供應(yīng)鏈集中度、市場地位與企業(yè)研發(fā)投入:橫向與縱向的二維視角

一 引 言

創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施更加強(qiáng)化了技術(shù)創(chuàng)新為企業(yè)賴以生存和發(fā)展的動(dòng)力。加快從要素驅(qū)動(dòng)、投資規(guī)模驅(qū)動(dòng)發(fā)展為主向以技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展為主的經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，不僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)的核心內(nèi)涵，更是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的大局所在。據(jù)《2016年全國科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，盡管我國研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)逐年上漲，2016年全國共投入研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)15676.7億元，研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度(經(jīng)費(fèi)投入與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比)為2.11%，但與發(fā)達(dá)國家2.5%-4%的平均水平相比仍有較大差距[注]詳細(xì)內(nèi)容參見：http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201710/t20171009_1540386.html;http://m.cast.org.cn/site/wap/gzdt/info/2017/4680.html。。作為國家技術(shù)創(chuàng)新的主體，企業(yè)如何通過科技進(jìn)步提高其核心競爭力已成為市場乃至政府關(guān)注的重大問題，而在這一過程中，企業(yè)在市場競爭中的地位、優(yōu)勢以及所處的上、下游市場競爭環(huán)境均對企業(yè)盈利能力和創(chuàng)新決策發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。

隨著企業(yè)開放式創(chuàng)新和網(wǎng)絡(luò)式創(chuàng)新等新興組織形式的迅速發(fā)展，企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)不僅受橫向組織結(jié)構(gòu)特征的影響，還受產(chǎn)業(yè)鏈縱向關(guān)系特征的制約，如企業(yè)在縱向市場結(jié)構(gòu)中相對于上游供應(yīng)商和下游客戶所具備的市場勢力、議價(jià)能力以及企業(yè)在供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)中的結(jié)構(gòu)位置等因素均會(huì)影響其創(chuàng)新研發(fā)投入(Farber，1981[1]；Peters，2000[2]；Bellamy et al., 2014[3])。邁克爾·波特的“五力模型”認(rèn)為新進(jìn)入者威脅、替代產(chǎn)品多少、同行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間的競爭程度以及上游供應(yīng)商與客戶的議價(jià)能力均是影響產(chǎn)業(yè)吸引力與企業(yè)競爭優(yōu)勢的重要因素，而這其中來自于上、下游企業(yè)的議價(jià)能力本質(zhì)上是一種縱向市場勢力，體現(xiàn)了縱向交易過程中供給方和需求方通過主導(dǎo)地位或特殊交易條款對企業(yè)的定價(jià)能力、服務(wù)質(zhì)量以及分配權(quán)限等方面產(chǎn)生的影響(邁克爾·波特，1997[4]；Brandow，1969[5]；Shepherd，1985[6])。此外，創(chuàng)新作為企業(yè)攫取競爭優(yōu)勢的重要途徑，在供應(yīng)商和客戶關(guān)系中一直扮演著重要的角色。技術(shù)創(chuàng)新不僅可以降低上游供應(yīng)商的議價(jià)能力，還可弱化對單一交易渠道的依賴性，同樣地，技術(shù)創(chuàng)新可以通過提高產(chǎn)品差異化程度，進(jìn)而增加下游客戶的轉(zhuǎn)換成本(邁克爾·波特，1997[4]；李丹蒙等，1985[7])。

在企業(yè)相互依存日益緊密的狀態(tài)下，縱向價(jià)值鏈參與主體之間的競爭關(guān)系日益明顯，這種競爭不僅體現(xiàn)在交易雙方存在隱瞞信息或行動(dòng)的機(jī)會(huì)主義行徑，還體現(xiàn)在上、下游交易主體憑借供應(yīng)鏈中的優(yōu)勢地位和縱向依賴程度對企業(yè)的定價(jià)策略和利潤分配進(jìn)行討價(jià)還價(jià)，以實(shí)現(xiàn)利潤最大化。如美國的三大醫(yī)藥巨頭麥克森(McKesson)、卡地納(Cardinal Health)和美源伯根(AmerisourceBergen)通過高度集中的市場份額牢牢掌控著美國醫(yī)藥流通業(yè)市場格局，并通過競爭優(yōu)勢與創(chuàng)新模式不斷向上、下游擴(kuò)展與延伸其市場勢力，不僅增強(qiáng)了企業(yè)對產(chǎn)業(yè)鏈的掌控力，同時(shí)還圍繞客戶需求進(jìn)行了持續(xù)不斷的創(chuàng)新。盡管我國醫(yī)藥制造業(yè)近些年通過產(chǎn)業(yè)整合與結(jié)構(gòu)重組使得整體運(yùn)營效率和模式創(chuàng)新水平有所提升，但由于上游原料藥斷供、下游銷售終端集中，加之企業(yè)間產(chǎn)品同質(zhì)化現(xiàn)象嚴(yán)重，我國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新之路步履維艱。

基于這一現(xiàn)實(shí)背景，本文選取產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性和創(chuàng)新活躍度較高的醫(yī)藥制造業(yè)上市公司作為研究對象，從縱向產(chǎn)業(yè)鏈競爭與橫向市場地位競爭兩個(gè)維度出發(fā)，探討供應(yīng)鏈集中度以及企業(yè)所處的市場競爭地位對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響作用，以期為我國醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略制定與核心競爭優(yōu)勢提升提供參考意見。后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分介紹模型設(shè)定與變量選??；第四部分為實(shí)證估計(jì)與結(jié)果分析；第五部分進(jìn)一步分組討論；第六部分為研究結(jié)論與政策建議。

二 文獻(xiàn)綜述

自熊彼特1942年首次強(qiáng)調(diào)市場結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵作用以來(Schumpeter，1942)[8]，學(xué)術(shù)界圍繞企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)問題展開深入討論，并形成三種主要的創(chuàng)新理論與假說：“競爭促進(jìn)創(chuàng)新論(Arrow假說)”(Arrow，1962[9]；Scherer，1967[10]；王子君，2002[11])、“競爭抑制創(chuàng)新論(Schumpeter假說)”(Horowitz，1962[12]；Comanor，1967[13]；戚聿東，1998[14])以及“非線性相關(guān)論(倒U型假說)”(Demsetz，1969[15]；Aghion et al.，2005[16]；聶輝華等，2008[17])。早期研究主要集中于橫向視角，而供應(yīng)商和客戶作為企業(yè)至關(guān)重要的利益相關(guān)者，對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營、發(fā)展戰(zhàn)略等諸多方面均會(huì)產(chǎn)生決定性的影響(Freeman，1984)[18]。已有學(xué)者從經(jīng)營績效(Kelly和Gosman，2000[19]；唐躍軍，2009[20])、商業(yè)信用(Fabbri和Menichini,2010[21]；鄭軍等，2013[22])、現(xiàn)金持有水平(Itzkowitz，2013[23]；張志宏和陳峻，2015[24])等視角對供應(yīng)鏈集中度與企業(yè)行為、市場績效之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛而深入的研究。隨著技術(shù)創(chuàng)新成為全球價(jià)值鏈的主要鏈接生產(chǎn)方式，供應(yīng)鏈交易主體間合作創(chuàng)新、利益共享的互動(dòng)關(guān)系變得日益緊密，越來越多學(xué)者將供應(yīng)鏈集中度作為一個(gè)重要的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征囊括到企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的影響因素中，并逐漸將供應(yīng)鏈集中度的相關(guān)研究聚焦于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)決策上。

一直以來，下游客戶集中度對于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響備受關(guān)注且存在較大爭議。部分學(xué)者認(rèn)為二者之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。K?hler和Rammer(2012)[25]研究德國制造業(yè)市場時(shí)發(fā)現(xiàn)，客戶集中度越高，下游買方的市場勢力越強(qiáng)，企業(yè)的運(yùn)營效率和利潤空間越低，從而不利于企業(yè)的研發(fā)投入與專利產(chǎn)出。吳祖光等(2017)[26]基于我國創(chuàng)業(yè)板市場2009-2015年上市公司的數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了客戶集中度對于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的影響，結(jié)果表明，客戶市場集中度對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的抑制作用。李丹蒙等(2017)[7]從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)角度實(shí)證研究了客戶集中度對于企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響，發(fā)現(xiàn)較高的客戶市場集中度會(huì)制約企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的積極性。部分學(xué)者得到截然不同的結(jié)論。Krolikowski和Yuan(2017)[27]基于1980-2005年26791家美國企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，從交易成本和資源依賴性角度出發(fā)，探討客戶集中度對企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響。結(jié)果表明，較高的市場集中度能夠有效刺激企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入。不僅如此，Shen et al.(2017)[28]則認(rèn)為二者之間表現(xiàn)為非線性U型關(guān)系，且這種關(guān)系在非國有制企業(yè)中更加明顯。

與客戶集中度類似，供應(yīng)商集中度對于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的影響同樣存在不同觀點(diǎn)。一種主流觀點(diǎn)認(rèn)為供應(yīng)商集中度過高會(huì)抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。Porter(1979)[29]認(rèn)為上游供應(yīng)商越集中，企業(yè)外部選擇性越低，從而導(dǎo)致上游供應(yīng)商憑借較強(qiáng)的議價(jià)能力提高產(chǎn)品價(jià)格，侵占企業(yè)利潤，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。Wuyts和Dutta(2014)[30]從資源異質(zhì)性角度出發(fā)，基于生物制藥行業(yè)研究了二者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商集中度越高，企業(yè)獲取的技術(shù)知識(shí)異質(zhì)化程度越低，越不利于企業(yè)的研發(fā)投入。王昀和孫曉華(2018)[31]從中觀和微觀兩個(gè)層面研究了行業(yè)市場結(jié)構(gòu)和賣方集中所形成的市場勢力對企業(yè)研發(fā)投資的影響，發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商集中度越高，交易過程中的加價(jià)能力越強(qiáng)，企業(yè)的研發(fā)投入越少。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，較高的供應(yīng)商集中度能夠有效保障資源要素的供給，加速營運(yùn)資金周轉(zhuǎn)，提高企業(yè)運(yùn)營效率和創(chuàng)新意識(shí)，如Chu et al.(2015)[32]研究認(rèn)為，供應(yīng)商集中度對企業(yè)研發(fā)投入具有積極的促進(jìn)作用。

已有研究有關(guān)供應(yīng)鏈集中度與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系探討尚未形成一致結(jié)論，差異化結(jié)論歸因于以下幾個(gè)方面：一是研究方法不同，理論建模與實(shí)證檢驗(yàn)得到的研究結(jié)論有所出入；二是數(shù)據(jù)樣本選取不同，產(chǎn)業(yè)特征和市場結(jié)構(gòu)不同導(dǎo)致研究結(jié)論不同；三是對于市場集中度和技術(shù)創(chuàng)新等關(guān)鍵變量的度量方式不同，造成實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的差異化。但在一定程度上說明，企業(yè)的市場競爭地位以及與上、下游交易主體之間的緊密程度已成為影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的重要因素。特別是對于技術(shù)需求與依賴程度較高的企業(yè)，如何應(yīng)對與維護(hù)產(chǎn)業(yè)鏈上、下游關(guān)系，以及在橫向市場中保持競爭優(yōu)勢成為一個(gè)重要的問題。鑒于此，本文從縱向競爭與橫向競爭兩個(gè)維度出發(fā)，運(yùn)用2012-2017年醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)實(shí)證分析供應(yīng)鏈集中度與企業(yè)市場競爭地位對我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響及相互作用機(jī)制，以期為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)決策的制定和實(shí)施提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

本文的創(chuàng)新之處在于：首先，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)決策是買賣雙方市場相互作用的均衡結(jié)果，而以往研究大多關(guān)注企業(yè)的上游或下游某一特定關(guān)聯(lián)方，將供應(yīng)商與客戶集中度納入到同一分析框架中，彌補(bǔ)了已有文獻(xiàn)僅從單一視角分析的不足；其次，從供應(yīng)鏈集中度和市場競爭地位兩個(gè)角度考察了不同性質(zhì)的競爭對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的共同影響；第三，通過樣本分組進(jìn)一步檢驗(yàn)了企業(yè)市場競爭地位在不同供應(yīng)鏈集中度環(huán)境中對企業(yè)研發(fā)投入影響的差異性。

三 研究設(shè)計(jì)與變量選取

(一)模型設(shè)定

本文以創(chuàng)新研發(fā)密度來衡量企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)行為，由于該變量只有在企業(yè)確實(shí)從事研發(fā)活動(dòng)的情況下才可被觀測到，所以估計(jì)過程中可能存在樣本選擇偏差問題。若企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)行為的發(fā)生是隨機(jī)性的，那么直接忽略或者剔除沒有進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)可能不會(huì)造成結(jié)果上的偏差，而現(xiàn)實(shí)情況并非如此，即企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)決策并非是隨機(jī)性事件，因此，采用傳統(tǒng)的普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì)會(huì)直接排除沒有進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)，最終僅對部分創(chuàng)新研發(fā)企業(yè)進(jìn)行回歸估計(jì)，這種自我選擇而非隨機(jī)性篩選過程本身就會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。因此，為了更好地解決樣本選擇偏差問題，本文采用Heckman(1979)[33]兩階段選擇模型。第一階段構(gòu)建了一個(gè)選擇方程，考察企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的概率問題；第二階段是在給定進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)的基礎(chǔ)之上構(gòu)建創(chuàng)新研發(fā)投入密度方程，具體模型如下所示。

首先，第一階段為選擇方程，采用Probit二值選擇模型就總樣本分析企業(yè)是否進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)投入的概率問題。

(1)

式(1)中，Y1i, t是一個(gè)二值虛擬變量，代表企業(yè)i在時(shí)期t是否進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)投入，由影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的各種可觀測的解釋變量集X1i, t和不可觀測的因素α共同決定。當(dāng)企業(yè)實(shí)施創(chuàng)新研發(fā)投入時(shí)，Y1i, t=1，否則Y1i, t=0。ε1i, t為選擇方程的誤差項(xiàng)。

(2)

式(2)中，φ(·)和Φ(·)分別為變量的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和相應(yīng)累積分布函數(shù)。與普通OLS估計(jì)的不同之處在于，Heckman樣本選擇模型為了克服兩階段回歸方程誤差項(xiàng)相關(guān)的問題，達(dá)到修正樣本選擇性偏差的目的，將逆米爾斯比率λi作為額外的解釋變量引入到第二階段的回歸方程中，使最終的估計(jì)量無偏。此外，還可通過λi的回歸系數(shù)的顯著性來檢驗(yàn)采用Heckman選擇模型的有效性，即當(dāng)λi統(tǒng)計(jì)上顯著不為0時(shí)，說明模型中確實(shí)存在樣本選擇偏差問題。

其次，第二階段的回歸方程基于實(shí)施創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)樣本，即Y1i, t=1的觀測數(shù)據(jù)，并引入校正項(xiàng)逆米爾斯比率λi，具體形式如下：

(3)

Probit(Innselit)=c0+α1SCit+α2CCit+α3MPit+α4lnAgeit+α5lnSizeit+α6Levit+

α7Fcfit+α8Localit+α9Roait+α10lnSubit+α11Divit+εit

(4)

Innoit=c+β1SCit+β2CCit+β3MPit+β4lnAgeit+β5lnSizeit+β6Levit+β7Fcfit+

β8Localit+β9Roait+β10lnSubit+γλi+μit

(5)

(二)變量選取

本文的被解釋變量有兩個(gè)：首先，Innsel為二值虛擬變量，表示第一階段企業(yè)是否進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)，若企業(yè)i在時(shí)期t選擇了創(chuàng)新投入，則Innselit=1，否則Innselit=0。本文選擇創(chuàng)新研發(fā)密度作為第二階段回歸模型的被解釋變量，用企業(yè)當(dāng)期研發(fā)支出費(fèi)用占企業(yè)當(dāng)期營業(yè)收入的比重來衡量，符號(hào)為Inno。

解釋變量為上游供應(yīng)商集中度、下游客戶集中度和企業(yè)市場競爭地位。首先，本文借鑒Patatoukas(2012)[34]和Irvine et al.(2016)[35]的研究方法，分別采用“企業(yè)從前五大供應(yīng)商處獲得的采購額占企業(yè)采購總額比例的平方”和“企業(yè)銷售給前五大客戶的銷售額占銷售總額比例的平方”來衡量企業(yè)的上、下游供應(yīng)鏈集中度[注]根據(jù)2005年中國證監(jiān)會(huì)修訂的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號(hào)年度報(bào)告的內(nèi)容與格式》文件可知，上市公司年報(bào)中應(yīng)包括“前五名供應(yīng)商合計(jì)的采購金額占年度采購總金額的比例”和“前五名客戶銷售額合計(jì)占公司銷售總額的比例”的相關(guān)數(shù)據(jù)。，分別用符號(hào)SC和CC來表示，該指標(biāo)能較好地反映企業(yè)采購來源和銷售渠道的實(shí)際運(yùn)營狀況。

其次，企業(yè)的橫向市場競爭地位，決定企業(yè)市場控制能力的高低，進(jìn)而影響企業(yè)的研發(fā)投入。Nickell et al.(1997)[36]指出，市場競爭地位較高的企業(yè)可以以遠(yuǎn)高于邊際成本的價(jià)格進(jìn)行定價(jià)，在扣除生產(chǎn)經(jīng)營過程中所發(fā)生費(fèi)用后仍可賺取“經(jīng)濟(jì)租金”，即實(shí)現(xiàn)“產(chǎn)品壟斷利潤”。因此，本文借鑒Peress(2010)[37]、陳志斌和王詩雨(2015)[38]的做法，用“(主營業(yè)務(wù)收入-營業(yè)成本-銷售費(fèi)用-管理費(fèi)用)/主營業(yè)務(wù)收入”來衡量企業(yè)市場競爭地位，符號(hào)為MP。該指標(biāo)在一定程度上反映了企業(yè)的利潤率，指標(biāo)值越大，表明企業(yè)在行業(yè)內(nèi)的定價(jià)能力與市場勢力越強(qiáng)，從而占據(jù)的市場競爭地位越高。

為了提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文還引入了多個(gè)衡量企業(yè)異質(zhì)性的控制變量，具體包括企業(yè)上市時(shí)間(lnAge)、經(jīng)營規(guī)模(lnSize)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、現(xiàn)金流量資產(chǎn)比(Fcf)、區(qū)位優(yōu)勢(Local)、企業(yè)盈利能力(Roa)。除了企業(yè)自身屬性和所處行業(yè)環(huán)境特征外，外部沖擊同樣會(huì)對企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)決策產(chǎn)生影響(Peters，2000)[2]。醫(yī)藥制造業(yè)作為關(guān)系國計(jì)民生的基礎(chǔ)性和戰(zhàn)略性行業(yè)，政府補(bǔ)貼力度相對較大，鑒于此，十分有必要將政府補(bǔ)貼(lnSub)作為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的一個(gè)重要外部沖擊影響因素考慮到模型中。

此外，本文在第一階段選擇模型中還引入了“企業(yè)多元化經(jīng)營程度(Div)”這一工具變量，用“企業(yè)的廣告推廣費(fèi)與企業(yè)銷售收入的比值”來衡量。企業(yè)的廣告推廣費(fèi)用占比越大，往往企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高，越傾向于開展相關(guān)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，但對于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入密度沒有直接影響，即該指標(biāo)僅影響創(chuàng)新決策方程，但不影響創(chuàng)新投入密度方程，符合模型設(shè)定要求。

為了控制異方差問題，本文還對企業(yè)上市時(shí)間、經(jīng)營規(guī)模和政府補(bǔ)貼三個(gè)變量取對數(shù)處理，具體變量定義及衡量方法見表1。

表1 變量含義說明

(三)數(shù)據(jù)來源

本文選擇創(chuàng)新研發(fā)比較活躍的醫(yī)藥制造業(yè)作為研究對象，具體數(shù)據(jù)來源于2012-2017年中國滬深兩市的A股醫(yī)藥制造業(yè)上市公司。為了確保數(shù)據(jù)的完整性和結(jié)果的準(zhǔn)確性，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，剔除2012年以后上市的公司，即截至2017年12月上市不滿六年的企業(yè)；其次，剔除2012-2017年間的ST、*ST、暫停上市以及在此期間進(jìn)行過“重大資產(chǎn)重組”或“主營業(yè)務(wù)變化”的上市公司；第三，剔除相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的公司。經(jīng)過以上篩選，最終得到121家上市公司的726個(gè)有效觀測值。此外，為消除異常值和極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量上下1%樣本進(jìn)行Winsorize處理。

本文所涉及的上市公司數(shù)據(jù)主要來自于Wind數(shù)據(jù)庫。其中，衡量上、下游集中度的“前五大供應(yīng)商采購額占全年采購額比例的平方”和“前五大客戶銷售額占全年銷售額比例的平方”的指標(biāo)是通過查閱各上市公司年報(bào)后手動(dòng)收集并進(jìn)行計(jì)算得到的。

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的統(tǒng)計(jì)描述結(jié)果如表2所示。就企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)密度而言，均值為5.3521，說明我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新水平普遍偏低，自主研發(fā)能力有待提升。通過供應(yīng)商集中度(SC)和客戶集中度(CC)的最小值、最大值與標(biāo)準(zhǔn)差可知，不同企業(yè)所面對的上、下游集中度差距較大。從整體供應(yīng)鏈關(guān)系來看，無論是均值、標(biāo)準(zhǔn)差還是最大值、最小值，上游供應(yīng)商的集中度(SC)的相應(yīng)數(shù)值均大于下游客戶集中度(CC)，說明樣本企業(yè)所面對的供應(yīng)商市場集中度相對較高。企業(yè)市場競爭地位(MP)的均值為16.3583，最小值與最大值差距較大，說明同一行業(yè)中不同企業(yè)自身擁有的市場勢力差異明顯，競爭地位懸殊。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果分析

表3中的模型1和模型2分別為最小二乘法(OLS)和Heckman 兩階段選擇模型的回歸結(jié)果。其中，模型1是對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸，根據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)可知，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。其中，列(1)是沒有引入控制變量情況下的簡單回歸，結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入密度與市場競爭地位之間具有顯著的正向關(guān)系，即市場競爭地位越強(qiáng)，越有利于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入。其次，模型1中的列(2)是在列(1)基礎(chǔ)上引入多個(gè)控制變量之后的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)上游供應(yīng)商集中度與下游客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入均表現(xiàn)出顯著的抑制作用，這與Peters(2000)[2]的研究結(jié)論相一致，表明來自于供應(yīng)商和客戶較高的市場集中度會(huì)導(dǎo)致企業(yè)可用的創(chuàng)新資源減少，研發(fā)投入積極性降低。

由于創(chuàng)新企業(yè)往往只是一部分樣本企業(yè)，采用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)會(huì)將沒有進(jìn)行創(chuàng)新的企業(yè)直接排除在外[注]企業(yè)沒有創(chuàng)新的原因可能有兩個(gè)方面：第一，企業(yè)規(guī)模較小，確實(shí)沒有能力進(jìn)行研發(fā)投入；第二，出于商業(yè)機(jī)密或某些原因沒有上報(bào)相關(guān)數(shù)據(jù)，從而使得該類企業(yè)數(shù)據(jù)無法獲取。，最終造成樣本選擇偏差，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。因此，為了解決創(chuàng)新的自我選擇樣本問題(Self-selection Sample)，模型2采用Heckman選擇模型進(jìn)行估計(jì)。在模型2中，逆米爾斯比率的估計(jì)結(jié)果在5%水平下顯著為負(fù)，說明樣本確實(shí)存在選擇偏差問題，運(yùn)用Heckman選擇模型進(jìn)行估計(jì)是有效的。模型2的研究結(jié)果表明，上游供應(yīng)商的集中度和下游客戶的市場集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入具有顯著抑制作用，說明上游供應(yīng)商和下游客戶的市場集中度越高，企業(yè)創(chuàng)新投入密度越低。除此之外，在控制變量中，企業(yè)年齡與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)，表明新上市的企業(yè)為了獲取競爭優(yōu)勢和搶占市場份額，往往會(huì)增加創(chuàng)新投入。企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的負(fù)效應(yīng)，表明企業(yè)規(guī)模越大，創(chuàng)新投入越少，這可能是由于規(guī)模較小的企業(yè)擁有研發(fā)成本較低、組織機(jī)構(gòu)靈活性較強(qiáng)、善于捕捉市場機(jī)會(huì)、敢于嘗試新實(shí)驗(yàn)等優(yōu)點(diǎn)，往往具有更強(qiáng)的創(chuàng)新動(dòng)力。企業(yè)的現(xiàn)金流量資產(chǎn)比對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入具有顯著的正向促進(jìn)作用。充足的資金支持是企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新活動(dòng)的源泉。因此，現(xiàn)金流量資產(chǎn)比越高的企業(yè)，其可用于研發(fā)投入的經(jīng)費(fèi)比例也越大。政府補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入具有顯著的正向效應(yīng)。這一結(jié)論與Branstetter和Sakakibara(1998)[39]、Lach(2002)[40]等諸多學(xué)者支持的“杠桿效應(yīng)”相吻合[注]財(cái)政補(bǔ)貼發(fā)揮的“杠桿效應(yīng)”是一種正向促進(jìn)作用，本文具體指企業(yè)通過政府補(bǔ)助會(huì)加大科研投入力度。。由于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新過程是一個(gè)長期且連續(xù)的策略行為，且醫(yī)藥制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有高風(fēng)險(xiǎn)、高投入和高回報(bào)的特點(diǎn)。政府補(bǔ)貼作為一種宏觀調(diào)控手段，能夠有效彌補(bǔ)研發(fā)資金短缺，緩解企業(yè)外部風(fēng)險(xiǎn)，從而更好地激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入。

表3 OLS模型和Heckman選擇模型的估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

解釋變量模型1(OLS)Inno(1)(2)模型2(Heckman選擇模型)InnselInno選擇方程投入方程lnSize-0.6150*0.3086**-1.7673*(-1.83)(2.12)(-1.77)Lev0.0126-0.00040.0189(0.12)(-0.45)(0.02)Fcf0.0626**-0.00840.1131*(1.93)(-0.11)(1.65)Local0.23890.3578**1.5059(0.85)(2.02)(1.01)Roa-0.0129-0.00850.0055(-0.64)(-0.16)(0.08)lnSub0.7467***0.0496*0.8079**(2.78)(1.66)(2.33)Div0.0038*(1.73)c2.43118.1552**0.280211.3209***(0.49)(2.19)(1.25)(3.02)λ-0.5438**(-2.48)N726726726684

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為對應(yīng)的z統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

(三)企業(yè)市場競爭地位對供應(yīng)鏈關(guān)系與創(chuàng)新研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用分析

根據(jù)Porter(1997)[4]從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭關(guān)系視角提出的“競爭優(yōu)勢理論”可知，橫向市場競爭和縱向市場競爭共同影響企業(yè)競爭優(yōu)勢的獲取與保持，且企業(yè)在縱向關(guān)系中表現(xiàn)出的談判議價(jià)能力往往來自于橫向市場中的競爭優(yōu)勢。因此，接下來在式(4)和式(5)的基礎(chǔ)上依次引入企業(yè)市場競爭地位與供應(yīng)商集中度、客戶集中度的交互項(xiàng)(SCit×MPit,CCit×MPit)以及供應(yīng)商集中度與客戶集中度(SCit×CCit)的交互項(xiàng)，從橫向競爭與縱向競爭相結(jié)合的供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)視角，進(jìn)一步檢驗(yàn)市場競爭地位在供應(yīng)鏈集中度影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)過程中的作用方式與內(nèi)在聯(lián)系，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 企業(yè)市場競爭地位對供應(yīng)鏈集中度與創(chuàng)新投入影響的回歸結(jié)果分析

(續(xù)上表)

解釋變量模型3模型4模型5CC-0.1251-0.1014*-0.3331*(-0.67)(-1.92)(-1.76)MP0.1717**0.0957*0.0336(2.21)(1.87)(1.57)SC×MP0.0038*(1.81)CC×MP-0.0072(-1.31)SC×CC-0.0001*(-1.75)lnAge-2.1358***-2.9973***-3.2068***(-3.12)(-2.77)(-2.61)lnSize-0.5048*-1.5389**-0.1388*(-1.88)(-2.17)(-1.67)Lev-0.0122-0.01460.0063(-0.15)(-1.00)(0.42)Fcf0.0824**0.1005**0.0569**(2.11)(2.26)(2.09)Local0.26041.36780.3444(0.69)(0.74)(0.83)Roa0.11070.08640.0421*(1.43)(1.54)(1.73)lnSub0.7850***0.8511***0.7683**(4.96)(3.48)(2.32)c1.8908***9.7328*2.1672(4.19)(1.81)(1.25)λ-0.0519*-0.0494*-0.0535*(-1.71)(-1.77)(-1.80)N684684684

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為z統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

模型3的研究結(jié)果表明[注]受篇幅所限，表4和表5中涉及到的Heckman第一階段選擇模型的回歸結(jié)果未匯報(bào)，感興趣的讀者可向作者索取。，加入供應(yīng)商集中度與企業(yè)市場競爭地位的交互項(xiàng)后(SC×MP)，供應(yīng)商集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響依然在10%水平下顯著為負(fù)，但客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響不再顯著，交互項(xiàng)的作用系數(shù)在10%水平下顯著為正，說明較高的企業(yè)市場競爭地位在抵消高度集中的上游對于企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的消極作用的同時(shí)，能夠刺激企業(yè)增加研發(fā)投入，即企業(yè)的橫向市場競爭優(yōu)勢能夠抗衡上游供應(yīng)商的賣方市場勢力，進(jìn)而對企業(yè)產(chǎn)生“促進(jìn)激勵(lì)效應(yīng)”。這種效應(yīng)的產(chǎn)生可能是由于當(dāng)下游客戶議價(jià)能力較弱時(shí)，企業(yè)在橫向競爭中的優(yōu)勢地位能夠有效彌補(bǔ)上游供應(yīng)商較強(qiáng)議價(jià)能力帶來的利潤降低，從而促使企業(yè)增加研發(fā)投入。

同樣，模型4的研究結(jié)果表明，在加入客戶集中度與企業(yè)市場競爭地位的交互項(xiàng)后(CC×MP)，客戶集中度與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入之間的關(guān)系顯著為負(fù)，供應(yīng)商集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的影響不顯著，同時(shí)交互項(xiàng)的作用系數(shù)也不顯著，說明當(dāng)下游客戶集中度較高時(shí)，企業(yè)無法利用其在橫向競爭中的地位優(yōu)勢與下游買方勢力抗衡，即下游客戶集中度在交易過程中產(chǎn)生的抑制創(chuàng)新作用仍占主導(dǎo)地位。這可能是由于醫(yī)藥制造業(yè)的下游主要是以醫(yī)藥代表、公立醫(yī)院和大型藥房為主的銷售終端，其掌控醫(yī)藥流通行業(yè)80%的市場份額，面對下游買方寡頭壟斷格局，即使企業(yè)在橫向市場中占據(jù)有利的競爭地位，也難以與下游買方市場勢力抗衡，因此，由下游客戶主導(dǎo)的縱向競爭仍會(huì)通過侵占企業(yè)利潤空間進(jìn)而抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，企業(yè)橫向市場競爭優(yōu)勢無法發(fā)揮正向促進(jìn)作用。

除此之外，為了檢驗(yàn)整個(gè)供應(yīng)鏈交易關(guān)系對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，本文在模型5中引入供應(yīng)商集中度與客戶集中度的交互項(xiàng)(SC×CC)，該項(xiàng)作用系數(shù)在10%水平下顯著為負(fù)，表明雙邊高度集中的縱向市場結(jié)構(gòu)會(huì)對企業(yè)形成一種負(fù)面的“抑制擠壓效應(yīng)”，不利于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入。

五 進(jìn)一步討論

企業(yè)作為產(chǎn)業(yè)鏈產(chǎn)品創(chuàng)新的重要節(jié)點(diǎn)，任何產(chǎn)品或服務(wù)的生產(chǎn)和價(jià)值的實(shí)現(xiàn)都要受到其所在產(chǎn)業(yè)鏈上、下游企業(yè)的共同制約，而實(shí)際縱向交易過程中，企業(yè)面臨的供應(yīng)商集中度和客戶集中度并不對稱，因此，接下來，通過細(xì)分樣本進(jìn)一步考察不同供應(yīng)鏈集中度條件下，市場競爭地位對二者之間內(nèi)在關(guān)系影響的差異性。

分別根據(jù)供應(yīng)商集中度和客戶集中度的均值大小，將總體樣本分為四組(高高、高低、低高、低低)，具體分組情況及子樣本量如表5所示，在引入市場競爭地位與供應(yīng)鏈上、下游集中度交互項(xiàng)(SC×CC×MP)的情況下，基于不同的子樣本進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表6所示。

表5 根據(jù)總體樣本均值分組的子樣本情況

表6 根據(jù)供應(yīng)鏈集中度進(jìn)行分組回歸分析的結(jié)果

(續(xù)上表)

解釋變量模型6Ⅰ高高模型7Ⅱ高低模型8Ⅲ低高模型9Ⅳ低低MP0.2671**2.3278*0.1009**0.2026*(2.04)(1.73)(2.56)(1.75)SC×CC×MP-0.06840.0714**0.1101***0.0597(-1.25)(2.48)(3.58)(0.81)lnAge-2.4251*-2.6632*-2.7817*-2.57**(-1.77)(-1.91)(-1.80)(-2.08)lnSize-1.7021*-1.6474-1.5509-1.0069*(-1.92)(-1.34)(-1.41)(-1.69)Lev-0.0085-0.0048-0.0206-0.0074(-0.15)(-0.18)(-0.27)(-1.43)Fcf0.0451**0.0628**0.0801**0.0529**(2.03)(2.14)(2.35)(2.47)Local0.06550.08990.05410.0516(0.54)(1.21)(0.78)(1.34)Roa0.0923**0.0820*0.0296*0.0871*(2.17)(1.68)(1.63)(1.94)lnSub0.8847*0.6674**0.6411**0.7349**(1.81)(2.28)(2.33)(2.21)c4.41543.76923.95745.6495(0.14)(0.75)(0.84)(0.97)λ-0.3754-0.9531* -0.3065* -0.4565(-0.77)(-1.69)(-1.66)(-0.71)N114153109308

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為z統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

在供應(yīng)鏈集中度都比較高的模型6中(Ⅰ高高組)，引入供應(yīng)鏈集中度與企業(yè)市場競爭地位的交互項(xiàng)后(SC×CC×MP)，供應(yīng)商集中度與客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入仍表現(xiàn)出負(fù)向影響，且在5%水平下顯著，企業(yè)市場競爭地位與創(chuàng)新研發(fā)投入之間顯著正相關(guān)，而交互項(xiàng)與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入之間存在微弱的負(fù)向關(guān)系，但這種關(guān)系并不顯著，說明當(dāng)企業(yè)面對上游供應(yīng)商和下游客戶的集中度均較高時(shí)，整個(gè)競爭過程中來自供應(yīng)鏈上、下游市場勢力的“縱向壓榨效應(yīng)”占主導(dǎo)地位，使得企業(yè)無法通過橫向市場中的競爭優(yōu)勢削弱縱向競爭帶來的負(fù)向影響。

模型7(Ⅱ高低組)的回歸結(jié)果顯示，供應(yīng)商集中度與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入之間仍為顯著的負(fù)向關(guān)系，企業(yè)市場競爭地位與研發(fā)投入之間正相關(guān)，交互項(xiàng)(SC×CC×MP)的作用系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明當(dāng)企業(yè)面對上游供應(yīng)商集中度較高、下游客戶集中度較低的縱向市場結(jié)構(gòu)時(shí)，企業(yè)在橫向市場中的競爭優(yōu)勢能夠有效削弱縱向競爭產(chǎn)生的負(fù)向影響，對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)表現(xiàn)出顯著的“促進(jìn)激勵(lì)效應(yīng)”。

模型8(Ⅲ低高組)的回歸結(jié)果顯示，客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入具有顯著的負(fù)向影響，企業(yè)的市場競爭地位與創(chuàng)新研發(fā)投入之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，交互項(xiàng)(SC×CC×MP)的作用系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明當(dāng)企業(yè)面對下游客戶集中度較高、上游供應(yīng)商集中度較低的縱向市場結(jié)構(gòu)時(shí)，企業(yè)在橫向市場中的競爭優(yōu)勢占主導(dǎo)地位，即企業(yè)市場競爭地位越高，越能夠通過橫向競爭優(yōu)勢削弱縱向競爭帶來的負(fù)向影響，從而對研發(fā)投入起到正向調(diào)節(jié)作用，同樣表現(xiàn)出顯著的“促進(jìn)激勵(lì)效應(yīng)”。

模型9(Ⅳ低低組)的回歸結(jié)果顯示，供應(yīng)商集中度與客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入均無顯著的影響，這可能是由于當(dāng)買賣雙方的市場結(jié)構(gòu)較為分散時(shí)，企業(yè)的縱向依賴程度與轉(zhuǎn)換成本較低，可以通過其他外部選擇弱化這種縱向競爭帶來的利潤壓榨。企業(yè)市場競爭地位與創(chuàng)新研發(fā)投入依然保持正相關(guān)關(guān)系，而交互項(xiàng)(SC×CC×MP)與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入之間正相關(guān)但不顯著，說明當(dāng)企業(yè)面對的上、下游集中度均較低時(shí)，企業(yè)在橫向市場競爭中的地位優(yōu)勢占主導(dǎo)，競爭地位越高，議價(jià)能力越強(qiáng)，壟斷利潤越大，一定程度上緩解縱向競爭帶來的負(fù)面影響，但由于企業(yè)在橫向市場中缺乏競爭對手的威脅，容易安于現(xiàn)狀，從而導(dǎo)致創(chuàng)新動(dòng)力不足。因此，這種橫向競爭優(yōu)勢無法在供應(yīng)鏈集中度與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入之間發(fā)揮顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

六 結(jié)論及政策建議

創(chuàng)新研發(fā)是企業(yè)競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵所在。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展和國際分工的日益加深，市場競爭模式已由企業(yè)與企業(yè)之間的橫向競爭擴(kuò)展至供應(yīng)鏈與供應(yīng)鏈之間的縱向競爭。本文以2012-2017年滬深兩市A股醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本，從橫向競爭和縱向競爭相結(jié)合的視角實(shí)證分析供應(yīng)鏈集中度與企業(yè)市場競爭地位對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，得到如下結(jié)論：

(1)供應(yīng)商集中度和客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入均具有抑制作用，而企業(yè)市場競爭地位對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入具有促進(jìn)作用。

(2)企業(yè)在橫向競爭市場中的地位優(yōu)勢能夠削弱由上游供應(yīng)商集中度提高引致的“抑制擠壓效應(yīng)”，進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入產(chǎn)生“促進(jìn)激勵(lì)效應(yīng)”，發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用；但在下游客戶集中度較高的情況下，市場競爭地位沒有顯著影響。

(3)從整個(gè)供應(yīng)鏈視角來看，對于上、下游集中度為“高低”或“低高”的企業(yè)而言，即在縱向市場勢力非對稱的情況下，企業(yè)市場競爭地位優(yōu)勢對創(chuàng)新研發(fā)投入產(chǎn)生的正向調(diào)節(jié)作用更加明顯，表現(xiàn)為“促進(jìn)激勵(lì)效應(yīng)”。

根據(jù)以上結(jié)論，結(jié)合我國醫(yī)藥制造行業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，提出以下幾點(diǎn)對策建議：首先，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)供應(yīng)鏈管理，優(yōu)化與供應(yīng)商和客戶的戰(zhàn)略關(guān)系，在保持交易伙伴相對穩(wěn)定的同時(shí)盡量降低對供應(yīng)商和客戶的資源依賴程度，避免供應(yīng)商與客戶過度集中。其次，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)與上游高校、研究所和下游醫(yī)藥銷售行業(yè)的技術(shù)合作與信息交流，將供應(yīng)商和客戶關(guān)系資源轉(zhuǎn)化為企業(yè)競爭優(yōu)勢，在增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新合作性的同時(shí)提高創(chuàng)新的成功率。第三，醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)應(yīng)提升企業(yè)的自主創(chuàng)新意識(shí)，掌握核心技術(shù)，通過產(chǎn)品差異化提高企業(yè)的市場占有率，從而在橫向市場與縱向市場的交易談判中掌握主動(dòng)權(quán)。第四，盡管當(dāng)前我國的政府補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠政策已經(jīng)在醫(yī)藥制造業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)方面發(fā)揮了積極的激勵(lì)作用，但為了更好地促進(jìn)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，政府仍需加大扶植政策的力度，在完善相關(guān)優(yōu)惠補(bǔ)貼的同時(shí)營造良好的技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境。