份額)能夠改善下游客戶市場勢力對自身創新投入的負向影響。

五 結論與政策建議

本文以2014—2020年中國上市制藥企業數據為基礎，考察來自下游客戶的市場勢力對制藥企業創新投入的影響，實證結果表明：(1)四類子樣本回歸結果中,買方勢力系數均為負，表明來自下游客戶的市場勢力抑制制藥企業創新投入水平的提升。來自下游客戶的市場勢力對中國制藥企業縱向關系產生了扭曲。(2)當制藥企業賣方抗衡勢力以市場份額衡量時，其系數均為正，表明制藥企業市場份額與創新投入正相關，支持熊彼特假說。(3)買方勢力對不同類型制藥企業的影響存在顯著差異。買方勢力對中藥中成藥企業及細分企業等有顯著負向影響，表明其不能依靠橫向市場份額增加形成的市場勢力與來自下游客戶的買方勢力相抗衡，下游客戶在市場交易中對供應商創新投入的抑制效應仍占主導地位，企業橫向市場地位難以發揮正向調節作用。買方勢力對生物制藥企業、化學制藥企業及細分企業等的負向影響不顯著，當把賣方抗衡勢力作為調節變量時，其能夠改善下游客戶市場勢力對創新投入的負向影響，削弱買方勢力的負效應，即制藥企業擁有與買方相抗衡的勢力時，能夠提升創新投入水平。(4)從控制變量來看，資產專用性成為制藥企業創新能力提升的障礙，政府規制為制藥企業的創新活動提供支持，制藥企業的創新能力隨著規模的擴大而增強，市場需求增長率與制藥企業創新行為負相關，地區經濟發展程度與制藥企業創新活動正相關，利潤增長率和資本密度促進制藥企業創新投入。

本研究的邊際貢獻在于把下游產業的買方勢力和上游產業橫向市場中的賣方抗衡勢力聯系起來，認識到產業組織理論縱向關系研究中買賣雙方勢力是成對出現的，關注了賣方抗衡勢力的制約和調節作用，構建買方勢力和賣方抗衡勢力的衡量指標，實證證明了異質性競爭環境下，制藥企業抗衡勢力對買方勢力制約和調節效應的差異化影響。這樣能夠為制藥企業調整產業鏈中上下游交易伙伴之間的關系及實現長遠發展提供參考。根據結論得到的政策啟示為：

對管理者提出如下政策建議：(1) 監管機構應引入競爭機制，鼓勵民營醫院發展，降低全社會對公立醫院的依賴程度；允許處方流通，社會藥店同時擁有處方藥銷售權，增加患者對藥品的選擇范圍；以達到逐漸限制直至消除公立醫院在買方市場壟斷地位的目的，這樣有利于提升制藥企業的創新投入。(2)對下游客戶，尤其是醫療行業的交易行為進行嚴格監管，嚴厲打擊其利用市場支配地位，濫用市場勢力對制藥企業施加的各種不正當競爭行為。(3)加大對制藥產業基礎研究的創新支持力度，給予其一定的優惠政策；根據科技的發展，完善和規范藥物質量監管標準，對藥品的生產、零售直至使用中的每一環節均實行嚴格標準的動態管理。(4)政府應構建完整的創新體系，輔助制藥企業進行創新研發活動，以降低創新過程中面臨的市場復雜性和技術不確定性。此外，應根據不同類型制藥企業的研發情況和在產業鏈中所處的市場位置制定有針對性的差異化補貼政策，保證補貼資金的合理高效使用，鼓勵其加大對基礎研究的研發投入力度，引導企業研發投資效率最優化，以切實提高我國制藥企業的自主創新能力。

對我國制藥企業未來發展的啟發：(1)供應鏈管理方面，優化與產業鏈下游客戶之間的關系，既要保持合作伙伴的穩定性，又要努力擴展下游客戶外部選擇范圍，構建多元化供應商與客戶關系網絡，努力降低下游客戶市場集中度和對大型買方的依賴，避免被特定客戶“鎖死”或“拿住”而失去話語權給企業帶來經營性風險。(2)企業管理方面，應加強自主創新能力的培養，在激烈的市場競爭環境下通過產品創新和技術創新獲取競爭優勢。適度提高自身的市場集中度，改善企業治理結構、優化資源配置，實施多元化創新投資戰略，增強市場競爭優勢。(3)產品生產方面，制藥企業應根據市場發展動態，積極調整發展戰略以適應市場需求的變化，根據市場競爭環境和自身特征集中生產某一特定領域藥品或細分行業藥品，通過企業特有的品牌優勢增強市場交易中的議價能力。(4)談判技能與公共關系方面，組建專業談判團隊，根據不同下游客戶的特征有針對性地“量身制定”差異化談判策略，利用談判技巧盡力改善市場交易中相對醫療行業固有的弱勢所帶來的不利影響，從而為自身爭取更多的利益。

不足之處與研究展望：本研究基于微觀企業層面數據，在供應商異質性競爭環境下，探討占據主導地位的下游客戶買方勢力對制藥企業創新投入的影響機制，所得結論可能僅適合特定行業。未來研究中，可進一步搜集微觀企業層面數據，分析買方勢力對其余制造行業創新投入的影響，并與本研究結論進行對比。