資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響
——基于滬深港通經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的PSM-DID 分析

□張 孟 舒曉杰 吳志軍

一、引言

近年來，因人民生活質(zhì)量提升以及人口老齡化的社會(huì)問題所驅(qū)動(dòng)，故醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)受關(guān)注度程度不斷上升。2016 年，《國務(wù)院辦公廳關(guān)于促進(jìn)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的指導(dǎo)意見》明確提出“醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)是支撐發(fā)展醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)和健康服務(wù)業(yè)的重要基礎(chǔ)。大力發(fā)展醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)，對(duì)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革、推進(jìn)健康中國建設(shè)、培育經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)力具有重要意義”。2019 年，我國第二次修訂完善《中華人民共和國藥品管理法》并穩(wěn)步推進(jìn)藥品一致性評(píng)價(jià)工作，在鼓勵(lì)本土醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的同時(shí)，致力于提高國內(nèi)仿制藥質(zhì)量和醫(yī)藥行業(yè)集中度。醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)已被定義為關(guān)系國家安全的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。

在我國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)早期發(fā)展階段，國內(nèi)學(xué)者密切關(guān)注藥品技術(shù)創(chuàng)新及成果產(chǎn)業(yè)化問題，指出醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)作為技術(shù)和資本密集型產(chǎn)業(yè)，藥品技術(shù)推陳出新和研發(fā)成果轉(zhuǎn)化輸出均依賴于研發(fā)投入規(guī)模（張世賢，2005）；部分學(xué)者從藥企規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度提出要優(yōu)化行業(yè)結(jié)構(gòu)和市場集中度（劉平青等，2008）。隨著各項(xiàng)醫(yī)改政策陸續(xù)出臺(tái)，2011 年底，我國初步建立了國家基本藥物制度，醫(yī)藥行業(yè)告別了無序擴(kuò)張的“紅利期”，發(fā)展開始進(jìn)入瓶頸。為進(jìn)一步探索如何提升醫(yī)藥行業(yè)發(fā)展質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)效益，一些學(xué)者開始從微觀層面深入剖析醫(yī)藥企業(yè)的經(jīng)營績效、盈利能力、技術(shù)創(chuàng)新、價(jià)值鏈以及政府補(bǔ)貼等各方面因素（王文濤等，2012；江飛濤等，2021）；另一些學(xué)者則側(cè)重分析外生政策對(duì)醫(yī)藥行業(yè)的影響（黃敏和干榮富，2011）。顯然，既有研究主要關(guān)注我國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)和本土藥企發(fā)展的現(xiàn)狀與問題，但對(duì)于其面臨的現(xiàn)實(shí)沖擊和內(nèi)在需求尚缺乏深入探究。

本文立足于滬深港通交易機(jī)制啟動(dòng)、進(jìn)一步提高我國市場雙向開放水平的現(xiàn)實(shí)背景，選取企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）作為衡量醫(yī)藥企業(yè)生產(chǎn)與發(fā)展水平的代表性指標(biāo)，分析探討資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)可能產(chǎn)生的影響：在研究視角上，從企業(yè)微觀視角借助滬深港通經(jīng)驗(yàn)證據(jù)考察了市場開放水平提高對(duì)藥企TFP 的真實(shí)影響；在研究方法上，使用四種方法測算醫(yī)藥企業(yè)TFP 避免測度偏差，結(jié)合傾向得分匹配（PSM）和雙重差分法（DID）進(jìn)行PSM-DID 估計(jì)并通過時(shí)間趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、反事實(shí)檢驗(yàn)和替換被解釋變量驗(yàn)證資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)TFP 的政策效應(yīng)及穩(wěn)健性；在研究內(nèi)容上，不僅檢驗(yàn)了政策效果的滯后效應(yīng)，而且針對(duì)性地考察了企業(yè)性質(zhì)和治理結(jié)構(gòu)兩方面關(guān)鍵異質(zhì)性來源。

二、文獻(xiàn)回顧與理論分析

（一）資本市場開放影響醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的理論分析

國內(nèi)醫(yī)藥企業(yè)長期以行業(yè)競爭力差、產(chǎn)品同質(zhì)性高、技術(shù)要求較低的仿制藥為主，缺乏具有自主研發(fā)能力與國際市場競爭力的龍頭藥企，產(chǎn)業(yè)鏈上下游專業(yè)化程度低、生產(chǎn)協(xié)作性差、藥品產(chǎn)能過剩等問題突出，而市場的進(jìn)一步開放能夠有效改善這些問題（戴鵬毅等，2021）。

隨著滬深港通交易機(jī)制的啟動(dòng)，我國資本市場開放水平進(jìn)一步提升。這對(duì)醫(yī)藥企業(yè)TFP 帶來顯著積極的影響：第一，境外投資者的大量涌入顯著拓展了融資渠道、增加了融資機(jī)會(huì)、提升了融資效率，有效改善了藥企融資約束問題（邵永同和陳淑珍，2013）。第二，市場開放水平提升使得國內(nèi)資本市場與全球市場的信息交互顯著增強(qiáng)，境外信息能夠?qū)Ρ就玲t(yī)藥企業(yè)獲取的市場信息形成有益補(bǔ)充，減少信息不對(duì)稱問題（劉海飛等，2018）。第三，境外機(jī)構(gòu)投資者多為長期價(jià)值投資者，通過資本市場信息反饋能夠提升醫(yī)藥企業(yè)信息披露質(zhì)量，并推動(dòng)管理層作出更符合醫(yī)藥企業(yè)長期經(jīng)濟(jì)效益與發(fā)展需求的決策（陳運(yùn)森和黃健嶠，2019）。第四，市場開放將極大提升國內(nèi)市場與國際市場的互聯(lián)互通程度，國內(nèi)的上市醫(yī)藥企業(yè)能夠更好地分散非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，緩和降低衛(wèi)生醫(yī)療政策與突發(fā)疾病情況在二級(jí)市場上對(duì)股價(jià)產(chǎn)生的沖擊（King and Levine，1993）。最后，本土醫(yī)藥企業(yè)可以借機(jī)學(xué)習(xí)世界藥企巨頭發(fā)展的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，彌補(bǔ)自身不足。但是，由于我國醫(yī)藥企業(yè)技術(shù)研發(fā)能力、生產(chǎn)專業(yè)化水平與市場競爭力同國外世界級(jí)醫(yī)藥企業(yè)相比處于劣勢，因此，隨著資本市場開放水平的提升，國內(nèi)醫(yī)藥消費(fèi)市場以及醫(yī)藥企業(yè)生長空間將不可避免地受到擠壓，這在一定時(shí)期內(nèi)會(huì)對(duì)本土藥企的發(fā)展帶來負(fù)面沖擊（見圖1）。

圖1 資本市場開放影響醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的理論分析框架

綜上所述，市場開放影響醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的政策效果存在復(fù)雜性，且政策效應(yīng)具有一定的滯后性。因此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向凈效應(yīng)。

假設(shè)2：資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在滯后效應(yīng)。

（二）資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的企業(yè)性質(zhì)與治理結(jié)構(gòu)特征分析

由于醫(yī)藥企業(yè)在企業(yè)股權(quán)性質(zhì)和公司治理結(jié)構(gòu)等方面存在差異，資本市場開放的政策效應(yīng)對(duì)不同類型醫(yī)藥企業(yè)產(chǎn)生的效果可能存在較為顯著的異質(zhì)性。一方面，醫(yī)藥企業(yè)作為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的資本和技術(shù)密集型企業(yè)，藥品研發(fā)創(chuàng)新與制藥技術(shù)進(jìn)步需要大量的科研人才與研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，這對(duì)醫(yī)藥企業(yè)的融資能力要求極高，而相較于非國有醫(yī)藥企業(yè)，國有醫(yī)藥企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模更龐大、資金實(shí)力更雄厚、經(jīng)營績效更優(yōu)秀、技術(shù)設(shè)備更完善，具有政府背書也更容易獲得銀行等金融機(jī)構(gòu)的信貸支持，受到的融資約束遠(yuǎn)低于非國有藥企（Allen 等，2005；張偉和于良春，2019）；另一方面，企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對(duì)藥企的投資傾向、生產(chǎn)決策、營銷戰(zhàn)略、管理制度等各方面都會(huì)產(chǎn)生重大影響，公司實(shí)際控股股東所有權(quán)與控制權(quán)的兩權(quán)分離程度提高能夠有效調(diào)節(jié)股東和管理層的權(quán)力平衡與利益分配，進(jìn)而正面影響醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)投入、經(jīng)營績效與生產(chǎn)率水平（Ballas等.，2012）。因此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：資本市場開放對(duì)國有醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

假設(shè)4：資本市場開放對(duì)兩權(quán)分離較高的醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.變量選取

（1）被解釋變量

通過前沿分析從微觀角度測算的醫(yī)藥企業(yè)TFP 不僅可以表示企業(yè)創(chuàng)新績效和科技水平，而且能夠充分反映企業(yè)的管理決策水平以及制度進(jìn)步、生產(chǎn)專業(yè)化等內(nèi)涵，是衡量醫(yī)藥企業(yè)將要素投入轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)出的總體效率的最佳指標(biāo)（魯曉東和連玉君，2012）。本文假設(shè)醫(yī)藥企業(yè)滿足Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)，分別采用普通最小二乘法（OLS）、FE 法（固定效應(yīng)估計(jì)）、OP 估計(jì)法（Olley and Pakes，1996）和LP 法（Levinsohn and Petrin，2003）測算醫(yī)藥上市公司TFP，其中OLS 和OP 法的測算結(jié)果用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)（Balsmeier 等.，2017）?；灸Ｐ腿缦拢?/p>

其中，Y 表示衡量產(chǎn)出水平的年度營業(yè)總收入，狀態(tài)變量為企業(yè)年限（age）和衡量資本投入水平的年末固定資產(chǎn)凈值對(duì)數(shù)值（lnK）；控制變量為企業(yè)股權(quán)性質(zhì)（soe）；衡量勞動(dòng)力投入水平的當(dāng)年企業(yè)員工總數(shù)對(duì)數(shù)值（lnL）、衡量中間投入水平的購買商品和接受勞務(wù)所支付現(xiàn)金對(duì)數(shù)值（lnM）以及年度（Year）、地區(qū)（Reg）、行業(yè)（Ind）等其他變量是自由變量。按照索洛余值和TFP 的定義可得：

（2）解釋變量

為了觀察資本市場開放對(duì)上市醫(yī)藥企業(yè)TFP 的真實(shí)影響，解決內(nèi)生性問題并提高實(shí)證結(jié)果的客觀性和可信度，本文結(jié)合傾向得分匹配（PSM）和雙重差分法（DID）進(jìn)行PSM-DID 的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。若醫(yī)藥上市公司在滬深港通的名單中，則認(rèn)為其受到市場開放政策沖擊并將其視作實(shí)驗(yàn)組（treat=1），否則視作控制組（treat=0）。同時(shí)，本文以滬深港通交易機(jī)制開通的最早時(shí)間節(jié)點(diǎn)作為政策生效時(shí)點(diǎn)，即以2014 年滬港通正式啟動(dòng)為界，二值虛擬變量time=1，否則time=0。由此，核心解釋變量為treat 和time 的交互項(xiàng)，即listpost=time×treat。

（3）控制變量和異質(zhì)性變量

參考中國《企業(yè)財(cái)務(wù)通則（財(cái)政部令第41 號(hào)）》規(guī)定與本文實(shí)證研究需要，分別從企業(yè)償債能力、營運(yùn)能力、盈利能力和投資價(jià)值角度選取以下控制變量：企業(yè)營業(yè)收入增長率（growth）、現(xiàn)金流比例（cash）、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、流動(dòng)比率（cr）、總資產(chǎn)凈利潤率（roa）、托賓Q 值（tobinq）、第一大股東持股比率（top）、董事人數(shù)（board）、上市公司年限（age）；同時(shí)，根據(jù)異質(zhì)性分析需要設(shè)計(jì)股權(quán)性質(zhì)（soe）和高管兼任情況（dual）兩項(xiàng)指標(biāo)（Campello and Graham，2013）（表1）。

表1 變量說明及計(jì)算方法

2.數(shù)據(jù)說明

截至2021 年底，A 股市場共有395 家醫(yī)藥類上市公司。為確保樣本數(shù)據(jù)的可操作性和研究對(duì)象的可比性，剔除其中當(dāng)時(shí)ST 類、凈資產(chǎn)為負(fù)、資產(chǎn)負(fù)債率大于1 以及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的上市醫(yī)藥企業(yè)。同時(shí)，考慮到2006 年中國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則修訂可能造成財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息統(tǒng)計(jì)差異的影響，最終選取2008—2020 年356 家上市醫(yī)藥企業(yè)作為研究對(duì)象。此外，對(duì)所有連續(xù)變量在1%進(jìn)行雙邊Winsorize 處理，以盡量避免奇異值影響實(shí)證結(jié)果準(zhǔn)確性。

本文所需的上市醫(yī)藥企業(yè)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息等數(shù)據(jù)均來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和WIND 數(shù)據(jù)庫，缺失項(xiàng)則通過上交所、深交所、上市公司年報(bào)等渠道補(bǔ)充完善，最終形成本文的研究樣本，表2 為各項(xiàng)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）研究設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

本文的研究設(shè)計(jì)分為兩步：第一步是構(gòu)建雙重差分法（DID）基準(zhǔn)模型，被解釋變量為通過FE 法和LP法測算的藥企TFP，對(duì)滬深港通分組變量進(jìn)行回歸。隨著滬深港通交易機(jī)制愈加豐富完善，陸續(xù)有上市藥企加入其中，資本市場雙向開放水平也不斷提升。因此，本文構(gòu)建的基準(zhǔn)回歸模型實(shí)際上屬于多期DID 處理（Cameron and Trivedi，2005）。第二步是將DID 估計(jì)與傾向得分匹配法相結(jié)合，為每個(gè)實(shí)驗(yàn)組（加入滬深港通）醫(yī)藥企業(yè)匹配以適當(dāng)?shù)目刂平M醫(yī)藥企業(yè)，盡可能使資本市場開放選擇過程由非隨機(jī)化向隨機(jī)化逼近，以減少醫(yī)藥企業(yè)TFP 對(duì)選擇過程的影響，從而緩解“反事實(shí)樣本數(shù)據(jù)”缺失及內(nèi)生性問題，保證回歸結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性（Wen 等.，2018）。然后從控制組中為每個(gè)實(shí)驗(yàn)組醫(yī)藥企業(yè)尋找若干參照企業(yè)，使用匹配后的控制組和原始實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行DID 估計(jì)。醫(yī)藥企業(yè)新進(jìn)入滬深港通的概率（即傾向得分）為：

實(shí)證模型調(diào)整為：

其中，X表示影響醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的因素，X是影響醫(yī)藥企業(yè)TFP 的控制變量，同時(shí)也是影響醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的特征向量，系數(shù)用于衡量滬深港通交易機(jī)制的實(shí)施對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的凈效應(yīng)。如果系數(shù)且結(jié)果顯著，則證明加入滬深港通對(duì)藥企TFP 的提升具有積極的正向影響，能夠驗(yàn)證假設(shè)1。

總體而言，雙重差分法可以有效解決內(nèi)生性問題，但會(huì)存在實(shí)驗(yàn)樣本偏差等系統(tǒng)性差異，而傾向得分匹配方法能夠針對(duì)性處理這類偏差問題。因此，運(yùn)用PSM-DID 估計(jì)方法可以最大限度地減少DID 估計(jì)偏誤，更準(zhǔn)確地檢驗(yàn)開放政策效果的凈效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）PSM-DID 估計(jì)

1.共同支撐假設(shè)

本文通過核匹配法檢驗(yàn)共同支撐假設(shè)來驗(yàn)證滬深港通對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率作用的穩(wěn)健性，并通過傾向得分值密度函數(shù)圖顯示匹配效果（圖2）。結(jié)果顯示：進(jìn)行傾向得分匹配后各協(xié)變量均無顯著性差異，對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的平衡性支持進(jìn)行PSM-DID 估計(jì)，而且匹配后兩組傾向得分匹配值的概率密度差異大幅縮小，進(jìn)一步驗(yàn)證了PSM-DID 方法的可行性和優(yōu)越性（表3）。

表3 傾向得分匹配結(jié)果（共同支撐假設(shè)）

圖2 樣本匹配前后傾向得分的核密度變化趨勢

2.PSM-DID 估計(jì)

本文分別應(yīng)用混合OLS、未加入控制變量以及加入控制變量的面板固定效應(yīng)三種估計(jì)方法進(jìn)行PSM-DID回歸，結(jié)果顯示：不管是否固定行業(yè)和年份或加入控制變量，藥企TFP 對(duì)交互項(xiàng)listpost 的回歸結(jié)果均為正值，且顯著性水平極高，驗(yàn)證了滬深港通政策對(duì)藥企TFP 的促進(jìn)作用。在固定藥企個(gè)體、行業(yè)和時(shí)間并考慮控制變量的情況下，啟動(dòng)滬深港通交易機(jī)制在1%的顯著性水平下分別提升了醫(yī)藥企業(yè)19.8%的TFP_FE 和15.2%的TFP_LP。顯然，借助資本市場開放的機(jī)遇對(duì)藥企TFP 具有顯著的正向效應(yīng)，初步驗(yàn)證假設(shè)1。從控制變量的角度分析，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)凈利潤率、董事人數(shù)和上市公司年限對(duì)藥企提高生產(chǎn)率有較為顯著的積極作用，常用于衡量企業(yè)資產(chǎn)市場價(jià)值估值水平的托賓Q 值與藥企TFP 卻表現(xiàn)出一定的負(fù)相關(guān)性（表4）。

3.滯后效應(yīng)

作為技術(shù)密集型、資本密集型行業(yè)，醫(yī)藥企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率屬于企業(yè)長期規(guī)劃，資本市場開放對(duì)公司管理決策產(chǎn)生影響也需要時(shí)間發(fā)酵，因此加入滬深港通對(duì)藥企TFP 的影響可能存在滯后效應(yīng)?；诖耍疚膶?duì)所有自變量取滯后一年和滯后兩年以檢驗(yàn)資本市場開放對(duì)藥企TFP 影響的滯后效應(yīng)及影響趨勢。結(jié)果顯示：醫(yī)藥企業(yè)在加入滬深港通1 年后交互項(xiàng)listpost 系數(shù)在5%的顯著性水平下分別是0.1054（對(duì)TFP_FE）和0.0817（對(duì)TFP_LP）（表5），與表4 加入滬深港通當(dāng)年的回歸結(jié)果相比，顯著性水平和影響程度均有下降，而在滯后兩年時(shí)已經(jīng)達(dá)不到10%的顯著性水平。這表明資本市場開放對(duì)藥企TFP 的影響確實(shí)存在滯后性，驗(yàn)證了假設(shè)2。

表4 PSM-DID 回歸結(jié)果

表5 控制固定效應(yīng)下的滯后效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

近年來，醫(yī)藥行業(yè)受關(guān)注度不斷提高，考慮到其他因素對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果的影響，為了檢驗(yàn)滬深港通的凈效應(yīng)與實(shí)證結(jié)果的有效性，本文引入分組變量與各年份虛擬變量的交叉項(xiàng)（Y2008—Y2019）進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：2014 年之后，其系數(shù)值以及顯著性水平均有了大幅提升（表6）。這表明前文估計(jì)的政策效應(yīng)影響效果確實(shí)有部分源自實(shí)驗(yàn)組和控制組的自身差異，但隨著滬深港通啟動(dòng)，兩組差異明顯擴(kuò)大，資本市場開放帶來的政策沖擊影響顯著，結(jié)果驗(yàn)證了平行趨勢假設(shè)與假設(shè)1。

表6 平行趨勢檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

考慮到資本市場開放真實(shí)情況與滬深港通政策特性，為進(jìn)一步檢驗(yàn)穩(wěn)健性，使用隨機(jī)虛構(gòu)處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。因樣本觀測值數(shù)量在2500 左右，所以進(jìn)行2500 次蒙特卡洛模擬，檢驗(yàn)結(jié)果近似于多期DID（圖3）。

圖3 中，垂直虛線為通過多維固定效應(yīng)測算的真實(shí)估計(jì)系數(shù)0.22，水平虛線表示10%的顯著性水平。顯然，估計(jì)系數(shù)（藍(lán)色圓點(diǎn)）主要分布在零點(diǎn)附近，2500 次模擬的P 值形成了近似平滑的曲線，異常值占比極低，且大部分估計(jì)值都在10%的水平上不顯著，充分證明了實(shí)證結(jié)果并非受其他政策或偶然隨機(jī)因素影響的結(jié)果，驗(yàn)證了滬深港通政策對(duì)提升藥企TFP 的積極作用。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)

3.反事實(shí)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，通過生成滬深港通啟動(dòng)前6 年的年份虛擬變量以及新的交互項(xiàng)（Notreat1—Notreat6）來假設(shè)在2008—2013 年也實(shí)行了滬深港通，以此進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：“偽政策變量”Notreat 系列變量均顯著為負(fù)，這與前文回歸結(jié)果中啟動(dòng)滬深港通的現(xiàn)實(shí)影響截然相反，完美符合了反事實(shí)假設(shè)的檢驗(yàn)需求，充分驗(yàn)證了實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性（表7）。

表7 反事實(shí)檢驗(yàn)

4.替換被解釋變量

為了避免實(shí)證結(jié)果受到變量測度偏差等影響，以O(shè)LS 和OP 法測算的醫(yī)藥企業(yè)TFP 作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（表8）。顯然，無論使用哪種估計(jì)模型，資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)TFP 都具有顯著的正向凈效應(yīng)。

表8 替換被解釋變量后的PSM-DID 估計(jì)結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

依據(jù)醫(yī)藥企業(yè)股權(quán)性質(zhì)差異，本文分別檢驗(yàn)了資本市場開放對(duì)國有醫(yī)藥企業(yè)（soe=1）與非國有醫(yī)藥企業(yè)（soe=0）全要素生產(chǎn)率水平的影響。結(jié)果顯示：國有醫(yī)藥企業(yè)加入滬深港通后在1%的顯著性水平下提升的TFP 比非國有醫(yī)藥企業(yè)高3 個(gè)百分點(diǎn)，即資本市場開放對(duì)國有醫(yī)藥企業(yè)TFP 的積極作用顯著強(qiáng)于非國有醫(yī)藥企業(yè)，驗(yàn)證了假設(shè)3（表9）。醫(yī)藥行業(yè)具有耗資大、耗時(shí)長、技術(shù)性高、容錯(cuò)率低的特點(diǎn)，企業(yè)發(fā)展需要在藥品生產(chǎn)設(shè)備更新和新藥技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)等方面投入大量人力、物力以及時(shí)間成本，這對(duì)醫(yī)藥企業(yè)的資金實(shí)力與融資能力提出了嚴(yán)格要求，而國有醫(yī)藥企業(yè)設(shè)備工藝更先進(jìn)、資金底蘊(yùn)更深厚，對(duì)專業(yè)人才和境外投資的吸引力也更強(qiáng)，受滬深港通政策的積極影響更加顯著。

表9 企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

2.治理結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性分析

公司治理結(jié)構(gòu)與決策機(jī)制會(huì)在很大程度上影響醫(yī)藥企業(yè)受到政策效應(yīng)，本文根據(jù)所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離程度對(duì)醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)行分組探討。為便于討論，將醫(yī)藥企業(yè)中董事長兼任總經(jīng)理的情況劃分為兩權(quán)分離度較低（dual=0），反之則說明兩權(quán)分離較高（dual=1）。結(jié)果顯示：相比于兩權(quán)分離較低的醫(yī)藥企業(yè)，兩權(quán)分離較高的藥企加入滬深港通后生產(chǎn)率水平提升更顯著，驗(yàn)證了假設(shè)4（表10）。兩權(quán)分離度對(duì)醫(yī)藥企業(yè)加入滬深港通的影響具有復(fù)雜性。其主要原因是：在兩權(quán)分離度低時(shí)，醫(yī)藥企業(yè)難以規(guī)避終極控制人的營私行為，對(duì)企業(yè)健康營運(yùn)會(huì)造成負(fù)面影響；在兩權(quán)分離程度高時(shí)，又會(huì)衍生出股東掏空和委托—代理問題，可能損害股東等相關(guān)者的利益，進(jìn)而影響藥企在技術(shù)研發(fā)等長期行為方面的決策。

表10 兩權(quán)分離度的異質(zhì)性分析

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文以2008—2020 年A 股醫(yī)藥上市公司為研究樣本，以2014 年滬港通啟動(dòng)作為滬深港通政策沖擊的標(biāo)志，結(jié)合傾向得分匹配與雙重差分法進(jìn)行PSM-DID 估計(jì)并作了穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析，探討了資本市場開放對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明：第一，加入滬深港通的醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率得到了顯著提高，即資本市場開放對(duì)藥企TFP 具有正向凈效應(yīng)；第二，滬深港通的政策效應(yīng)具有滯后性，對(duì)藥企TFP的影響作用隨時(shí)間推移明顯減弱；第三，資本市場開放對(duì)藥企TFP 的影響效果會(huì)因企業(yè)性質(zhì)和治理結(jié)構(gòu)的差異而不同，兩權(quán)分離較高的國有藥企受滬深港通政策效應(yīng)更為顯著。

（二）政策建議

1.學(xué)習(xí)吸收他國發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，建設(shè)本土醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)鏈

首先，依托我國發(fā)達(dá)省份的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)園和醫(yī)藥技術(shù)集聚區(qū)，匯聚醫(yī)藥領(lǐng)域的專業(yè)人才和要素資源，重點(diǎn)打造生物醫(yī)藥超級(jí)集群，完善本土醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)生態(tài)，提高醫(yī)藥行業(yè)集中度；其次，醫(yī)藥企業(yè)可以依托產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈加強(qiáng)企業(yè)間合作，充分發(fā)揮細(xì)分領(lǐng)域優(yōu)勢，從制藥基礎(chǔ)、醫(yī)藥研發(fā)與制造、藥品流通等上中下游環(huán)節(jié)全面提升醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)鏈，降低藥品原材料成本，優(yōu)化制藥設(shè)備和工藝，并提高營銷利潤率；最后，加強(qiáng)對(duì)外交流合作，密切追蹤醫(yī)藥市場需求與技術(shù)更新，從全球?qū)用嬲蠑U(kuò)張醫(yī)藥行業(yè)價(jià)值鏈。

2.擴(kuò)大研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入規(guī)模，提升生產(chǎn)專業(yè)化水平

一方面，醫(yī)藥企業(yè)在戰(zhàn)略決策中必須把研發(fā)新藥、創(chuàng)新品類、技術(shù)攻關(guān)、完善生產(chǎn)等有利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的活動(dòng)放在首位，積極引進(jìn)技術(shù)人才、提高研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入、優(yōu)化生產(chǎn)作業(yè)模式；另一方面，政府應(yīng)當(dāng)出臺(tái)幫扶政策，加大對(duì)本土藥企的財(cái)政補(bǔ)貼力度和研發(fā)創(chuàng)新激勵(lì)。隨著市場對(duì)外開放程度不斷加深，國外醫(yī)藥企業(yè)對(duì)我國本土藥企的競爭壓力將進(jìn)一步凸顯，因此需要加快提升本土藥企的自主創(chuàng)新研發(fā)能力和生產(chǎn)專業(yè)化水平，增強(qiáng)醫(yī)藥企業(yè)的市場競爭力。

3.立足滬深港通機(jī)制優(yōu)勢，完善融資與信息機(jī)制

滬深港通以香港市場作為連接我國內(nèi)地市場與境外市場的開放平臺(tái)，既控制了與國際市場互聯(lián)互通的金融風(fēng)險(xiǎn)，又實(shí)現(xiàn)了吸引大量境外投資、增強(qiáng)資本市場流動(dòng)性的預(yù)期目標(biāo)，具有顯著的機(jī)制優(yōu)勢。醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極加入滬深港通，緊抓市場深度開放的發(fā)展機(jī)遇。充分發(fā)揮在國內(nèi)市場的品牌影響力和競爭優(yōu)勢，大力吸引國資和優(yōu)質(zhì)外資，降低融資約束；借助跨境市場交流與信息交互及時(shí)了解國際風(fēng)向，讓企業(yè)能夠作出更符合發(fā)展需求和市場需要的理性決策；通過學(xué)習(xí)模仿國際市場上醫(yī)藥強(qiáng)企的運(yùn)作模式改善自身融資模式和信息服務(wù)質(zhì)量，利用開放機(jī)遇開拓國際市場。