买方势力对医药产业利润的空间溢出效应

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买方势力对医药产业利润的空间溢出效应

李凯丁正良于冠一

探究买方势力对供应商利润的空间溢出效应，可依托空间杜宾模型，通过分析近些年统计出来的医药制造行业和医疗行业数据，解决纵向关系中存在的特殊多对多交互作用，并比较下游行业对本地和其余地区上游行业平均直接效应、平均间接效应的大小。实证结果表明：当地理距离矩阵和经济距离矩阵分别加入以地区医院总数衡量的买方势力时，回归结果仅存在较小差异；直接效应、间接效应均为负，表明本地买方势力不仅降低本地医药行业利润，还通过空间溢出效应降低其余地区医药行业利润，但空间溢出效应不显著。直接效应绝对值显著大于间接效应，表明同一地区纵向产业链上市场主体之间的交易关系和经济联系更密切，下游行业对供应商纵向约束力更强。买方势力越大，上游医药行业拥有抗衡势力时自身利润增加，不拥有抗衡势力时自身利润减少。政府规制与利润负相关，进入壁垒、企业规模、市场需求增长率、人均GDP、产品差异化均与利润正相关。

买方势力； 卖方抗衡势力； 利润； 空间溢出效应； 空间杜宾模型

一 引 言

卖方势力即企业在高于竞争性价格之上设定使自己有利可图的价格的能力，买方势力的定义开始于对卖方势力传统定义的转换，即需求方拥有市场力量。其定义在不同文献中存在差别，Noll(2005)[1]对买方势力的定义是：市场交易中，需求方有充分高的集中度，以至于能够对卖方行使市场力量。如果能够使价格低于竞争性价格，表明其拥有市场势力。因此，买方势力来自买方垄断(一个买家)或者买方寡头垄断(若干买家)。有学者对买方势力的定义进行扩展，认为买方势力也包括需求方的谈判势力(Bargaining Power)或抗衡势力(Countervailing Power)。Grimes(2005)[2]把买方势力定义为买方出于非效率目的，显著影响购买条款的能力；OECD把买方势力定义为买方对供应商威胁的能力，事实上反映需求方的谈判势力；Kirkwood(2005)[3]和OECD定义类似，即买方通过施加各种威胁，迫使市场供给方妥协并被迫接收其设定的某些交易条款的能力；Galbraith(1954)[4]第一次提出抗衡势力概念，描述需求方形成的以对抗供给方的市场力量；Chen(2008)[5]总结不同定义，认为买方势力包括垄断势力、抗衡势力、谈判势力，其赋予一些零售商更大能力从制造商获取折扣，抽取租金，得到优惠交易条件，而不仅仅是降低批发价格，谈判势力可视为对抗卖方市场力量的抗衡势力。

拥有市场力量的买方通过把契约强加给供应商或设定有益于自身交易条款的方式，包括名目繁多的进场费、陈列费、通道费、数量折扣、价格折扣、促销费用的捐助、排他性要求、抽取租金、获得更低批发价格等攫取供应商利润；或在讨价还价中获得更大利润分成使利润从制造商层面流向零售商层面。企业利润除了受市场结构、市场集中度、进入和退出壁垒等行业属性因素，技术机遇、技术溢出、对市场需求长期预期、产品差异性、产品需求弹性、独占性条件等企业属性因素和政府对企业税收优惠、财政扶持等社会因素影响外，逐渐增强的下游买方势力已成为不可忽视的因素。随着许多行业不断集中，一些零售巨头(家乐福、沃尔玛、特易购、麦德龙)崛起，买方势力越来越受到政府反垄断机构和学术界的关注。Galbraith 和Stiles(1983)[6]认为企业利润不仅受自身产业结构影响，也受上游或下游相对市场势力影响，拥有设定市场交易条款力量和交易特点更具排他性的一方将获得更多利润。比如，Geroski(1992)[7]和Harhoff(1998)[8]实证得出供应链中一个企业的生产成本、新产品质量和绩效依赖于纵向相关市场企业行为，相邻行业(企业)有对其进行控制的动机。

我国采用医药混业经营模式，医院不仅出售住院患者药品，而且控制处方药销售权并严格限制处方外流，迫使门诊患者也必须在医院药房购买药品，通过捆绑销售的方式，医院将自身诊疗市场上的力量延伸到药品销售市场，一些贵重药品也只有进入医院才有销售市场。作为消费者信赖并提供良好诊疗服务和设施，拥有处方药销售、公费医疗与定点医药资格的大型公立医院占据绝对主导地位，控制药品销售80%的市场份额，零售药店难以与之抗衡，加之医疗行业进入壁垒高，我国药品销售市场实质是医院买方垄断市场。加上地区医院共同招标结成利益联盟，医院的谈判势力极强，对上游制药商控制力较强。医药行业虽然总体规模较大，但单个企业销售规模小，市场集中度低，面对拥有买方垄断势力的下游医疗行业，其利润必然受到影响。

受限于微观数据的可获得性，纵向关系实证研究相对理论分析较少。张庆霖和郭嘉怡(2013)[9]、刘旭宁等(2012)[10]关注医疗机构买方势力对医药行业创新的影响。国外大量买方势力对供应商利润影响的文献中，所得结论在不同行业中异质性较强。不同于横向市场，纵向市场存在特殊的多对多交互关系，本文探索空间计量模型测度买方势力空间溢出效应，并以期扩展纵向关系实证研究。产业链中药品从生产到使用需经历药材生产行业，医药行业，以及包括医院、零售药店等销售终端的医疗行业，面对“药价虚高、看病贵”的社会问题，本文通过实证研究检测买方势力对上游医药行业利润的影响，以期为反垄断机构对产业链中药品的强制削价、最高限价规制以降低居民药品费用支出提供参考意见。

后续内容安排如下：第二部分详细讨论买方势力对上游供应商利润的影响，归类和总结相关文献，并阐述本文创新点和方法贡献；第三部分设定计量模型、选取变量、构建纵向关系和分析实证结果；第四部分是结论、政策建议和不足之处。

二 文献综述

国内对纵向市场的研究主要集中在理论层面，包括买方势力对消费者剩余和社会总福利的影响(李凯和陈浩，2011[11]；程贵孙，2010[12]；王再平，2007[13]；付红艳和李长英，2009[14])，对上游企业竞争策略、产品策略和制造商定价决策影响(綦勇等，2012[15]；綦勇等，2012[16]；李凯等，2014[17])。刘智慧等(2013)[18]加入影响买方势力的下游竞争程度因素，考虑前者对产品差异化的影响。李凯等(2011)[19]对处于产业链下游的跨国公司依托买方垄断势力压榨本地企业，导致其生存窘迫现象进行分析；李凯和李伟(2014)[20]构建双边双寡头纵向市场结构模型，引入零售商价格竞争和服务竞争，在合作博弈框架下分析零售商买方势力与通道费、特许费之间的关系。买方势力对制造商利润影响的理论和实证研究主要集中于国外，但发达国家药品市场普遍实行医药分业经营的模式，药品的销售由药店等独立于医院的零售企业完成，医疗机构很难对上游医药企业施加约束，因此关于买方势力对医药企业利润影响的研究较少。其余行业中，Lustgarten (1975)[21]基于行业层面数据研究买方市场结构对供应商绩效的影响，发现买方集中度与卖方利润负相关，为了获得更低批发价格，更高买方集中度是抵消卖方集中度的一个重要因素。Galbraith 和Stiles(1983)[6]认为正是卖方集中度不断增加产生的市场力量促使买方抗衡势力出现，买方抗衡势力不仅实现利润从卖方到买方的分配，而且使消费者从价格降低中获得收益。Schmalensee(1985)[22]广泛分析美国企业1985年生产线数据后，总结出行业效应很大程度上遮盖了特定企业效应；能对供应商施加市场力量的企业能够获得更低的投入品价格，如果他们是有效率的生产者，在投入产出市场拥有更高市场势力的企业比市场势力更低的竞争对手获得更多利润，并对上游企业利润产生负向影响。Schumacher(1991)[23]研究美国制造行业买方市场结构和卖方绩效之间的关系，发现处在高集中度市场的买方能施加强大的市场势力，削弱寡头垄断消费品行业供应商的利润。Wyld et al.(2012)[24]把垄断和寡头垄断模型应用于中间品市场，研究连锁超市对中小供应商利润的影响。得出强大的买方势力通过限制中小供应商数量、向其支付的价格和购买数量等手段谋取更大利益的结论，鉴于中小企业实现技术创新和创造未来发展机遇的能力，强大买方势力对消费者和中小企业福利的损害都应列入政府反垄断清单。Sheu和Gao(2014)[25]利用非对称纳什博弈模型，探索议价势力如何影响逆向物流供应链中制造商和供应商之间的协商结果，并寻找均衡谈判解，发现双边联盟增加了逆向物流供应商的谈判势力，降低制造商利润；当逆向供应商拥有极其强大、压倒性市场势力时，不仅降低制造商利润，同时也降低自身利润。Chambolle和Villas-Boas(2015)[26]认为相互竞争的零售商甚至以降低产品质量为代价，对供应商实施差异化交易，以提升自身的市场势力。通过区分不同供应商，零售商增强买方势力的动机有损消费者剩余和社会福利。Hsu et al.(2015)[27]基于美国高技术产业部门10124个供应商企业数据集，探索知识流对供应商绩效的影响，发现从买方到供应商的知识流入通过增加创新产出提高供应商利润；当供应商销售份额很大程度依赖主要买方时，创新产出和利润之间的关系更加微弱。供应链中势力强大的买方能够从供应商创新中挤压经济租金，降低其利润，因此供应商与买方进行信息流共享时应对自身行为更加谨慎，并努力扩展下游交易买方数量，增加外部选择，以保持创新绩效。Orland和Selten(2016)[28]基于三寡头垄断模型评估需求方市场集中度对均衡结果的影响，发现买方数量只有一个或两个，即下游市场为垄断或寡头垄断时，批发价格和供应商利润更低，价格离散程度和买方利润均更高。

还有一类文献研究买方通过各种方式增强市场力量以实现利润从制造商向自身流动。Yan et al.(2015)[29]考虑买方两种不同战略(向供应商提供质量邀约而先行行动和自愿放弃这种权利)，分析其在质量契约中的先动优势，后者使供应商有最大程度的产品质量提升努力，即使拥有市场势力的买方可以设定交易中的批发价格，也不能保证买方得到更高预期利润。Hartwing et al.(2015)[31]探究买方战略性库存对供应链绩效的影响，战略性库存通过改变公平分割的观念来增强买方势力，如果持有库存的成本足够低，买方通过持有战略性库存限制供应商市场力量以增加自身利润。Dertwinkel-kalt et al.(2015)[31]检验了买方势力存在条件下禁止对投入品市场实行价格歧视这一观点，根据下游企业利润和统一投入品定价之间的反向关系，分析认为更低的投入品价格可能增加相对有势力的下游企业利润。Elking et al.(2017)[32]基于彭博资讯提供的3638对买方-供应商创新结构数据集，探索供应链双方财务依赖性对买方财务绩效的影响，得出供应商对合作伙伴的高度依赖性正向影响买方财务绩效，即买方势力居主导地位时，增加买方利润。King(2013)[33]认为下游企业为了增强谈判势力，联合向上游企业购买产品以获得更优惠的交易条件和价格时，形成了买方集团并产生水床效应。买方集团通过降低批发价格提高自身利润，利润降低的制造商只能向集团外企业收取更高价格以弥补损失，水床效应改变了不同规模的下游企业的竞争条件，损害制造商和消费者的福利。

一些学者提出相反意见，Ravenscraft(1983)[34]使用综合管理系统方案数据，发现买方集中度的加权平均值正相关于卖方企业的利润率，如果只有数量极少的买方，供应商能够在营销和销售成本上减少支出。Cowley(1986)[35]发现占据卖方总销售额50%的买方数量正相关于卖方利润和固定成本。Chen et al.(2017)[36]探索上游制造企业和拥有强大买方势力的国际品牌制造商在非对称势力情形下，上游企业投资于专用性资产有利于双边关系，尽管买方势力更加强大，仍旧能够为合作双方带来更大价值。Kalayc和Potters(2011)[37]在供应商向具有同质性偏好的买方提供产品的条件下，使用双寡头定价模型检测是否买方困惑增加市场价格，即使买方具有强大市场势力，供应商增加不需为之承担的成本，不影响买方使用价值但增加买方评估复杂程度的产品属性，使买方不能做出理性最优选择，据此提高产品批发价格并增加自身利润。可见，买方势力并不一定降低供应商利润。Cool和Henderson(1998)[39]基于法兰西银行收集的2000家制造业企业数据集，探索供应商和买方不同市场势力来源对处在中间层面卖方利润的影响，采用因子分析法把九种买方势力来源(潜在买方数量、买方市场集中度、卖方转换买方成本、买方谈判势力、价格在协商中的角色、卖方对买方产品差异化和成本的影响、买方转换卖方成本和后向一体化能力)归结为结构型买方势力、一体化型买方势力、属性型买方势力和依赖型买方势力。不同估计方法均得出前两者与上游卖方利润正相关，后两者与上游卖方利润负相关，即不同买方势力对卖方绩效的作用并不相同，可能互相抵消。此研究深入分析了买方势力对上游利润相反作用的根源，即实证建模中买方势力衡量指标的异质性。Hu et al.(2013)[39]考虑从拥有强大市场势力的独家供应商和购买相同关键投入品的两个买方，集中两者需求作为单个实体购买时，赢得的利润是否高于单独购买的情形。结论与众多文献的结果(当价格是外生的，集中采购总是有益于市场势力增强的买方)相反，即垄断供应商通过最优化契约设计更容易从集中购买中攫取利润，此时买方势力促进上游利润。

有关买方势力的认识与研究在不断地细分与深入。买方势力是供应链下游厂商相对上游厂商势力，当企业在横向市场处于垄断或寡头垄断地位，面对市场集中度较低的供应商时，可以通过通道费、价格折扣、数量折扣等方式获得更多批发价格优惠，实现利润从卖方到买方的分配；若供应商市场集中度较高，拥有与下游对等的市场势力时，买方相对供应商的市场势力则不确定，买方势力与供应商利润并非负相关。一些文献关注卖方抗衡势力作为调节变量对买方势力的制约作用，制造商利润并非一定与买方势力负相关，而是由二者相对议价势力决定，由此扩展了对纵向市场和产业链不同层级横向市场的认识。Kelly和Gosman(2000)[40]使用证券交易委员会(SEC)19个行业218个企业层面的微观数据，详细分析制造业部门不断增加的买方集中度对制造商利润的影响，计量结果却与经济预期(买方势力与处于寡头垄断行业的卖方利润负相关)相冲突，买方集中主要降低了竞争性行业而非寡头垄断行业利润，这一结论体现了供应链交易双方相对市场势力的作用。Inderst和Wey(2003)[41]讨论双边寡头垄断行业中，上下游市场结构和技术选择的交互作用对行业利润分配的意义，行业利润分配主要由双边议价势力决定。Wen和Wang(2014)[42]认为B2B电子市场的出现增加了社会福利和最终市场的消费者剩余，显著改变了买卖双方的相对谈判势力，买方控制的B2B市场和中立B2B市场有不同的均衡结构，买方和供应商相对议价势力调节二者利润，谈判势力较弱一方利润将下降。 Köhler(2014)[43]研究纵向关系中供应商讨价还价力量对自身R&D投资利润的影响，认为研发活动创造新产品并降低产品成本，产生的利润能否为供应商所得取决于与买方交易时自身讨价还价势力。如果买方有强大市场势力，买方将攫取供应商R&D收益的巨大份额；如果供应商有强大市场势力，供应商也会抽取买方利润中的绝大部分。其收集472家德国制造企业数据集进行实证检验，分别以供应商市场地位和买方资产组合衡量供应商议价势力，估计结果支持了供应商议价势力的重要性：当实施研发活动的供应商仅拥有平均市场份额，主要依赖三个最大的买家时，2010年研发强度每增加1个百分点，2012年利润平均降低14个百分点。当上游实施研发活动的是垄断供应商，面对拥有平均市场份额且处于低集中度市场的买方时，2012年利润增长10%，可见供应商利润由自身和买方相对势力共同决定。Gosman和Kohlbeck(2009)[44]调查零售市场中买方势力对供应商利润的影响，当供应商对下游市场处于领导地位的主要买方有高度经济依赖时，强大买方势力随之产生。以在许多产品供应链、先进的管理实践和尖端技术中拥有绝对主导地位的世界最大零售商沃尔玛为例，随着向其主要销售额增加，供应商总利润和资产回报率降低，沃尔玛总利润增加并得到更为优惠的支付条件，但供应商抗衡势力能抵消一些负向效应。

综上，与横向市场规模、结构对企业创新和绩效的影响相一致，纵向市场买方势力对供应商行为绩效的影响非完全相同，有些甚至对立。不同结论取决于纵向市场相对市场势力所选理论视角、计量方法、行业、上下游市场结构的异质性，博弈规则和理论模型的构建方法。直接受限于微观企业数据的可获得性，实证研究相对理论分析数量较少。本文创新之处：在微观企业数据缺失情况下，视地区上游医药行业为一个企业，下游医疗行业为一个企业，构建全国范围内上游31个企业×下游31个企业的纵向关系，并充分考虑地区间纵向交互关系和影响买方势力与自身利润的调节变量卖方抗衡势力，依托计量方法创新，探索采用空间计量模型解决买方势力空间溢出效应问题，希冀在纵向关系实证研究中推广，并加深对医药行业和其余制造行业的认识。

三 模型设定、数据来源和变量说明

(一)空间杜宾模型(SDM)设定和检验

1.模型设定与检验

对工业企业而言，利润主要来自销售收入，两者相关系数0.9823。受限于微观企业数据，可获得数据仅为行业数据，任何地区医药行业销售收入不仅来自本地下游买方市场，而且来自其余30个地区，上下游31×31纵向关系中存在交互效应。换言之，任何地区医院不仅影响本地医药企业销售收入(利润)，而且影响与之存在关联地区医药企业的销售收入(利润)，即自变量对因变量的影响存在地理和空间效应，纵向关系如图1所示，并非图2简单1×1关系。

图1 地区纵向关系交互影响示意图

图2 纵向1×1关系示意图

空间面板充分考虑横截面单元之间的空间依赖性，在不同个体变量数据的基础上加上位置信息，使得估计结果更加准确，并体现本地区自变量对本地区因变量和其他地区因变量的影响。空间面板模型包括空间滞后模型(SAR)、空间误差模型(SEM)和空间杜宾模型(SDM)。其一般形式为：

(1)

αXit+ui+ηt+εit

(2)

其中，各个变量的单位、符号、定义和预期符号如表1所示。

表1 变量定义和符号预期

经检验，地理距离矩阵W1下的LR统计量在1%显著性水平下拒绝δ=0和δ+ρβ=0原假设；经济距离矩阵W2下的LR统计量均在1%显著性水平下拒绝δ=0和δ+ρβ=0原假设，表明空间杜宾模型为最优选择。其中，ρ、β1、β2、β3、δ、α分别为待估参数，ρ度量与i相邻的空间个体内生因变量yjt对yit的交互影响，为了体现研究核心，结果只列出体现买方势力空间溢出效应WijBMPjt的系数δ。

2.数据来源和变量说明

本文选取2001-2015年我国31个省、自治区、直辖市分行业和地区面板数据样本，参考国内张庆霖和郭嘉怡(2013)[9]、刘旭宁等(2012)[10]对医药行业的纵向实证研究，选取市场需求增长率、产品差异化(数据来自《中国高技术产业统计年鉴》)，政府规制(数据来自《中国城市(镇)生活与价格年鉴》)，人均GDP (数据来自历年《中国统计年鉴》)，医药行业进入壁垒、医药企业数量、企业规模(数据来自《中国工业经济统计年鉴》)作为影响企业利润的自变量，核心自变量买方势力数据来自《中国卫生统计年鉴》、《中国卫生年鉴》和《中国药学年鉴》，因变量利润数据来自《中国高技术产业统计年鉴》。为了达到扩大样本、减少估计误差的目的，对缺失数据进行预测。实证分析计量软件为Stata12.0、Arcgis10.2和Matlab7.0。

1.核心变量买方势力可获得数据有医院总数、公立医院数、政府办医院数、公立医院诊疗人次/所有医院诊疗人次。诊疗人次之比仅仅衡量不同地区医院结构，并非表示买方势力；鉴于医疗市场化程度差异，有的地区私立民营医院所占比重较高，也不能以公立和政府办医院数量衡量买方势力；参考孙晓华和郑辉(2011)[45]对买方势力指标的选取，在数据受限情形下以地区医院总数作为买方势力的最佳衡量指标。卖方势力以地区医药企业个数衡量，两者乘积SMP*BMP体现买方和供应商市场势力的交互影响，供应商个数SMP作为调节变量(抗衡势力)影响买方势力与自身利润关系，BMP亦然。

2.进入壁垒是指行业内在位企业对潜在进入或刚进入企业所具有的某种优势，衡量指标有经济规模与市场总规模的比例、必要资本量、绝对费用、专利特许数量、交易和批准费用、阻止进入价格等，限于数据可获得性，以固定资产投资额衡量。

3.政府价格规制作为影响医药行业利润的重要变量，众多文献以虚拟变量表示，缺陷是只能衡量政策的有无，不能反映影响大小和方向，参考张庆霖和郭嘉怡(2013)[9]的研究，以各省医药制造业出厂价格指数/一般工业品出厂价格指数衡量。

剩余控制变量中，以医药制造行业工业总产值除以企业个数表示每个企业平均规模，本期销售收入与上期销售收入差额在上期销售收入中占比表示市场需求增长率，人均GDP衡量地区经济发展水平，新产品销售收入体现企业创新能力，以其在总销售收入中占比作为产品差异化衡量指标。

(二)纵向关系构建和买方势力含义

对于下游市场，把不同地区总医院个数作为下游市场势力测度指标，i地区相对j地区总量越多，即在全国医疗行业市场占有率越高，市场势力越大。对于上游医药行业，把医药企业个数作为上游市场势力测度指标，i地区相对j地区总量越多，即在全国医药制造行业市场占有率越高，市场势力越大。据此把全国31个省、自治区、直辖市每个地区医院总数作为一个下游整体，每个地区医药企业总数作为一个上游整体，构建上游31个医药企业×下游31个医疗企业纵向关系。本文以地区数据为样本，买方势力的含义为不同地区总医院在下游全国医疗行业所分割市场份额的相对势力，即下游买方在横向市场中的相对势力。

(三)直接效应、间接效应和总效应

不存在空间效应的前提下，自变量对因变量影响的大小和方向可以通过估计结果中的偏回归系数确定，在空间面板各类模型中，自变量对因变量的影响则要相对复杂，Lesage和Pace(2008)[46]提出了直接效应、间接效应和总效应，以度量自变量对因变量的影响。间接效应表示本地区自变量对其他地区因变量的影响。由式(1)可得：

(In-ρW)Y=Xβ+WXδ+ε

(3)

(4)

其中Sr(W)=V(W)(Inβr+Wδr)，V(W)=(In-ρW)-1=In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+……，对式(4)进行扩展，可得：

(5)

Elhorst(2014)[47]和Lacombe(2014)[48]均编写了效应估计的不同程序，两种路径均可实现，但存在细微差别，当N大时，后者估计路径更有效率。本文主要调用Lacombe程序，出于估计结果精确性目的，同时调用Elhorst程序进行比较。

(四)矩阵设定和回归分析

1.反距离空间权重矩阵回归结果

本文在微观数据缺失情形下，尝试采用空间杜宾模型解决纵向多对多关系，由于解释变量包含被解释变量而可能产生内生性问题，使得普通最小二乘估计结果有偏，依据Elhorst(2010)[49]、Lee和Yu(2010)[50]的建议，以MLE(极大似然估计)方法进行参数估计，计量软件为Matlab7.0。

表2 反距离空间权重矩阵回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；( )内的值是回归系数Z值，下同。

2.经济距离空间权重矩阵回归结果

表3 经济距离空间权重矩阵回归结果

3.估计结果及分析

以地区总医院数量表征买方势力，地理距离空间权重矩阵设置条件下的估计结果及分析：

(1) 核心变量买方势力空间溢出效应系数δ为负且未通过显著性检验，买方势力空间溢出效应不明显。

(2)买方势力BMP系数为负且直接效应通过1%水平的显著性检验，表明本地买方势力抑制本地上游医药行业利润。首先，地区医院控制了药品销售市场的绝对份额和处方药零售业务，共同招标结成利益联盟，相对上游市场集中度较低的医药行业，其下游议价能力无疑极其显著，对纵向产业链上游供应商控制力较强，使得上游行业利润水平遭受损失。其次，诊疗过程需要专业化医学知识，特殊消费群体患者几乎不能自行选择药品，不会也不能因为药品价格上涨而减少需求，相对医院的抗衡势力、议价能力几乎为零；政府投入不足使得非营利性医院不得不“以药养医”，医院(医生)提供诊疗服务的同时兼具“创收”任务，其行为偏离职业轨道，加之医患之间存在高度信息不对称，医生对药品使用有最终决定权且以利益最大化为目标，导致医疗服务市场逆向选择和道德风险现象普遍存在，严重扭曲药品需求结构，通过产业链传导并对上游制造商行为产生纵向约束，也对医药行业利润产生负向影响。间接效应系数为负表明本地医疗机构对本地医药企业表现出强大买方势力的同时，市场交易中也能对其余地区医药企业施加强大市场势力，理论分析同上。系数未通过显著性检验，本地买方势力通过空间溢出效应对其他地区医药行业利润的抑制作用不明显，与系数δ的方向、显著性水平相对应；直接效应绝对值显著大于间接效应，同一地区上游医药行业和下游医疗机构存在更为紧密的市场交易关系和经济联系，药品主要销售渠道是本地而非别的地区，两者作为一个“经济圈”而存在，如图3所示。

图3 纵向市场经济含义

实证结果与预期一致，表明计量方法、买方势力核心变量、反距离空间权重矩阵设置的正确性。总效应系数为负，即对所有地区医药行业利润产生抑制作用。与以往文献分析买方势力对上游供应商利润的影响时结果相比较，文中得出本地医疗行业买方势力同时降低本地医药行业和其它地区医药行业利润，与Wyld et al.(2012)[24]、Sheu和Gao(2014)[25]、Chambolle 和Villas-Boas(2015)[26]、Hsu et al.(2015)[27]、Orland 和Selten(2016)[28]等实证、理论结果保持一致，扩展了对医药行业的认识；药价虚高产生的利润在整个产业链中分配时，医疗行业还会通过强大买方势力使医药行业所得利润流向自身，看病贵问题的解决不仅需要规制医药行业批发价格，更应着力于规制医疗终端的销售价格。

企业规模系数为正且通过5%水平显著性检验，与利润正相关。企业规模扩大对利润产生两方面影响：一方面根据规模经济理论，企业规模是利润的一个主要决定因素，规模越大的企业生产成本相对小规模企业越低，规模与利润正相关，Gschwandtner (2005)[52]、Özgülbas et al.(2006)[53]、Wu(2006)[54]、Bjarni(2007)[55]、Akbas和Karaduman (2012)[56]、Mule et al. (2013)[57]的研究提供支撑依据；Verdoon(1949)[58]和Kaldor(1966)[59]提出的Kaldor-Verdoorn法则也表明企业规模扩大会提高劳动生产率，增加产品销售额和随后的利润率。另一方面，当企业规模扩张超过最优规模(表现规模不经济)时，带来的沟通不畅、缺乏协调、X非效率、委托代理问题将降低效率和减少利润，Amato 和 Burson (2007)[60]、Becker-Blease et al.(2010)[61]和Khatap et al.(2011)[62]均提供了支撑依据，本文实证结果得出医药行业规模扩大增加利润。

(3)从其它控制变量来看，医药行业进入壁垒变量系数为正且在5%水平显著，即对利润产生正向作用。医药行业专用性资产在固定资产中占有极高比例并有多种形式，如专用场地、专用实物资产、专用人力资产以及特定用途资产等；保证产品质量在医药行业生产过程中处于关键地位，必须采用精密程度极高的仪器设备进行生产、包装和运输，不同药品生产流程需要不同的专用设备，具有很强设备专用性；行业的特殊性对员工技术提出高要求，培训出的专有生产技能员工则是专用人力资产；生产过程中因解决环保问题而购置的环保治理设备和对原生产、研发设备维修更换产生的长期待摊费则属于特定用途资产。这些专用性资产对潜在进入者构成高进入壁垒和无形退出壁垒。此外，医药行业作为受到政府严格管制的特殊行业，企业经营需要获得批准和申请执照，加之相对于在位者的差别性税收条款和优惠条款，均成为阻碍新企业进入的壁垒。高进入壁垒降低行业中在位企业竞争程度，使其可以长期享有先进入带来的收益，增加企业利润。

政府规制变量系数为负且在5%水平显著，表明政府规制降低医药行业利润。医药行业具有不同于一般商品的特殊性，与人类健康和生命安全紧密相连。世界各国无一例外地通过专门机构，对药品的生产、检测、管理、进出口、批发、零售直到终端使用中的每一个环节采取严格的法律制度加以规范和管理。对医药行业的严格监管、新药上市的长时间审查、最高限价规制都会成为施加在医药行业上的沉重负担，导致某一在建或在筹项目搁浅或放弃，显著降低企业预期收益。

市场需求增长率系数为正且在10%水平显著，表明不断增长的市场需求规模带来稳定现金流，从而增加企业利润，与预期一致。代表地区经济发展水平的人均GDP通过了1%水平的显著性检验且数值为正，医药行业利润与地区经济发达程度正相关。

产品差异化与利润正相关且在1%水平显著，表明医药企业从研发成果新产品中获得收益，增加企业利润。医药行业具有高技术吸纳能力，“高投入、高风险、高收益”等特点，几乎涵盖了所有重大科技成果，是科技含量最高的行业，生物工程科学与技术的应用成为其强大的技术支撑。药品具有极强的特异性，市场需求主要由性能决定，普通药品具有替代性高、生产工序简单、投入低、科技含量低特点，即使价格下降也不会增加市场规模。研发生产环节则需要大量投入，研制周期长，由此得到的技术含量高、生产工序复杂、临床效果好的药品具有广阔的市场和优厚的价格，一旦获得市场认可将产生巨额收益，而且国家的专利保护制度使得拥有品牌药的生产厂商可以处于市场垄断地位，长时间享有该专利带来的收益。产品差异化作为进入壁垒的一种表现形式，系数符号也与其相对应。

(4)对于经济距离空间权重矩阵W2，控制变量、核心变量回归系数、显著性水平与地理距离矩阵W1大体保持一致。买方势力空间溢出效应系数δ为负且未通过显著性检验，空间溢出效应不明显。直接效应为负并通过1%水平的显著性检验，表明本地买方势力对本地上游医药行业利润产生抑制作用，间接效应系数为负且未通过显著性检验，与δ的方向、显著性水平相对应，绝对值显著小于直接效应，说明同一地区纵向产业链市场主体交易关系和经济联系更密切。总效应系数为负，本地买方势力抑制所有地区医药行业利润。

交互项系数为正且通过1%水平的显著性检验，表明上游市场具备与下游市场相对等的势力时促进利润，相对势力较弱时降低利润。

四 结论与展望

本文采用空间杜宾模型，把每个地区上游医药行业和下游医疗机构作为两个整体，构建上游供应商和下游买方31×31的纵向关系，在微观数据缺失仅获得行业数据情形下，依托空间计量方法创新探索产业链多对多交互影响。分别考虑地理距离和经济距离空间权重矩阵，以地区医院总数衡量买方势力，将进入壁垒和政府规制变量纳入其中，从空间溢出效应视角探索买方势力对上游行业利润的影响，以我国医药制造行业2001-2015年数据为样本进行实证检验，得出如下结论：

(1)地理距离矩阵和经济距离矩阵背后的经济含义不同，而回归结果中各变量系数大小和显著性水平仅存在较小差异。

(2)企业利润不仅受自身属性因素和横向市场行业属性因素影响，还与纵向市场相邻行业不断增强的买方势力有关，空间溢出效应不明显。直接效应、间接效应均为负表明本地买方势力对本地上游医药行业利润产生抑制作用，也通过空间溢出效应抑制其它地区医药行业利润。间接效应系数绝对值显著小于直接效应，表明同一地区产业链市场主体交易关系和经济联系更密切，下游买方对供应商约束力更强。

(3)交互项表明上游行业具备抗衡势力时促进利润，相对势力较弱时降低利润。控制变量政府规制与利润负相关，进入壁垒、企业规模、市场需求增长率、人均GDP、产品差异化均与利润正相关且统计显著。

鉴于此，提出如下政策建议：打破占据医疗行业主体地位的医院在药品销售市场买方垄断地位和“以药养医”制度，推行“医药分离”模式，规制医药行业批发价格的同时，更应着力于监管医疗终端销售价格，从而推动医患关系紧张、“看病贵、看病难、药价虚高”矛盾的解决。

本文研究不足之处在于：鉴于纵向市场多对多交互作用的复杂性与特殊性，受限于微观数据可获得性，所得结论可能仅适合特定行业。随着纵向行业识别方法的改进，微观资料的补充，空间模型在纵向市场研究中的应用将日臻完善，买方势力对供应商利润的影响探讨将更全面和深入。未来研究中，学界还可继续探索买方势力对医药行业行为的空间溢出效应，并扩展到对其余制造行业行为绩效的分析中，构建效用函数、纳什讨价还价等纵向理论模型深入分析不同类型买方势力对供应商创新类型(过程创新、产品创新)的影响，并与本文实证结果进行比较。

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TheSpatialSpilloverEffectofBuyerPoweronProfitsofPharmaceuticalIndustry

LI Kai DING Zheng-liang YU Guan-yi

Based on the data of pharmaceutical manufacturing industry and medical industry in 2001-2015, spatial durbin model is used to solve special multiple dimension interactions in vertical relation, by comparing the size of average direct effect and average indirect effect of the downstream industry on the upstream industry in the local and other areas, this paper explore the spatial spillover effect of buyer power on profit of suppliers. The empirical results show that whether geographical distance matrix or economic distance matrix are added or not, when buyer power measured by total number of regional hospitals, the regression results are slightly different. The direct effects and indirect effects are both negative, indicating that the local buyer power not only reduce profits in the local pharmaceutical industry, but also decrease profits in the rest of the region through spatial spillover effect. However, the spatial spillover effect is not significant. The absolute value of the direct effect is significantly greater than the indirect effect, which shows that the transaction relationship and economic relationship of market players on the vertical industry chain in the same region are more closely related, and the downstream industry has more vertical binding force on suppliers. The larger the buyer power, the upstream pharmaceutical firms’ profits are increasing when they own countervailing forces; their profits are decreasing when they do not own countervailing forces. Government regulation is negatively related to profits. Entry barrier, enterprise size, market demand growth rate, per capita GDP and product differentiation are positively related to profits.

buyer power; seller countervailing power; profit; spatial spillover effect; spatial durbin model

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.06.006

方式]黎日荣, 周政. 生产性服务业集聚一定会提升制造业的生产率吗？——来自微观企业的证据[J]. 产经评论, 8(6): 70-80.

2017-09-03

国家自然科学基金“消费者偏好背景下买方抗衡势力形成机制及其影响研究”(项目编号：7117215，负责人：李凯)；国家自然科学基金“抗衡势力背景下产业链纵向控制机理研究”(项目编号：71472032，负责人：李凯)。

李凯，东北大学工商管理学院教授、博士生导师，研究方向：产业组织理论、纵向关系、公司治理等；丁正良，东北大学工商管理学院博士研究生，研究方向：产业组织纵向关系；于冠一，东北大学工商管理学院博士研究生，研究方向：区域经济。

F062.9

A

1674-8298(2017)06-0081-16

[责任编辑：郑筱婷]