“兩票制”政策對我國藥品價格和藥品流通企業交易成本的影響

彭 寧，周 茜

中國藥科大學國際醫藥商學院，江蘇南京，211198

藥品定價對居民醫療費用及國家醫療資源配置具有重要影響[1],降低虛高藥價是健康中國背景下醫藥政策改革的重要目標之一。我國藥品流通渠道長、涉及利益主體多、流通形式復雜等現狀,導致藥品流通領域仍存在市場秩序混亂、隱形流通環節多、藥品價格虛高等問題[1]。為此,2016年12月國務院醫改辦等部門發布《關于在公立醫療機構藥品采購中推行“兩票制”的實施意見》,界定“兩票制”為藥品生產企業到流通企業開一次發票,流通企業到醫療機構開一次發票。2017年2月國務院辦公廳發布《關于進一步改革完善藥品生產流通使用政策的若干意見》,著重提出在公立醫院采購中采用藥品流通“兩票制”,并結合其他政策共同降低藥品價格,減輕居民醫療費用負擔。“兩票制”的實施對于改善藥品供應保障體系、解決人民“看病貴”問題、推進“健康中國”的建設具有重要探索意義。

從目前已有的研究來看,學界對“兩票制”的實施效果尚未達成一致。部分學者認為,“兩票制”實施后參與藥品流通的環節減少,流通費率降低,藥品終端價格有所下降,符合政策預期[2]。特別是對于農村的藥品供應而言,減少藥品流通環節、構建農村藥品“直配”體系可明顯降低藥價[3]。而也有學者認為,尚未發現“兩票制”政策抑制藥價虛高的證據[4]。“兩票制”實施后,藥品配送模式由“多票制”和“高開高返”式到集中配送制和分散配送制,藥品流通企業事前交易成本均發生不確定性變化,事后交易成本都因重新規劃構建銷售關系網絡先上升,而后下降并趨于穩定[5],總體的交易成本變化有待研究。目前多數學者基于文獻研究或理論進行分析“兩票制”對藥品價格和藥品流通領域的影響[6],部分學者采取實地考察或發放問卷的方式[7],也有學者采用主成分分析法對醫藥上市公司績效進行對比分析[8],但少有研究從藥品流通企業微觀視角出發,基于實證探究“兩票制”對藥品價格變化和企業交易成本的影響。因此,本研究參考學者施麗娟[9]、Ran的研究[10],采用雙重差分法(differences-in-differences, DID)和logistic模型分別探究“兩票制”對藥品價格和藥品流通企業交易成本的影響,擴展“兩票制”的影響研究。并進一步將政策時間效應納入企業交易成本與藥品價格的框架中,分析“兩票制”背景下企業交易成本與藥品價格的關系。同時也比較了企業交易成本與銷售費用受到的差異化影響,有利于進一步深化醫藥企業交易成本的政策研究。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

藥品價格選用全國及城鄉的中、西藥類商品零售價格指數作為指標,數據來源于國家統計局官網國家數據(https://data.stats.gov.cn)中的價格指數欄目。參考學者賈建宇的研究,其將農村藥品零售價格指數作為反映中國農村醫療賣方市場價格信號的重要指標[11],即藥品零售價格指數可作為藥品價格的重要指標之一。藥品零售價格指數的計算涵蓋醫院藥房與社會藥店的零售藥品,“兩票制”政策主要作用于輸送到醫院藥房中的藥品流通渠道。對2003-2020年藥品價格變化趨勢進行分析(如圖1所示),中、西藥類商品零售價格指數趨勢在2015年前存在明顯差異,中藥類波動幅度更大,且呈周期性變化。受中藥材價格暴漲暴跌的影響,中藥類商品零售價格指數發生周期性劇烈波動。而2003-2017年西藥類商品零售價格指數總體呈現上升趨勢,在2017年達到高值之后有所下降,“兩票制”可能發揮了重要作用,但還需進行檢驗。

圖1 各類藥品零售價格指數

2021年7月商務部發布《2020年藥品流通行業運行統計分析報告》,選取報告中主營業務收入排名前100的藥品流通企業作為研究對象,收集2013-2021年的企業相關財務數據進行研究。參考學者Ran的研究[10],遴選程序如下。①2017年“兩票制”在全國各地陸續實行,為多票制轉向“兩票制”的過渡期,剔除2017年以確保政策效果識別的準確性。②基于數據可得性,剔除公司年報未公開的非上市藥品流通企業70家。③為保證政策影響的時間完整性,不包括2013-2021年期間上、退市的藥品流通企業6家。最終在8年期間獲得24個大型藥品流通上市公司作為樣本,數據源于企業各期年報。研究對象選擇原因有3個方面。一是小型藥品流通企業在藥品供應鏈中位于下游,很少具備收購、迅速擴大銷售布局的能力[5],并存在被淘汰或被兼并的風險,容易出現研究數據的缺失;二是大型醫藥流通企業的銷售業務和配送網絡覆蓋面廣[6],更能全面地反映“兩票制”在全國范圍實施的影響;三是雖然中國醫藥流通行業集中度不如美國、英國等發達國家,但前100內的24家大型上市企業在市場中也占據相當大的份額,因此具有代表性。

1.2 研究方法

近年來,DID模型被廣泛運用于評估政策實施效果,該方法簡單而有效,能避免內生性問題,并且可以控制面板數據中個體異質性的影響[12]。因此,為了有效識別“兩票制”政策沖擊對藥品價格的影響,參考學者施麗娟的研究[9],本研究基于DID模型探究“兩票制”政策對農村和城市藥品價格的影響。DID方法將制度變遷和新政策實施視為一次政策沖擊,基于政策變動節點,以政策在不同地區或群體間實施進程的差異構建“準自然實驗”[12]。我國“兩票制”政策的推行,一方面可能使同一地區的藥品價格在政策實施前后產生差異,另一方面,也可能使同一時期內不同地區的藥品價格之間產生差異,因此可視為一次“準自然實驗”。2018年“兩票制”政策全面推廣,由于城市基礎設施建設更完備,藥品供應鏈更成熟,“兩票制”政策在城市實行更快更全面,而多數農村地區基礎設施、地理條件、經濟發展等因素處于劣勢,仍需要 “三票制”甚至“多票制”才能保證藥品的配送[3-4]。城市與農村的政策實施狀況存在差異,政策推廣后一段時間內農村“兩票制”效果較弱,此時農村可視為未受到政策影響的樣本組。使用DID模型,將農村地區作為對照組,將城市作為實驗組,檢驗“兩票制”對藥品價格的影響。DID模型設置如下。

MP=α0+α1Du*Dt+α2CPI+εit

(1)

在等式(1)中,以2018年1月為政策沖擊節點,MP為當期地區西藥零售價格指數,Du*Dt為政策虛擬變量,當城市在t時期實施“兩票制”政策時該虛擬變量為1,CPI為控制變量居民消費水平。α0為截距項,α1為“兩票制”影響系數,衡量“兩票制”對藥品價格的影響。

基于logistic模型,研究“兩票制”對藥品流通企業的影響,模型設置如等式(2)。進一步將藥品價格、企業交易成本和“兩票制”政策納入一個框架中,使用藥品流通企業樣本,探究企業交易成本在“兩票制”政策背景下對藥品價格的影響路徑,模型設置如等式(3)。

LnTC=β0+β1Dt+βiXi+εit

(2)

GMP=δ0+δ1LnTC+δ2Dt+δiXi+εit

(3)

在等式(2)、(3)中,LnTC為當年企業交易成本的自然對數。GMP表示全國西藥藥品零售價格指數。Dt為政策虛擬變量,當藥品流通企業在“兩票制”實施后的年份受到影響時該虛擬變量為1。Xi為控制變量,包括企業利潤、企業負債率與上市年齡。為增強正態性并糾正偏度,除企業負債率、上市年齡和政策虛擬變量外其他變量取自然對數。

1.3 變量選擇

在等式(1)中,因變量以月度西藥類商品零售價格指數衡量藥品價格,當該指數下降時,意味著藥品價格有下降趨勢。由于2019年1月國務院辦公廳印發實施《國務院辦公廳關于印發國家組織藥品集中采購和使用試點方案的通知》,造成部分藥品價格大幅下降的影響,考慮到該政策的實施對本研究具有干擾性,以及政策實施的滯后性,本研究選取2016年10月-2019年3月月度中西藥品及醫療保健用品類農村商品零售價格指數,將上月定為基準。自變量是“兩票制”政策虛擬變量Du*Dt。農村作為對照組Du=0,城市作為實驗組Du=1。2016年10月至2017年12月時間虛擬變量Dt=0,2018年1月及之后時間虛擬變量Dt=1。最終自變量Du*Dt由實驗組Du與時間虛擬變量Dt的交互項確定,α1作為自變量系數,若具有顯著性則說明“兩票制”對藥品價格存在影響。為控制城市與農村經濟、發展程度等的差異,加入控制變量居民消費水平。居民消費水平是反映不同年份通貨膨脹程度的指標之一,引入該指標可控制通貨膨脹的影響;居民消費指數也可以反映城市和農村不同的發展水平,固定經濟發展水平的影響可更好地檢驗“兩票制”政策效果,該指標為國家統計局價格指數月度數據(上月=100)。

公式(2)因變量為企業交易成本,定義為藥品流通企業進行業務活動產生的費用,涵括營業成本、銷售費用、管理費用。藥品流通企業最終價值的獲得來自于藥品銷售,包含廣告、促銷、營銷人員工資等的銷售費用在企業交易成本中占比最大[13]。考慮到財務費用更多受到企業投資行為的影響,且個別企業財務費用出現負數,可能造成誤差,故剔除。自變量為影響企業交易成本的“兩票制”政策虛擬變量Dt。在2013-2016年未受到“兩票制”的影響,此時記為Dt=0,2018-2021年時政策已推廣,此時Dt=1。剔除作為“兩票制”過渡期的2017年,β1作為衡量“兩票制”對藥品流通企業交易成本的影響系數,具有顯著性則說明“兩票制”政策明顯影響藥品流通企業的交易成本。我國大型藥品流通企業目前以主營業務涉及藥品生產、流通、加工的綜合型企業為主,少部分是純分銷型藥品流通企業,即主營業務為藥品分銷,兩類企業的經營模式不同,“兩票制”政策的影響結果可能存在差異[14]。

公式(3)因變量為年度西藥類商品零售價格指數,以衡量藥品價格。為了與第二階段企業樣本數據進行對應,選取2013-2021年年度藥品零售價格指數,將上年定為基準,數據來源于中國國家統計局。自變量為藥品流通企業交易成本LnTC。固定“兩票制”政策的時間效應,檢驗“兩票制”政策背景下藥品流通企業交易成本對藥品價格的影響。同樣剔除作為過渡期的2017年,以便準確識別“兩票制”的政策效果。δ0為截距項,δ1為企業交易成本對藥品價格的影響,δ2為“兩票制”政策的時間效應系數。公式(2)、(3)均引入企業盈利能力、企業負債率和上市年齡作為控制變量,用以排除企業自身條件的影響。

2 結果

2.1 “兩票制”對藥品價格影響的DID回歸分析

使用DID法檢驗“兩票制”對藥品價格影響的回歸結果,從模型(1)至模型(4),逐步增加控制變量,控制年份固定效應,如表1所示。從模型(1)、模型(2)可看出,無論是否控制年份固定效應,“兩票制”的政策虛擬變量系數(Du*Dt)為0.087,并且均在1%的顯著性水平下為正,表明控制通貨膨脹和城鄉地區經濟差異后,“兩票制”的實施都顯著增加西藥類商品零售價格指數,未能取得降低藥品價格的預期效果。

表1 “兩票制”對藥品價格的影響

在模型(3)中考慮加入控制變量居民消費價格指數,“兩票制”政策虛擬變量系數仍在1%置信水平下顯著為正,系數為0.088,表示對藥品價格的影響較不控制變量的情況下更大,居民消費水平系數雖不顯著,但一定程度上也存在降低藥品價格的影響;在模型(3)的基礎上同時固定個體效應和年份效應,檢驗結果如模型(4),政策虛擬變量的回歸系數為0.085且在1%的統計水平上顯著,該正效應均比前3種情況小,說明政策時間效應對藥品價格也存在影響,該情形下居民消費水平系數變得顯著。4個模型中政策虛擬變量的顯著性與趨勢均保持一致,表明檢驗結果的穩健性。

為確保檢驗結果的穩健性,最重要、關鍵的前提條件是要求控制組和對照組的研究指標在政策實施之前存在共同趨勢,因此對“兩票制”影響藥品價格進行平行趨勢檢驗,結果如圖2所示。政策實施前的時期(pre_4至pre_1)藥品價格的系數均未顯著,政策實施后的一段時間內(post_1至post_4)“兩票制”對藥品價格存在顯著影響,符合平行趨勢檢驗,再次證明結果具有可信度。

圖2 “兩票制”政策動態效應

2.2 “兩票制”影響企業交易成本和藥品價格的路徑分析

2.2.1 “兩票制”影響企業交易成本。表2中的模型(1)報告了不控制變量的情況下,實施“兩票制”政策對企業交易成本具有顯著正相關作用,回歸系數在1%的統計水平上為0.613;模型(2)增加了控制變量,回歸結果顯示“兩票制”政策的回歸系數在5%的統計水平上顯著為正,系數為0.167,表示“兩票制”的實施未能降低大型藥品流通企業的交易成本,反而有所增加。企業上市年齡的回歸系數為0.100且在1%的統計水平上顯著,說明隨著企業上市時間每延長1年將增加0.100個單位的交易費用。藥品流通企業的利潤系數、負債率系數分別為0.003和0.004但都不顯著,說明兩者對企業交易成本的影響不明顯,可能存在其他因素的影響。模型(1)和(2)的政策虛擬變量系數顯著性與趨勢均保持一致,表示結果具有穩健性。

表2 “兩票制”影響企業交易成本與銷售費用

為進一步突出“兩票制”政策對藥品流通企業的影響,同時也檢驗結果的可靠性,以銷售費用的對數作為因變量再次進行實證,并逐步控制不同控制變量,結果如表2的模型(3)和(4)所示。在模型(3)和(4)中發現政策虛擬變量系數均在1%的顯著性水平下為正,且系數絕對值比模型(1)和(2)大,分別為1.090和0.637,說明“兩票制”對企業交易成本中的銷售費用影響更大。企業的上市年齡系數保持顯著,總體來看結果依然具有穩健性。

為探究我國大型藥品流通企業主體受到的影響,剔除純分銷型藥品流通企業(3家)后,基于21家綜合型藥品流通企業相關數據再次進行回歸,以驗證結果的穩健性。結果如表3所示,(1)和(2)顯示“兩票制”對綜合型藥品流通企業交易成本與銷售費用的影響仍顯著為正,回歸系數分別為0.208和0.794,且均在1%的統計水平上顯著,說明“兩票制”將增加其交易成本和銷售費用,銷售費用的相關系數仍更大,與本階段基準回歸結果保持一致,說明結果具有穩健性。

表3 穩健性檢驗:剔除部分樣本

2.2.2 “兩票制”背景下企業交易成本影響藥品價格。為進一步探究藥品流通企業交易成本在“兩票制”政策影響藥品價格過程中的作用,建立藥品流通企業交易成本與藥品價格的面板數據模型,納入“兩票制”的時間效應進行實證分析,結果如表4中的模型(1)所示,藥品流通企業的交易成本與藥品價格在1%的統計水平上呈顯著正相關,系數為1.428,說明交易成本增加時藥品價格隨之增加。政策時間效應也表現出顯著正相關影響,在5%的統計水平上回歸系數為0.691,說明施加“兩票制”明顯增加藥品價格。結合前文表2的實證結果分析,“兩票制”一定程度上通過增加企業交易成本,進而提高藥品價格。模型(2)增加相關控制變量,控制企業利潤、企業負債率等變量后,藥品流通企業交易成本與藥品價格在10%統計水平上保持顯著正相關,回歸系數為1.424,“兩票制”政策的時間效應系數在1%的統計水平上為0.790,系數絕對值有所增大,說明作用更為明顯,與上文影響趨勢一致,表明結果具有穩健性。

表4 回歸結果及穩健性檢驗

3 討論

3.1 “兩票制”在短期內一定程度上使藥品價格顯著提高

本研究基于DID模型,使用2016年10月-2019年3月藥品價格相關數據探究“兩票制”政策對藥品價格的影響后發現,“兩票制”政策實施一段時間內會顯著增加藥品價格。與以往部分研究認為“兩票制”降低藥品價格不同[15],本研究結論傾向于認為“兩票制”政策在短期內對藥品價格產生不利影響,可能是由于本研究考察時間集中于兩票制實施后的15個月以內,考察時間的差異可能會導致部分研究低估了該政策實施一段時間內的負面影響。在推進“兩票制”政策實施過程中,地方政府落實中央政策時存在層級治理困境[16],不同省份監管部門對政策理解不同,出臺的執行細則存在差異,可能出現程序化執行、消極執行等現象[17]。在全面、完善的監管機制形成之前,醫藥企業改變營銷策略,提高藥品出廠價,或將高出正常出廠價的藥品銷往“兩票制”實施省份,但沒有降低藥品采購價格[4],甚至變相增加醫療成本,出現廉價、低價藥品短缺,低價藥被高價藥替代,總體到貨率呈下降趨勢等問題[18],患者用藥可及性受到不利影響,這些實際上增加了患者的醫療費用,造成不良影響。總體而言,醫藥供應鏈的多方參與主體需要時間進行調整與磨合才能達到政策理想效果,因此,在政策實施初期需盡快建立完善的配套監管機制,及時評估政策執行情況,在政策過渡期采取多種措施保障藥品價格和藥品供應。

3.2 “兩票制”顯著影響藥品流通企業交易成本

本研究基于實證發現,“兩票制”的實施對藥品流通企業交易成本也具有顯著正向影響,即顯著增加了藥品流通企業交易成本,特別是交易成本中比重較大的銷售費用。“兩票制”不僅意在降低藥品成本,還試圖通過減少藥品流通環節,規范藥品流通企業行為,以促進藥品流通領域的發展。作為“兩票制”的政策目標群體,藥品流通企業自身利益需求和行為傾向受到政策影響,同時也影響著“兩票制”的有效執行。藥品流通企業作為市場中的“理性經濟人”,追求利益最大化,在執行政策時必然進行成本-收益預期的估計,當成本-收益預期較低時往往出現一系列政策執行問題[19]。“兩票制”實施后,短期內藥品流通企業需投入資金建設倉庫、鋪設銷售網絡等,將使企業交易成本增加[7]。且我國綜合型藥品流通企業數量更多,規模更大,在政策實施初期成為搶占空白市場的主體,進行擴張、大力并購、提高市場覆蓋率的過程中難免會增加交易成本與銷售費用,企業在年報中也承認該現象的存在。因此在政策沖擊下,大型藥品流通企業的交易成本會增加,并且需要一段時間進行調整。“兩票制”對企業交易成本中的銷售費用影響更大,側面驗證企業投入成本鋪設銷售渠道、構造銷售網絡、擴張銷售團隊的趨勢。同時,“兩票制”使得藥品流通企業承受財務壓力,即不僅要及時向藥品生產企業提交貨款,還面臨著醫院方回款周期長的困境,企業運營成本上升[20],財務狀況不確定性增加,容易陷入財務風險中。

政策的沖擊往往使企業增加前期的投入成本,而競爭性供給制度可有效降低企業交易成本,有利于促進企業發展,增加社會總效益[21]。“兩票制”限制了藥品流通企業數量,增加藥品供給的競爭性,長期下應當促進企業交易成本的降低。全國藥品流通布局基本穩定后,“兩票制”的不利影響逐漸減弱。福建省作為最早執行“兩票制”的試點省份,經過多年試點經驗發現,藥品流通領域行業集中度明顯提高,藥品監管得到加強,更為有效、嚴格,驗證了兩票制整頓藥品流通秩序的科學性與可行性[22]。因此,基于實證結果與試點省份分析,“兩票制”的實施可直接沖擊中國傳統的銷售模式及流通秩序,減少非必要的流通環節,但短期內未能改變藥品供應鏈上各主體行為,不利于降低藥品流通企業交易成本。面對“兩票制”短期內提高的成本以及帶來的財務風險,藥品流通企業可通過加強發票管理,完善財務制度,做好財務風險防控。

3.3 “兩票制”通過影響企業交易成本進而影響藥品價格

交易成本可作用于產品[23],本研究通過實證檢驗,證實了藥品流通企業交易費用和銷售費用與藥品價格具有明顯的正相關性,在“兩票制”影響藥品價格過程中的作用不可忽視。結合前文實證結果分析,“兩票制”可能通過增加藥品流通企業交易成本,進而提高藥品價格,短期內不利于藥品價格的降低。作為藥品供應鏈的重要一環,藥品流通企業具有市場感知能力[24],對藥品價格產生重要作用。為了追求期望利潤最大化,保證一定收益,藥品流通企業在交易成本下降時會降低藥品價格,交易成本增加時藥品價格也會提升,成本將轉嫁給患者。同時企業也存在高銷售費用風險,占比過高的銷售費用是藥品價格的重要組成部分[13],風險仍然由患者和醫保支付部門承擔。

在中國情境下,來自政府“無形的手”使政策多方行動者形成“松散關聯式”協作[25],“兩票制”能夠在不斷變化和調整中得到有效推進。因此短期內“兩票制”存在不利影響并不意味著“兩票制”政策的無效,長期來看當銷售網絡基本建設完善、藥品流通市場新格局基本形成后,“兩票制”對企業的交易成本和銷售費用的不利影響將減弱,有利于藥品價格的降低,實現人民健康保障與健康服務的公平。隨著信息科技的發展,信息溝通更為便捷、渠道更為暢通,為兩票制的實施與監督提供了良好的政策環境[26]。信息共享將在供應鏈治理機制中發揮重要作用[27],兩票制政策的實施仍具有重要意義。健康中國2030規劃指導下,政府可持續推進“兩票制”,不斷完善與細化政策方案,鼓勵醫藥供應鏈上的相關參與者在分散決策下通過實施收益共享+數量折扣組合策略實現整個醫藥供應鏈的帕累托最優[28],并與其他醫藥政策協調配合,實現政策效果最大化。