基于研發(fā)門限回歸模型實證分析中國上市醫(yī)藥企業(yè)運營狀況對盈利能力的影響

赫玉芳，于 露，劉金萍，姚佩欣，夏昉

（長春中醫(yī)藥大學，吉林 長春 130117）

近年來，中國的醫(yī)藥企業(yè)已成為兼顧社會效益和經(jīng)濟效益的高技術(shù)知識密集型產(chǎn)業(yè)，基于藥物周期性的新藥持續(xù)研發(fā)是中國上市醫(yī)藥企業(yè)的良性運營基礎(chǔ)，適度研發(fā)投入是中國上市醫(yī)藥企業(yè)的創(chuàng)收保障[1]。原衛(wèi)生部從2008 年對上市醫(yī)藥企業(yè)規(guī)范化監(jiān)管，截至2017 年，中國規(guī)模以上醫(yī)藥制造業(yè)個數(shù)從6524 家增加至7 532 家，主營業(yè)務(wù)收入從7 402.33 億元增長至27 116.57 億元，年復(fù)合增長率為15.52%；研發(fā)經(jīng)費從79.09 億元增長到534.18 億元，年復(fù)合增長率為0.21%，研發(fā)經(jīng)費投入增長速度低于主營業(yè)務(wù)收入，研發(fā)投入力度相對欠佳[2－3]。中國上市醫(yī)藥企業(yè)已具有一定的規(guī)模與發(fā)展歷程，研發(fā)投入是上市醫(yī)藥企業(yè)運營的重點組成部分，不僅有利于中國上市醫(yī)藥企業(yè)的健康發(fā)展，而且也對實現(xiàn)到2050 年把中國建成世界科技創(chuàng)新強國的目標具有重要戰(zhàn)略意義[4]。集聚效應(yīng)表現(xiàn)在研發(fā)投入較低時且達到一定門限的研發(fā)投入才能顯著增加企業(yè)利潤[5]。李愛玲等[6]運用面板平滑轉(zhuǎn)換模型發(fā)現(xiàn)，高新技術(shù)上市公司的外部注資、盈余對投資的非線性影響有雙門限特征。趙琳等[7]運用門限回歸模型檢驗制藥公司廣告和利潤間非線性關(guān)系，廣告投放強度在[0，0.049，1]時，加大廣告量能增加制藥公司利潤。靳巧花等[8]使用動態(tài)面板門限回歸模型，發(fā)現(xiàn)通過知識產(chǎn)權(quán)保護的門檻效應(yīng)的自主研發(fā)顯著影響區(qū)域創(chuàng)新能力。國內(nèi)外基于面板門限回歸模型的研究多集中于高新技術(shù)投資、制藥公司廣告、利潤關(guān)系等方面，針對中國上市醫(yī)藥企業(yè)資產(chǎn)報酬率對盈利能力影響研究的文獻較少。因此，本研究中利用研發(fā)門限效應(yīng)，揭示中國上市醫(yī)藥企業(yè)運營狀況與盈利間的作用機制，探討其研發(fā)帶來運營狀況變化對盈利能力影響，以及中國上市醫(yī)藥企業(yè)盈利的創(chuàng)新升級規(guī)律，為實現(xiàn)其良性發(fā)展提供參考。

1 數(shù)據(jù)與模型

1.1 變量選取

參考文獻[2，9]選取銷售毛利率為被解釋變量，流動比率、速動比率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和成本費用利潤率為控制變量，研發(fā)占比為門限變量，資產(chǎn)報酬率為解釋變量。

表1 變量說明

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

采用東方財富數(shù)據(jù)平臺下221 家中國上市醫(yī)藥企業(yè)2008 年至2017 年面板平行數(shù)據(jù)，為保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與有效性，剔除數(shù)據(jù)缺失較多的2 家上市醫(yī)藥企業(yè)，最終選取219 家中國上市醫(yī)藥企業(yè)為樣本。

1.3 研究方法與模型設(shè)定

本研究中采用HANSEN[10]提出的面板數(shù)據(jù)門限效應(yīng)模型，理論模型如下。

其中，Yi為被解釋變量，X 為解釋變量，qi，t為門限變量，θ 和λ 為相應(yīng)變量的參數(shù)向量，ε 為殘差項。門檻值能將樣本劃分為2 個區(qū)域，不同區(qū)域內(nèi)的解釋變量的系數(shù)不同。

2 實證分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

由表2 可見，2008 年至2017 年，219 家中國上市醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)占比的平均值為0.69%；由最小值、最大值及標準差可知，中國上市醫(yī)藥企業(yè)總體研發(fā)投入偏低，不同企業(yè)間研發(fā)投入水平差距較大[11]。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（%）

2.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

通過對解釋變量和被解釋變量的單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)變量處于平穩(wěn)狀態(tài)，避免了偽回歸的出現(xiàn)，可直接建立模型。結(jié)果見表3。

表3 變量的單位根檢驗結(jié)果

2.3 門限效應(yīng)檢驗

根據(jù)HANSEN[12]的研究，本研究中采用Stata 15.0依次在面板門限回歸模型下進行存在單一門限、雙重門限下的檢驗及門限值個數(shù)的估計。采用Bootstrap 法檢驗F 統(tǒng)計量，Bootstrap 法次數(shù)為200。結(jié)果見表4。以下分析基于單一門限模型的估計。

表4 門限效應(yīng)顯著性檢驗結(jié)果

2.4 門限值估計和區(qū)域劃分

單一門限值的估計值為1.960，95% 置信區(qū)間[1.860，2.058]。結(jié)果見圖1?？梢姡T限值在95%置信區(qū)間內(nèi)且置信區(qū)間較窄，更好地識別了門限值，從統(tǒng)計意義上看，門限值等于真實值。繪制估計結(jié)果的似然比函數(shù)，即研發(fā)占比為門限變量的門限值為1.960。

圖1 單一門限值的似然比函數(shù)圖

2.5 門限回歸模型的估計結(jié)果及分析

結(jié)果見表5。可見，資產(chǎn)報酬率對中國上市醫(yī)藥企業(yè)盈利能力的影響存在單門限效應(yīng)，根據(jù)研發(fā)投入的多少，將整個樣本劃分為2 個區(qū)間，不同區(qū)間上的資產(chǎn)報酬率對盈利能力的影響程度不同。當研發(fā)投入低于門限值時（研發(fā)占比不超過1.960），資產(chǎn)報酬率對盈利能力影響的系數(shù)為0.095，當研發(fā)投入高于門限值時（研發(fā)占比大于1.960），資產(chǎn)報酬率對盈利能力影響的系數(shù)為0.474，均在1%的顯著性水平下成立。在其他條件不變情況下，研發(fā)投入低于1.960 時，資產(chǎn)報酬率每提高1 個單位，平均盈利能力將增加0.09 個單位；研發(fā)投入高于1.960 時，資產(chǎn)報酬率每提高1 個單位，平均盈利能力將增加0.47 個單位，表明中國上市醫(yī)藥企業(yè)資產(chǎn)報酬率對盈利能力的影響受到研發(fā)投入的制約。隨著研發(fā)投入的增多，資產(chǎn)報酬率對盈利能力的影響進一步增加，以研發(fā)為核心競爭力的中國上市醫(yī)藥企業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展依托研發(fā)帶來的成果效應(yīng)，研發(fā)一旦取得成效，將為企業(yè)帶來高額附加值，甚至出現(xiàn)壟斷現(xiàn)象[13]。

表5 門限回歸模型的估計結(jié)果

中國上市醫(yī)藥企業(yè)的成本費用利潤率系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平下顯著，表明企業(yè)成本控制與企業(yè)盈利能力呈正相關(guān)。適度的成本控制便于研發(fā)投入的增加，研發(fā)投入是持續(xù)性的不定期投入，控制好成本費用使企業(yè)盈余資金可在必要時填補研發(fā)費用，從而提高企業(yè)的盈利能力；流動比率、速動比率差異不顯著，表明企業(yè)盈利能力受企業(yè)資產(chǎn)流動性影響較小，醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)長周期特性使資產(chǎn)流動速度的快慢對制藥業(yè)盈利影響較弱。聶麗等[9]認為，通過合理的流動資產(chǎn)及合理的經(jīng)營資金，能提高公司的經(jīng)營績效。資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率系數(shù)為負，且在1%的顯著性水平下顯著，表明高風險高收益的營運資本籌資模式使中國上市醫(yī)藥企業(yè)資產(chǎn)投入到產(chǎn)出的流轉(zhuǎn)速度較慢。高菁等[2]認為，醫(yī)藥制造業(yè)上市公司在注重自身管理利用能力的基礎(chǔ)上，還應(yīng)提高企業(yè)的運營效率，以實現(xiàn)企業(yè)的長期可持續(xù)增長。

3 討論

本研究結(jié)果顯示，研發(fā)投入位于不同門限區(qū)間時，資產(chǎn)報酬率對盈利能力存在不同程度影響，研發(fā)投入的增加明顯提高資產(chǎn)報酬率對中國上市醫(yī)藥企業(yè)平均盈利能力的影響。中國上市醫(yī)藥企業(yè)資產(chǎn)報酬率對盈利能力有顯著影響，受到研發(fā)投入的制約，且存在單門限效應(yīng)。成本費用利潤率同樣有顯著的正向促進作用，流動比率、速動比率有影響但不顯著，中國上市醫(yī)藥企業(yè)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率系數(shù)為負是中國上市醫(yī)藥企業(yè)呈現(xiàn)出高風險、高收益的營運資本籌資模式。為實現(xiàn)中國醫(yī)藥企業(yè)的健康發(fā)展，在上述實證分析基礎(chǔ)上提出以下建議。

利用研發(fā)杠桿，提高行業(yè)盈利能力：中國上市醫(yī)藥企業(yè)資產(chǎn)報酬率對平均盈利能力存在研發(fā)杠桿效應(yīng)。資產(chǎn)報酬率通過研發(fā)投入強度作用于上市醫(yī)藥企業(yè)的盈利能力，研發(fā)投入強度對醫(yī)藥企業(yè)平均盈利能力門限作用顯著，越過門限值后研發(fā)投入強度對平均盈利影響大幅增加。王鵬等[14]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)資本投入強度對高新區(qū)集聚產(chǎn)生負向影響。醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)基于行業(yè)特殊性，以研發(fā)爭奪市場競爭力是醫(yī)藥企業(yè)發(fā)展趨勢，規(guī)模較小的醫(yī)藥企業(yè)為了尋求更快的發(fā)展，充分利用研發(fā)杠桿效應(yīng)，傾向于尋求合作，以保證研發(fā)投入強度。同時，中國上市醫(yī)藥企業(yè)在規(guī)劃企業(yè)資本投入時應(yīng)注重研發(fā)投入的使用效率，避免研發(fā)投入的盲目和重復(fù)，做到真正意義上的研發(fā)成果轉(zhuǎn)化[15]，并通過規(guī)范的績效指標體系來提高研發(fā)投入效率。中國上市醫(yī)藥企業(yè)需避免短期投資傾向，注重自身研發(fā)資本的持續(xù)積累，以用發(fā)展的眼光看待研發(fā)投入，促進自身核心競爭力的形成。

減少庫存成本，加速資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度：中國上市醫(yī)藥企業(yè)平均存貨水平對企業(yè)盈利能力呈顯著正向影響，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)變化情況對盈利能力影響尚不顯著。表明中國上市醫(yī)藥企業(yè)的盈利水平一定程度上與存貨管理模式相關(guān)，資產(chǎn)流動性還未作用于盈利能力。葛夫蓮等[16]對我國部分醫(yī)藥流通行業(yè)上市公司的分析發(fā)現(xiàn)，總體存貨水平、企業(yè)銷售能力等因素影響績效水平。醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)根據(jù)上一年度及市場調(diào)研情況合理計劃產(chǎn)量，以減少庫存成本，保證產(chǎn)品質(zhì)量等方法，把控企業(yè)成本費用的支出；通過控制投入成本，加快企業(yè)存貨和固定資產(chǎn)的周轉(zhuǎn)速度，減少資金占用等方式提高中國上市醫(yī)藥企業(yè)的資產(chǎn)運營效率，進而提高企業(yè)的盈利能力。中國上市醫(yī)藥企業(yè)是國家醫(yī)療改革的重要產(chǎn)業(yè)，企業(yè)應(yīng)積極主動掌握國家政策的變化，充分利用國家相關(guān)支持政策，以實現(xiàn)企業(yè)的良性發(fā)展。

改善營運模式，提高資源利用效率：中國上市醫(yī)藥企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對盈利能力呈負影響，表明醫(yī)藥企業(yè)高風險、高收益的營運資本籌資模式下資產(chǎn)周轉(zhuǎn)能力有限。中國上市醫(yī)藥企業(yè)不同發(fā)展階段應(yīng)選擇不同的營運模式，才能以最優(yōu)配置促進企業(yè)的健康發(fā)展[17]。改善營運模式和整合藥企資源是中國上市醫(yī)藥企業(yè)的必然趨勢。通過處置閑置和利用不充分的資產(chǎn)來節(jié)約資金，提高各項資產(chǎn)的利用效率等措施提升資源的利用效率，以改善經(jīng)營業(yè)績，進而實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。中國大型上市醫(yī)藥企業(yè)可借助資本市場適當兼并具備發(fā)展?jié)摿Φ闹行∑髽I(yè)，實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)[18]。小型上市醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)專注某一品類的新藥研發(fā)，或依托大型藥企進行合作等方式尋求適當?shù)臓I運模式[19]，以最佳的資本營運結(jié)構(gòu)有效提高中國上市醫(yī)藥企業(yè)整體實力，為進一步完善國民生活保障做出貢獻。