買方勢力空間溢出效應研究
——基于空間杜賓模型

李 凱，丁正良，于冠一

東北大學 工商管理學院，沈陽 110000

引言

研發(fā)構成制藥產業(yè)(企業(yè))發(fā)展核心，新產品使企業(yè)長期享有該專利帶來的收益。根據艾美仕的統計數據，世界十大著名制藥企業(yè)輝瑞、強生、羅氏、默克等均把新技術作為企業(yè)生存的根本，紛紛投入巨資從事新藥品研發(fā)，以提高產品競爭力，搶占市場制高點，平均研發(fā)強度在15%以上，瑞士羅氏公司則高達23.6%。中國制藥行業(yè)迅速發(fā)展的同時也存在眾多問題，研發(fā)資金投入占銷售收入比值除個別企業(yè)達到5%外，大部分研發(fā)投入水平非常低，遠低于全球十大制藥企業(yè)15%的平均水平；科技創(chuàng)新成果轉化率低，仍以模仿為主，原創(chuàng)不足。

中國混業(yè)經營模式下，大型公立醫(yī)院控制絕大多數藥品銷售業(yè)務，零售藥店難以與之抗衡。地區(qū)醫(yī)院共同招標結成利益聯盟，在談判過程中居于主導地位，對制造商控制力較強，處于近乎買方壟斷地位的下游醫(yī)療行業(yè)，面對市場集中度較低的制藥行業(yè)時，必然對其研發(fā)活動產生不可忽視的影響。張慶霖等[1]和劉旭寧等[2]對此予以關注。

研發(fā)投入為研發(fā)經費內部支出占銷售收入比重，研發(fā)經費內部支出面向全國，銷售收入同時來自本地和其他地區(qū)買方市場，縱向市場存在特殊的多對多關系，非普通面板能夠解決。本研究構建上下游縱向關系，選取合適指標測量買方勢力和賣方勢力，在買方勢力對賣方研發(fā)投入的影響中，充分考慮賣方抗衡勢力的調節(jié)作用，并設置具有不同含義的空間權重矩陣深入分析買方勢力溢出效應，同時擴展模型進行穩(wěn)健性檢驗。本研究的創(chuàng)新點在于依托空間計量模型測量買方勢力空間溢出效應。

1相關研究評述

SCHUMPETER[3]最早從技術與經濟相結合的角度，探討技術創(chuàng)新在經濟發(fā)展中的作用。他把創(chuàng)新分為產品創(chuàng)新、技術創(chuàng)新、市場創(chuàng)新、資源配置創(chuàng)新、組織創(chuàng)新或制度創(chuàng)新，企業(yè)家作為創(chuàng)新主體，通過建立一種新生產函數，把生產要素和生產條件的新組合引入生產體系。此后大量研究主要采用哈佛學派的結構-行為-績效(SCP)范式，集中于分析企業(yè)屬性因素、行業(yè)屬性因素和社會因素對企業(yè)創(chuàng)新激勵的影響。企業(yè)屬性因素包括技術機遇、技術溢出、市場需求、利潤、產品差異性、獨占性條件等，行業(yè)屬性因素包括市場結構、市場集中度、進入和退出壁壘等，社會因素包括政府對企業(yè)專利保護制度等。上述研究忽視了供應鏈中縱向相關市場的影響，許多行業(yè)經歷不斷集中的過程，逐漸增強的買方勢力已成為不可忽視的因素，影響機理完全不同于橫向市場并逐漸受到關注。

眾多學者從不同視角切入，對買方勢力效應展開研究。隨著線上交易的發(fā)展，網絡平臺對進入商家制定市場準入規(guī)則，收取費用和縱向約束，類似于上游對下游企業(yè)的縱向控制，逐漸受到反壟斷部門關注。WEN et al.[4]在新興電子商務、縱向市場相對勢力視角下探索買方勢力效應，現實意義較強。供應商共享知識視角下，CHEN et al.[5]研究買方勢力在買賣雙方共享知識進行研發(fā)合作中所起的作用，研發(fā)合作日益成為企業(yè)間合作趨勢，當買方對中間投入品有特定規(guī)格要求，而賣方難以將特定規(guī)格中間投入品生產技術吸納到生產過程時，買方愿意與上游合作伙伴共享現有技術，由此升級制造商?；谡勁幸暯?，WYLD et al.[6]考察擁有市場勢力的買方謀取利益的途徑；NYAGA et al.[7]的研究表明，買賣雙方市場勢力不對稱時，除雙方關系和交易因素，強大的買方勢力對合作伙伴績效產生重要影響；韓敬穩(wěn)等[8]認為無論交易行為處于何種階段，在強勢零售商壓低供應商批發(fā)價格的背景下，供應商績效都不會優(yōu)于公平交易下的績效。談判視角下買方勢力對自身或合作伙伴績效的影響，本質體現縱向市場交易中雙方收益由相對議價勢力決定。以合作博弈理論為基礎，IKONNIKOVA et al.[9]在雙邊寡頭壟斷模型中使用夏普離值描述買方勢力對貿易剩余分配的影響?；谫I方勢力來源角度，李凱等[10]分析下游廠商利用消費者偏好特征形成買方勢力的機理，以及該行為對自身和競爭對手議價能力、收益和規(guī)模的影響?；诳购鈩萘嵌?，ELLISON et al.[11]利用出售給美國藥店的抗生素批發(fā)價格數據，實證檢驗抗衡勢力理論的正確性；MILLS[12]的研究表明，擁有抗衡勢力的大型零售連鎖店能夠制約供應商市場勢力，以對交易條款施加影響。從市場交易條件出發(fā)，韓敬穩(wěn)等[13]的研究表明，下游零售寡頭依靠強大買方勢力對供應商采取各種不平等交易行為，以實現其轉嫁成本的目的。基于供應商競爭視角，SMITH et al.[14]研究上游供應商競爭帶來的產量不確定對下游議價勢力的影響，此時買方勢力發(fā)揮效果依賴一定外部條件。企業(yè)合并浪潮下，大企業(yè)間兼并可能形成行業(yè)內壟斷寡頭，社會福利和消費者福利不可避免地受到影響。EZRACHI et al.[15]討論買方勢力在歐盟兼并規(guī)制中的作用，為反壟斷和福利效應提供參考意見。

買方勢力與供應商創(chuàng)新相關性研究中，普遍觀點是下游具有強大勢力的買方降低上游供應商創(chuàng)新激勵和績效，因為其能夠抽取聯合利潤或利潤增量中的更大份額，通過價格折扣、數量折扣、通道費、促銷費、入場費、區(qū)域排他、權利排他、相對于競爭對手更低批發(fā)價格、市場交易中通過議價勢力向上游企業(yè)施加威脅獲得優(yōu)惠、利己條款等各種方式，使利潤流向自身，降低制造商創(chuàng)新投資收益和研發(fā)資金來源，以此抑制其創(chuàng)新激勵和產品多樣性類型。數理模型分析中，JOVANOVIC et al.[16]觀察到零售商合并和私有品牌擴散情況下，零售商逐漸控制縱向供應鏈中相關職能，其規(guī)模擴大導致制造商創(chuàng)新效率低；BATTIGALLI et al.[17]通過非合作議價模型，分析幾種買方勢力來源對賣方質量提升的影響，總剩余的分配影響供應商產品質量提升激勵，買方勢力的提升不僅使供應商和消費者福利進一步受到損害，而且降低上游產品創(chuàng)新激勵。限于數據可獲得性以及較難選取買賣雙方勢力代理變量，經驗研究比理論分析少。對食品行業(yè)的研究中，WEISS et al.[18]基于2002年德國食品制造業(yè)企業(yè)層面數據和面板負二項模型，研究表明零售商市場勢力對供應商產品創(chuàng)新產生負效應，如果制造企業(yè)擁有市場力量(抗衡勢力)時，負效應得以減輕，供應商創(chuàng)新與橫向市場中的份額正相關。WEISS et al.[18]研究的邊際貢獻在于以向微觀企業(yè)發(fā)放調查問卷的方式，獲取企業(yè)層面詳細特征信息；在買方勢力核心指標構建中，要求企業(yè)評估來自下游零售商的定價能力，設置5個不同層級(1為很低，5為很高)，以極其巧妙的方式刻畫下游買方勢力，為此類研究提供新路徑。在其深入探索中，WEISS et al.[19]仍基于此數據集和多值選擇模型，關注零售商市場勢力是否影響食品制造企業(yè)高質量產品創(chuàng)新投資行為，結果表明零售商市場勢力降低上游企業(yè)引進新產品激勵，對常規(guī)質量產品創(chuàng)新的負向影響適中且微弱，對優(yōu)質產品不存在負向效應，優(yōu)質產品生產商在產品創(chuàng)新上似乎更能與零售商市場勢力相抗衡。中國的實證研究中，張慶霖等[1]的實證研究表明，醫(yī)療機構利用其雙邊壟斷勢力降低制藥產業(yè)創(chuàng)新投入并扭曲其創(chuàng)新結構。

一些學者對買方勢力抑制供應商技術創(chuàng)新的觀點提出挑戰(zhàn)，認為買方勢力可能對賣方創(chuàng)新激勵具有促進作用，其中以INDERST等的系列研究為代表。INDERST et al.[20]把供應商市場勢力模型化為供應商替換一個既定買方的能力，當供應商替換下游客戶、尋找潛在客戶成本較高或對下游具有高度經濟依賴時，下游企業(yè)隨之擁有買方勢力。與低勢力買方相比較，勢力強大買方的存在增強了供應商降低邊際成本的激勵，工藝創(chuàng)新程度由此提高。隨著博弈論廣泛應用到產業(yè)組織理論中，影響日益增強，對買方勢力的研究進入新的階段，INDERST et al.[21]構建上游壟斷供應商與下游多家競爭性買方的1×n博弈模型，認為供應商面對具有強大勢力的買方時，工藝創(chuàng)新和產品創(chuàng)新激勵增強，此時邊際成本和買方外部選擇價值降低，提升了與下游大型領導企業(yè)的談判地位，持續(xù)增強的買方勢力正向促進上游研發(fā)投入。之后，INDERST et al.[22]構建從企業(yè)規(guī)模中內生的買方勢力討價還價模型，探索買方市場勢力對供應商動態(tài)效率的影響，勢力強大的買方誘使供應商在產品質量方面進行更多投資，以提高自身產品相對于競爭對手的差異化水平，上游企業(yè)生產技術和產品創(chuàng)新程度隨之得到提升。經驗分析中，KIRKWOOD[23]針對美國醫(yī)療保健支出顯著高于其他國家的情況，探索是否可以依賴強大買方勢力降低處方藥價格，結果表明準許包括聯邦政府在內的所有最大買方就處方藥價格與制造商談判，可以大幅降低眾多品牌藥價格，而且不引起創(chuàng)新降低。制藥企業(yè)近些年獲得巨額利潤，即使降低價格也能獲得研究和開發(fā)的競爭性回報，開發(fā)新藥的動機仍舊很高，創(chuàng)新得到提高的同時，新藥的支付費用也會下降，從實證角度為INDERST et al.[20-22]的觀點提供支持。

隨著對買方勢力認識不斷深入，一些學者在不同上下游環(huán)境下分析買方勢力對供應商研發(fā)投入的影響，推動此類研究進入更高層級。數理模型的典范為CHEN[24]的研究，其構建理論框架并推導出不斷集中的買方勢力可能削弱或者加強供應商創(chuàng)新動機的一般條件，買方勢力的影響依賴于創(chuàng)新類型、勢力來源和發(fā)揮作用的渠道，不同情形下買方勢力對供應商創(chuàng)新動機有正效應、負效應或無影響。從實證角度考察，K?HLER et al.[25]在買方價格競爭和技術競爭等不同下游環(huán)境條件下，基于德國制造業(yè)和服務業(yè)1 129個企業(yè)層面數據集，以每家上游企業(yè)與3家下游最大客戶交易量占其銷售收入比值作為買方勢力代理變量，從供應商對買方經濟依賴視角構建買方勢力測量指標，使用廣義Tobit模型考察買方市場勢力對上游企業(yè)創(chuàng)新激勵的影響，認為買方勢力與供應商開始R&D活動的概率負相關，如果下游買方擁有強大市場勢力并進行激烈價格競爭時，將減輕對上游供應商創(chuàng)新的負效應；如果下游買方擁有強大市場勢力并進行激烈技術競爭時，對上游供應商R&D強度只有微弱的負效應。基于上游行業(yè)市場集中度視角，FARBER[26]基于美國50個小類細分行業(yè)數據，通過建立市場集中度、廣告支出強度、研發(fā)雇員數量的聯立方程，考察買方市場集中度對供應商預期創(chuàng)新績效的影響，認為買方集中度對供應商研發(fā)行為有重大影響，對于集中度不高的行業(yè)，供應商R&D活動與買方集中度負相關；對于集中度很高的行業(yè)，供應商R&D活動與買方集中度正相關。同樣基于上游供應商市場集中度視角的代表性研究還有PETERS[27]的研究，依托汽車企業(yè)調查問卷，使用創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出測量技術創(chuàng)新，研究德國汽車行業(yè)買方和供應商市場集中度對供應商創(chuàng)新行為的影響，結果表明，如果供應商處于低(高)市場集中度，買方集中情況下企業(yè)創(chuàng)新和研發(fā)雇員強度將下降(增強)，買方對投入品價格施加壓力降低供應商的創(chuàng)新支出和開發(fā)新產品的動力，供應商市場競爭數量較少、消費者數量較多的條件刺激供應商創(chuàng)新動機?；趧?chuàng)新模式和賣方市場勢力視角，孫曉華等[28]依據中國制造業(yè)數據，依托行業(yè)發(fā)展現實，實證結果表明上游企業(yè)產品創(chuàng)新投入強度與買方勢力正相關，工藝創(chuàng)新投入強度與買方勢力負相關，賣方勢力在買方勢力對上游創(chuàng)新投入影響中發(fā)揮調節(jié)作用。

綜上所述，與橫向市場規(guī)模和結構對企業(yè)創(chuàng)新、績效影響一致相比，縱向市場買方勢力對供應商行為績效的影響并不完全一致，有些甚至對立，不同結論取決于研究縱向市場相對市場勢力所選理論視角、計量方法、行業(yè)、買賣雙方市場結構的異質性、博弈規(guī)則和理論模型的構建不同。直接受限于微觀企業(yè)數據的可獲得性，相對理論分析和實證研究數量較少。本研究在微觀企業(yè)數據缺失情況下，將地區(qū)賣方制藥行業(yè)視為一個企業(yè)，買方醫(yī)療行業(yè)視為一個企業(yè)，構建全國范圍內賣方31個制藥企業(yè)與買方31個醫(yī)療企業(yè)的縱向關系，并考慮地區(qū)間縱向交互關系，在買方勢力對賣方研發(fā)投入的影響中，充分考慮賣方抗衡勢力的調節(jié)作用，依托計量方法創(chuàng)新，初步探索采用空間計量模型解決買方勢力空間溢出效應，希冀在縱向關系實證研究中推廣并加深對制藥行業(yè)和其他制造行業(yè)的認識。

2模型構建和實證結果分析

2.1縱向關系構建和相關性分析

占據醫(yī)療機構絕對主導地位的醫(yī)院不僅向住院患者出售藥品，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(yī)院藥房購買藥品，通過捆綁銷售方式把自身在診療市場上的勢力延伸到藥品銷售市場。尤其一些重量級藥品只有進入醫(yī)院才有銷售市場，加之醫(yī)療行業(yè)進入壁壘高，嚴格意義來說，中國藥品銷售市場是醫(yī)院買方壟斷市場。對于買方醫(yī)療企業(yè)，把不同地區(qū)醫(yī)院總個數作為買方市場勢力的測量指標，i地區(qū)相對j地區(qū)醫(yī)院數量越多，即在全國醫(yī)療行業(yè)市場占有率越高，買方勢力越大。對于賣方制藥行業(yè)，把制藥企業(yè)數量作為賣方市場勢力的測量指標，同時以制藥行業(yè)銷售收入進行模型擴展，i地區(qū)相對j地區(qū)制藥企業(yè)數量越多或銷售收入越大，即在全國制藥行業(yè)市場占有率越高，賣方勢力越大。據此把全國31個省、自治區(qū)、直轄市每個地區(qū)醫(yī)療行業(yè)作為一個買方整體，每個地區(qū)制藥行業(yè)作為一個賣方整體，構建賣方31個制藥企業(yè)×買方31個醫(yī)療企業(yè)縱向關系。本研究以地區(qū)數據為樣本，買方勢力的特定含義為不同地區(qū)醫(yī)院整體在全國醫(yī)療行業(yè)所分割市場份額的相對勢力，即買方在橫向市場中的相對勢力。

對買方醫(yī)院總個數(Bmp)以及賣方制藥企業(yè)的研發(fā)投入(Rnd)、企業(yè)數量(Smp)、工業(yè)總產值(Giv)進行相關性分析，以確定縱向市場關聯關系，散點圖見圖1、圖2和圖3。

圖1 買方勢力與制藥企業(yè)研發(fā)投入相關性Figure 1 Correlation between Buyer Power and R&D Investment of Pharmaceutical Enterprises

圖2 買方勢力與制藥企業(yè)數量相關性Figure 2 Correlation between Buyer Powerand Number of Pharmaceutical Enterprises

由圖1可知，買方勢力與制藥企業(yè)研發(fā)投入負相關；由圖2和圖3可知，買方勢力與制藥企業(yè)規(guī)模正相關?？v向關系意義為：以醫(yī)院總個數測量的地區(qū)醫(yī)療行業(yè)買方勢力越大，以制藥企業(yè)數量和工業(yè)總產值測量的賣方制藥企業(yè)規(guī)模越大，研發(fā)投入越低。

圖3 買方勢力與制藥企業(yè)工業(yè)總產值相關性Figure 3 Correlation between Buyer Power and Gross Industrial Output Value of Pharmaceutical Enterprises

據此提出假設：買方勢力增強對制藥行業(yè)規(guī)模擴大產生促進作用，但減少其研發(fā)投入，抑制其技術創(chuàng)新。

2.2空間杜賓模型(SDM)構建和估計方法

2.2.1 模型構建和檢驗

當用制藥行業(yè)研發(fā)經費內部支出占銷售收入比值測量研發(fā)投入時，對任何地區(qū)制藥行業(yè)而言，研發(fā)經費支出面向全國，銷售收入不僅來自本地買方市場，而且來自其余30個地區(qū)，賣方31個制藥企業(yè)×買方31個醫(yī)療企業(yè)縱向關系中存在交互效應。換言之，任何地區(qū)醫(yī)院不僅影響本地制藥企業(yè)的銷售收入，而且影響與之存在關聯地區(qū)制藥企業(yè)的銷售收入，即自變量對因變量的影響存在地理效應和空間效應，縱向關系見圖4，非簡單1×1關系。

圖4 地區(qū)縱向關系交互影響示意圖Figure 4 Diagram of Interactive Influence of Vertical Relationship in Regionally

空間面板打破普通面板空間獨立性假設，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，使估計結果更加準確，并體現本地區(qū)自變量對本地區(qū)因變量和其他地區(qū)因變量的影響，具有實際價值。

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)?？臻g面板模型的一般形式為

(1)

目前中國缺少縱向關系買方勢力空間溢出效應權重矩陣構建方法作為參考，已有研究主要探討地區(qū)間技術溢出效應，普遍設置地理距離矩陣和經濟距離矩陣。參考李婧等[29]對距離標準的解釋和構建空間權重矩陣的方式，即兩個空間單元之間的距離(地理距離和經濟距離)決定二者空間關聯程度，距離越近相關性越強，反之越弱。據此建立地理距離空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣(W2)，地理距離空間權重矩陣包括鄰接空間權重矩陣和反距離空間權重矩陣。鄰接矩陣表征為若兩個地區(qū)空間位置相鄰則存在空間關聯，若不相鄰則不關聯，主對角線元素為0，其余元素滿足

檢驗結果表明，W1的Wald統計量在0.010和0.050顯著性水平上拒絕δ=0和δ+ρβ=0原假設；W2的LR統計量均在0.100顯著性水平上拒絕δ=0和δ+ρβ=0原假設，表明空間杜賓模型為最優(yōu)選擇。因此，本研究采用空間杜賓模型，其優(yōu)點在于不僅能夠測量i地區(qū)自變量對i地區(qū)因變量的直接效應，也能測量i地區(qū)自變量對j地區(qū)因變量的間接效應，即空間溢出效應，恰好能夠解決本研究遇到的問題，體現i地區(qū)買方勢力對j地區(qū)研發(fā)投入的空間溢出機制。

2.2.2 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。而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 et al.[30]提出采用直接效應、間接效應和總效應測量自變量對因變量的影響。間接效應表示本地區(qū)自變量對其他地區(qū)因變量的影響，即溢出效應，文中買方勢力空間溢出效應指買方勢力間接效應。將(1)式等號右邊第1項移到等號左邊，可得

(In-ρW)Y=βX+δWX+ε

(2)

其中，In為n×n維單位矩陣，Y為因變量向量，X為由自變量和控制變量構成的矩陣。為了計算直接效應、間接效應和總效應，將(2)式兩邊同乘(In-ρW)-1，可得

(3)

其中，Sr(W)=V(W)(βrIn+δrW)，V(W)=(In-ρW)-1，Xr為第r個解釋變量，βr為In的系數，δr為W的系數。對(3)式進行擴展，可得

V(W)ε

(4)

在此基礎上結合本研究目標，選取因變量、自變量和控制變量構建空間面板模型，即

ui+ηt+εi,t

(5)

2.3數據來源、變量解釋和描述性統計

本研究選取2001年至2015年31個省、自治區(qū)、直轄市分行業(yè)和地區(qū)的面板數據樣本，制藥行業(yè)的研發(fā)投入和銷售收入、市場需求增長率、產品差異化和銷售利潤率數據來自歷年《中國高技術產業(yè)統計年鑒》；買方勢力數據來自歷年《中國衛(wèi)生和計劃生育統計年鑒》，《中國衛(wèi)生年鑒》和《中國藥學年鑒》對個別數據起到對照作用；制藥企業(yè)數量、制藥行業(yè)資產專用性和企業(yè)規(guī)模數據來自歷年《中國工業(yè)經濟統計年鑒》；政府規(guī)制數據來自歷年《中國城市(鎮(zhèn))生活與價格年鑒》，人均GDP數據來自歷年《中國統計年鑒》。根據(5)式，因變量為制藥行業(yè)的研發(fā)投入；自變量為買方勢力和賣方勢力，分別采用制藥企業(yè)數量和制藥行業(yè)銷售收入測量賣方勢力；控制變量為資產專用性、政府規(guī)制、企業(yè)規(guī)模、產品差異化、地區(qū)人均GDP、銷售利潤率和市場需求增長率。為了達到大樣本數據、減少估計誤差的目的，對缺失數據使用指數平滑法進行預測。實證分析計量軟件為Stata 12.0、Arcgis 10.2和Matlab 7.0，變量解釋和描述性統計結果見表1。

表1 變量符號、測量指標和描述性統計結果Table 1 Variable Symbols, Mearsure Indicators and Results for Descriptive Statistics

(1)研發(fā)投入作為測量制藥行業(yè)內企業(yè)技術創(chuàng)新能力指標，以制藥行業(yè)研發(fā)經費內部支出占銷售收入比重計算。

(2)僅以制藥企業(yè)數量測量賣方勢力存在不嚴謹之處，如企業(yè)規(guī)模對研究結果有一定影響，在數據受限情形下，用制藥行業(yè)銷售收入進行模型擴展，以確保結論穩(wěn)健性。

對于買方勢力與賣方勢力的交互項，在產業(yè)組織縱向關系研究中，買賣雙方的勢力互為依存，隨著買方勢力逐漸增強，賣方勢力起到抗衡的作用，因此在交互項中賣方勢力是一種抗衡勢力，作為調節(jié)變量影響買方勢力與制藥行業(yè)研發(fā)投入的關系。

(3)由于數據的可獲得性，用固定資產與總資產的比值測量資產專用性。資產專用性指耐用資產在多大程度上被鎖定而投入特定交易關系，資產的專用性程度越高，若重新被配置作其他用途，由此產生的轉換成本越大，形成行業(yè)技術范式轉變障礙。因此，資產專用性對制藥行業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)影響不可忽視。

(4)以各省制藥行業(yè)出廠價格指數除以一般工業(yè)品出廠價格指數測量政府規(guī)制，與采用虛擬變量相比，這種測量方法不僅能測量政策的有無，而且能夠反映影響大小和方向，很好的體現政府規(guī)制程度。

(5)用制藥行業(yè)工業(yè)總產值除以制藥企業(yè)數量測量企業(yè)規(guī)模，體現規(guī)模大小對研發(fā)投入影響。

(6)用新產品銷售收入占銷售收入的比值測量產品差異化，當制藥企業(yè)享受到研發(fā)成果新產品帶來的收益時，有更強的研發(fā)投入激勵。

(7)地區(qū)人均GDP反映地區(qū)發(fā)達程度與制藥行業(yè)的創(chuàng)新關系；用利潤占銷售收入的比值測量銷售利潤率，制藥行業(yè)的研發(fā)投入具有高風險性，前期投入較大，需要大量資金提供支持，因此銷售利潤率是影響研發(fā)投入的重要變量；采用當期銷售收入與前期銷售收入之差與前期銷售收入的比值測量市場需求增長率，創(chuàng)新成果最終需面向市場，市場需求也在制藥行業(yè)研發(fā)投入中起關鍵作用。

2.4空間自相關檢驗

空間自相關可理解為位置相近的區(qū)域具有相似的變量取值，如果高值與高值聚集，低值與低值聚集，則為正空間自相關；如果高值與低值聚集，則為負空間自相關?；诒狙芯康男袠I(yè)層級數據樣本，深入分析地區(qū)間制藥行業(yè)研發(fā)投入空間自相關性，對了解中國制藥行業(yè)特征具有重要意義。最早出現的測量空間自相關的指標是莫蘭指數[31]，但莫蘭指數應用存在受限的情形，即隱含的假設是地區(qū)研發(fā)投入集合圍繞均值上下波動，期望值為常數，不存在任何發(fā)展趨勢，如果出現發(fā)展趨勢則可能導致檢驗結果出現偏差。吉爾里指數(C)對全局和局部空間自相關更敏感，因此本研究使用吉爾里指數對制藥行業(yè)研發(fā)投入的空間相關性和相關程度進行分析。吉爾里指數的取值一般介于0～2之間，大于1為負相關，等于1為不相關，小于1為正相關。本研究用地區(qū)醫(yī)院總個數測量買方勢力，基于反距離空間權重矩陣W1和經濟距離空間權重矩陣W2測算2001年至2015年制藥行業(yè)研發(fā)投入的全局吉爾里指數，空間自相關檢驗結果見表2。

表2 2001年至2015年研發(fā)投入的吉爾里指數Table 2 R&D Geary Index in 2001-2015

由表2可知，2001年至2015年各省制藥行業(yè)研發(fā)投入的吉爾里指數全部處于(0,1)區(qū)間內，不同矩陣下僅2010年統計量不顯著，表明各省制藥行業(yè)研發(fā)投入存在正空間自相關，具有全局范圍內的空間集聚特征。

3估計策略

3.1矩陣構建和回歸分析

本研究在微觀數據缺失的情況下，嘗試采用空間杜賓模型解決縱向多對多關系。鑒于解釋變量包含被解釋變量而產生內生性，采用普通最小二乘法使估計結果有偏，依據ELHORST[32]和LEE et al.[33]的建議，用極大似然估計方法估計參數，計量軟件為Matlab 7.0。

3.1.1 反距離空間權重矩陣回歸結果

空間權重矩陣表征地區(qū)之間的經濟依賴和關聯程度，正確的設置方法對估計結果至關重要。反距離空間權重矩陣的經濟含義為：買方勢力相同情況下，市場交易數量(購買量)與兩地地理距離成反比。這符合Tobel地理學第一定律，即所有事物都與其他事物相關聯，較近的事物比較遠的事物更關聯。經Hausman檢驗，與空間杜賓模型的無固定效應、空間固定效應和時間固定效應模型相比，空間時間雙固定效應模型為最優(yōu)估計模型。因此，采用空間時間雙固定效應模型，以地區(qū)醫(yī)院總個數表征買方勢力、以地區(qū)制藥企業(yè)數量表征賣方勢力時，反距離空間權重矩陣的回歸結果見表3。

表3 反距離空間權重矩陣回歸結果Table 3 Regression Results for Inverse Distance Saptial Weight Matrix

注：***為在0.010水平上顯著，**為在0.050水平上顯著，*為在0.100水平上顯著；括號中數據為z值；下同。受軟件程序小數點精確位數所限，Bmp、Smp、Bmp·Smp均以萬記。

由表3可以得到如下結果。

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

(2)買方勢力的系數均為負，直接效應通過0.050水平上的顯著性檢驗，表明本地買方勢力抑制本地制藥行業(yè)的研發(fā)投入。①地區(qū)醫(yī)院控制了藥品銷售市場的絕對份額和處方藥零售業(yè)務，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(yè)，其買方市場的議價能力無疑極其顯著，對縱向產業(yè)鏈上游的制藥行業(yè)控制力較強，使制藥行業(yè)利潤水平遭受損失，缺少足夠的研發(fā)資金從事技術創(chuàng)新活動。②診療過程需要醫(yī)學專業(yè)化知識，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，對醫(yī)院的抗衡勢力和議價能力幾乎為零；政府投入不足使非營利性醫(yī)院不得不“以藥養(yǎng)醫(yī)”，醫(yī)院(醫(yī)生)提供診療服務的同時兼具“創(chuàng)收”任務，其行為偏離職業(yè)軌道，加之醫(yī)患之間存在高度信息不對稱，醫(yī)生對藥品需求有最終決定權且以利益最大化為目標，導致醫(yī)療服務市場普遍存在逆向選擇和道德風險現象，嚴重扭曲藥品需求結構，通過產業(yè)鏈傳導并對制藥行業(yè)的行為產生縱向約束，扭曲制藥行業(yè)的研發(fā)投入。③醫(yī)療機構依靠強大買方勢力對制藥企業(yè)進行抽租，制藥企業(yè)并非視產品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新為立足之本和長期發(fā)展策略，而是把大量資金用于尋租活動，帶來無謂損失的同時也導致真正重視技術創(chuàng)新的企業(yè)失去市場生存能力，對整個行業(yè)的研發(fā)投入產生負效應。

間接效應系數為負，表明本地醫(yī)療機構對本地制藥企業(yè)表現出強大買方勢力的同時，在市場交易中也能對其他地區(qū)的制藥企業(yè)施加強大的市場勢力，理論分析同上。間接效應系數未通過顯著性檢驗，表明本地買方勢力通過空間溢出效應對其他地區(qū)制藥行業(yè)研發(fā)投入的抑制作用不明顯，與系數的方向和顯著性水平相對應。直接效應系數的絕對值顯著大于間接效應，表明同一地區(qū)制藥行業(yè)與醫(yī)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(qū)，兩者作為一個“經濟圈”而存在，其示意圖見圖5。

實證結果與預期一致，也表明計量方法、買方勢力核心變量、反距離空間權重矩陣設置正確?？傂禂禐樨?，即對所有地區(qū)制藥行業(yè)的研發(fā)投入產生抑制作用，與圖1對應。已有研究依托數理模型和不同計量模型證明買方勢力抑制制造企業(yè)技術創(chuàng)新[1,16-19,34]，本研究對縱向關系實證研究方法進行創(chuàng)新，在空間模型視角下，實證結果表明本地醫(yī)療行業(yè)的買方勢力同時降低本地制藥行業(yè)和其他地區(qū)制藥行業(yè)的研發(fā)投入。

體現縱向市場勢力交互作用的Bmp·Smp1直接效應系數為正且通過了0.050水平上的顯著性檢驗，當把賣方勢力作為調節(jié)變量時，買方勢力越大，制藥企業(yè)數量與研發(fā)投入正相關；買方勢力越小，制藥企業(yè)數量與研發(fā)投入負相關。也就是說，買方勢力越大，制藥行業(yè)同樣具備一定市場勢力，即賣方擁有抗衡勢力時有利于研發(fā)活動，沒有抗衡勢力時不利于研發(fā)活動。買方勢力越小，相對應的較小的賣方市場勢力越能激勵企業(yè)從事研發(fā)活動，市場勢力越大對企業(yè)激勵程度越低。交互項直接效應系數顯著表明同一地區(qū)買賣雙方作為經濟關系更加緊密的市場交易主體而存在，醫(yī)療行業(yè)對供應商縱向約束能力更強，對應的買方勢力直接效應系數的絕對值顯著大于間接效應系數的絕對值。

以制藥企業(yè)數量測量賣方勢力，其直接效應的系數通過0.010水平上的顯著性檢驗，企業(yè)規(guī)模直接效應的系數通過0.050水平上的顯著性檢驗，均與研發(fā)投入負相關。產業(yè)規(guī)模和企業(yè)規(guī)模的擴大并不意味核心競爭力增強，技術創(chuàng)新落后于規(guī)模擴張步伐；雖然產業(yè)規(guī)模不斷擴張，仍以模仿和大批量生產低水平仿制藥為主，對新藥的開發(fā)能力較弱，原創(chuàng)不足，產品同質化嚴重；缺乏對制藥行業(yè)品牌的建設，全球公認的自主品牌創(chuàng)新藥數量少，國際競爭力低，質的提高不顯著，規(guī)模的“大”正處于亞健康狀態(tài)[1]。實證結果與中國制藥行業(yè)現狀相符。

(3)從控制變量看，制藥行業(yè)資產專用性直接效應的系數為負且在0.050水平上顯著，即對研發(fā)投入是負激勵。專用性資產有多種形式，如專用場地、專用實物資產、專用人力資產和特定用途資產等，要保證產品質量在制藥行業(yè)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，具有很強的設備專用性；行業(yè)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；生產過程因解決環(huán)保問題購置的環(huán)保治理設備和對原生產、研發(fā)設備維修更換產生的長期待攤費則屬于特定用途資產。按照哈羅德·德姆塞茨[35]的觀點，供應商資產專用性越強，從一個技術范式跳躍到另一個技術范式產生的轉換成本越大，形成了對技術創(chuàng)新更大的阻力，不利于創(chuàng)新機會的出現和技術變革的推進。按照WILLAMSON[36]的觀點，做出專用性投資之后，交易雙方之間的契約關系和雙方地位隨之改變，提高了投資一方對另一方的依賴性，不完全契約下，更容易導致機會主義行為和敲竹杠的發(fā)生。資產專用性越強的企業(yè)，越容易被下游企業(yè)“套牢”，在交易市場中討價還價能力降低，利潤分配的減少也削弱了其進行研發(fā)投入的資金支持。實證結果與哈羅德·德姆塞茨[35]和WILLAMSON[36]的理論觀點一致，與DOSI[37]的資產專用性不利于創(chuàng)新機會的出現和技術變革推進的結論一致。

圖5 縱向市場經濟含義Figure 5 Economic Implication for Vertival Markets

政府規(guī)制直接效應的系數為正且在0.010水平上顯著，表明政府規(guī)制促進制藥行業(yè)研發(fā)投入。制藥行業(yè)的產品具有不同于一般產品的特殊性，與人類健康和生命安全緊密相連。世界各國無一例外地成立專門機構對藥品的生產、檢測、管理、進出口、批發(fā)、零售直到終端使用中的每一個環(huán)節(jié)采取嚴格的法律加以規(guī)范和管理。雖然政府對制藥行業(yè)嚴格監(jiān)管和新藥上市的長時間審查，強制削價、最高限價規(guī)制都可能對某類新藥開發(fā)有極大影響，顯著改變企業(yè)對技術創(chuàng)新的預期收益，導致品牌藥研發(fā)轉向仿制藥生產甚至某一研發(fā)項目的擱淺或放棄。但是監(jiān)管框架不只是施加在制藥行業(yè)上的沉重負擔，也有可能提供有價值的服務。①為藥物質量提供并不能通過市場機制實現的認證，有效阻止虛假新藥泛濫市場和“劣幣驅逐良幣”的格雷欣法則在中國藥品市場成為現實。反檸檬作用能夠甄別偽造新藥，保護真正新藥和企業(yè)研發(fā)成果，為鼓勵創(chuàng)新提供直接激勵。醫(yī)藥監(jiān)管部門正以合作、支持的立場推廣和宣傳安全有效的新藥，間接促進研發(fā)。②從保障藥品質量和安全、降低民眾不斷上漲的醫(yī)療費用支出、提高社會總福利角度，政府對藥品多次強制削價，降低了制藥企業(yè)利潤。鑒于藥品技術創(chuàng)新高投入和高風險特征，政府往往授予企業(yè)專利權，使其享有一定時間排他性收益，出于規(guī)避規(guī)制和提高收益的目的，也對其研發(fā)投入起到促進作用。研究結果與已有研究的政府規(guī)制促進制藥企業(yè)創(chuàng)新結論一致[38-40]。

產品差異化直接效應的系數為正且在0.010水平上顯著，表明制藥企業(yè)從研發(fā)新產品中獲得收益，對研發(fā)投入產生正向激勵。代表地區(qū)經濟發(fā)展水平的地區(qū)人均GDP直接效應的系數為正，且在0.010水平上顯著，其數值在所有控制變量中最高，表明經濟發(fā)達地區(qū)的制藥行業(yè)更加注重研發(fā)活動的價值，增加研發(fā)投入。銷售利潤率直接效應的系數為正且在0.100水平上顯著，制藥行業(yè)具有高投入、高風險特點，企業(yè)利潤增加帶來的收益能夠起到攤薄固定資產投資、降低研發(fā)投入風險的作用，增強企業(yè)技術創(chuàng)新動力。市場需求增長率直接效應的系數為負且在0.050水平上顯著，面對不斷增長的市場需求規(guī)模帶來的穩(wěn)定現金流，保持藥品當前療效水平和技術含量即可滿足市場需求，由此降低企業(yè)競爭壓力，導致其缺少研發(fā)投入激勵。

3.1.2 經濟距離空間權重矩陣回歸結果

反距離矩陣僅考慮買方勢力相同、地理距離不同這一種情形，構建空間權重矩陣不僅應考慮地理距離因素，也應考慮經濟距離因素。買方勢力作為核心變量，在產業(yè)鏈市場交易中發(fā)揮關鍵作用，即不同地區(qū)買方與賣方地理距離相同時，購買量與橫向市場份額成正比?？紤]一般情形，某地區(qū)的買方勢力比另一地區(qū)較強但距離賣方較遠時，對賣方銷售量的影響程度難以確定，參考李婧等[29]的研究，創(chuàng)建兼具買方勢力因素和地理距離因素的經濟距離空間權重矩陣，即

由表4可知，除企業(yè)規(guī)模未通過顯著性檢驗外，其余控制變量、核心變量的回歸系數和顯著性水平與反距離空間權重矩陣大體保持一致。買方勢力空間溢出效應系數為負且未通過顯著性檢驗，空間溢出效應不明顯；買方勢力直接效應系數為負并在0.050水平上顯著，表明本地買方勢力對本地賣方制藥行業(yè)的研發(fā)投入產生抑制作用。買方勢力間接效應的系數為負且未通過顯著性檢驗，與總效應的方向和顯著性水平相對應，買方勢力間接效應系數的絕對值顯著小于直接效應系數的絕對值，表明同一地區(qū)縱向產業(yè)鏈市場主體交易關系與經濟聯系更密切。買方勢力總效應系數為負，表明本地買方勢力對所有地區(qū)制藥行業(yè)的研發(fā)投入產生抑制作用，與圖1對應。

交互項直接效應系數為正且在0.050水平上顯著，表明賣方市場具備與買方市場相對等的市場勢力時，對制藥行業(yè)的研發(fā)投入起促進作用，相對市場勢力較強或較弱均降低研發(fā)激勵。

表4 經濟距離空間權重矩陣回歸結果Table 4 Regression Results for Economic Distance Saptial Weight Matrix

3.2穩(wěn)健性檢驗

以制藥企業(yè)數量測量i地區(qū)相對j地區(qū)市場勢力時需進行穩(wěn)健性檢驗，以消除來自企業(yè)規(guī)模層面因素對相對勢力測量方式帶來的影響。即i地區(qū)制藥行業(yè)較發(fā)達，企業(yè)規(guī)模較大，j地區(qū)制藥行業(yè)欠發(fā)達，企業(yè)規(guī)模較小，即使兩者數量相同情形下，相對市場勢力也可能不同。引入地區(qū)制藥行業(yè)銷售收入進行穩(wěn)健性檢驗，模型設定與(5)式相同。

在核心變量做出改變的情況下，需重新對SDM的適用性進行Wald或LR檢驗。檢驗結果表明，W1的Wald統計量均在0.050顯著性水平上拒絕δ=0和δ+ρβ=0原假設，W2的LR統計量均在0.100顯著性水平上拒絕δ=0和δ+ρβ=0原假設，表明空間杜賓模型為最優(yōu)選擇。W1和W2的設置方式和經濟含義同上，經Hausman檢驗，以地區(qū)醫(yī)院總個數表征買方勢力、以地區(qū)制藥行業(yè)銷售收入表征賣方勢力時，采用時間固定效應的反距離空間權重矩陣穩(wěn)健性檢驗結果見表5，采用空間時間雙固定效應的經濟距離空間權重矩陣穩(wěn)健性檢驗結果見表6。

表5 反距離空間權重矩陣穩(wěn)健性檢驗結果Table 5 Robustness Test Results for Inverse Distance Saptial Weight Matrix

由表5可知，Bmp的直接效應和間接效應系數均為負，僅前者在0.100水平上顯著，表明本地買方勢力同時抑制本地和其他地區(qū)制藥行業(yè)的研發(fā)投入，但對其他地區(qū)制藥行業(yè)研發(fā)投入的抑制作用不明顯，與買方勢力空間溢出效應系數的方向和顯著性水平相對應。

縱向市場勢力交互項Bmp·Smp1直接效應的系數為正，且在0.050水平上顯著，也表明上下游行業(yè)之間較為對等的市場勢力有利于研發(fā)活動的開展，賣方相對勢力較強或較弱均降低研發(fā)激勵。

核心變量買方勢力空間溢出效應系數、買方勢力直接效應系數和交互項直接效應系數的回歸結果均與表3的結果一致。

各控制變量的系數也在不同水平顯著，且符號與表3一致，與核心變量Bmp、Smp2和Bmp·Smp2的符號和顯著性水平共同佐證表3，證明以制藥企業(yè)數量測量賣方勢力時反距離空間權重矩陣回歸結果具有穩(wěn)健性。

由表6可知，控制變量系數方向與表4一致，也僅企業(yè)規(guī)模未通過顯著性檢驗，與核心變量Bmp、Smp2和Bmp·Smp2的符號和顯著性水平共同佐證表4，證明以制藥企業(yè)數量測量賣方勢力時經濟距離空間權重矩陣結果具有穩(wěn)健性。

表6 經濟距離空間權重矩陣穩(wěn)健性檢驗結果Table 6 Robustness Test Results for Economic Distance Saptial Weight Matrix

4結論

本研究采用空間杜賓模型，把每個地區(qū)制藥行業(yè)和醫(yī)療機構分別作為一個整體，構建賣方31個制藥企業(yè)×買方31個醫(yī)療企業(yè)的縱向關系，在微觀數據缺失的情況下，依托計量方法創(chuàng)新探索產業(yè)鏈多對多交互影響?；诘乩砭嚯x和經濟距離空間權重矩陣，以地區(qū)醫(yī)院總個數表征買方勢力，以制藥企業(yè)數量表征賣方勢力，同時以制藥行業(yè)銷售收入表征賣方勢力進行穩(wěn)健性檢驗，將資產專用性和政府規(guī)制納入控制變量中，從買方勢力空間溢出效應角度研究研發(fā)投入的激勵作用，以2001年至2015年中國制藥行業(yè)數據為樣本進行實證檢驗，得到研究如下結果。

(1)反距離空間權重矩陣與經濟距離空間權重矩陣體現不同經濟含義，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(yè)研發(fā)投入不僅受自身屬性因素和橫向市場行業(yè)屬性因素影響，還與縱向市場相鄰行業(yè)不斷增強的買方勢力有關，空間溢出效應不明顯。直接效應和間接效應均為負表明本地買方勢力對本地制藥行業(yè)研發(fā)投入產生抑制作用，扭曲其創(chuàng)新行為，也通過空間溢出效應抑制非本地制藥行業(yè)創(chuàng)新行為。間接效應系數的絕對值顯著小于直接效應系數的絕對值，表明同一地區(qū)縱向產業(yè)鏈市場主體交易關系和經濟聯系更密切，醫(yī)療行業(yè)對制藥行業(yè)縱向約束力更強。

(3)市場勢力交互項表明縱向行業(yè)之間較為對等的市場勢力有利于研發(fā)活動，反之不利于創(chuàng)新行為的開展。控制變量行業(yè)規(guī)模、資產專用性、企業(yè)規(guī)模、市場需求增長率均與研發(fā)投入負相關，政府規(guī)制、產品差異化、地區(qū)人均GDP、銷售利潤率均與研發(fā)投入正相關且統計顯著。

(4)以地區(qū)醫(yī)院總個數測量買方勢力、以制藥行業(yè)銷售收入測量賣方勢力進行模型擴展時，證明上述結論具有穩(wěn)健性。

對管理者提出以下政策建議：①打破占據醫(yī)療行業(yè)主體地位的醫(yī)院在藥品市場買方壟斷地位，切實推行醫(yī)藥分業(yè)，切斷醫(yī)療機構與藥品之間的經濟利益聯系，方能實現藥品銷售市場的充分競爭，有助于提高制藥企業(yè)研發(fā)投入激勵。 ②政府規(guī)制在制藥行業(yè)研發(fā)過程中占有舉足輕重的地位，在作為特殊消費品的藥品市場，市場機制自發(fā)作用并不能替代其甄別和保護高效新藥、“反檸檬”地位，中國政府應加大對制藥企業(yè)生產、批發(fā)、零售環(huán)節(jié)的監(jiān)管力度。

本研究還存在一些不足，鑒于縱向市場多對多交互作用的復雜性和特殊性，受限于微觀數據可獲得性，本研究把空間計量模型引進實證分析，所得結論可能僅適合特定行業(yè)。