异质性竞争环境下买方势力对中国制药业创新投入影响的实证研究

丁正良 于冠一 李 凯

一 引 言

习近平总书记在庆祝建党百年大会上指出，新的征程上，我们必须全面深化改革开放，立足新发展阶段，完整、准确、全面贯彻新发展理念，构建新发展格局，推动高质量发展，推进科技自立自强。后新冠肺炎疫情时代，公共卫生安全已上升为国家战略。尤其在新冠肺炎疫情仍未在全球范围内被根除，变异病毒相继引起我国多地区疫情多点爆发的情形下，有针对性疫苗和药品的研发与临床使用，已成当务之急。而制药企业作为研发与生产的主体，只有重视加大研发投入强度和新产品的开发力度，才能尽快开发出有效疫苗和治疗药物。根据国内国际医药竞争市场中，制药企业与下游客户就产品价格、数量、质量和规格进行谈判的事实，分析来自下游客户的市场势力(买方势力)对制药企业创新行为的影响，对制药企业“走出去”，在“双循环”新发展格局下，融入国内国际生产、制造及销售体系，实现高质量发展具有重要现实意义。

本文从产业组织理论纵向关系视角出发，在“结构—行为—绩效”(SCP)传统分析框架基础上，扩展产业链的层级，由一层产业链扩展至两层产业链，将下游客户的市场势力(买方势力)因素纳入对上游制药企业创新投入影响的分析中。然后将总体样本按照产品类别、所处地域、所有权性质和规模进行分组，进一步探讨异质性竞争环境下买方势力对制药企业创新投入的内在影响机制，不同竞争模式下制药企业抗衡势力的形成机理及对买方势力制约与调节效应的差异化影响，以期为提升我国制药企业的创新投入水平和管理者决策提供参考。

二 文献综述

关于买方势力对行业供应商创新行为影响的研究认为，买方势力对企业创新既存在正向效应，也存在负向效应，仍未达成一致意见。而关于买方势力对中国制药行业技术创新影响的文献较少(丁正良和于冠一，2019；刘旭宁，2012；张庆霖，2011)。

Inderst和Valletti(2007)研究表明当供应商做出创新投资决策时，将考虑从此项目上获得的未来租金折现值，评估投资决策的合理性。面对拥有强大势力的买方时，供应商的创新动机较低，因为创新租金的独占性太低。Inderst和Valletti(2007)观察到下游客户市场势力是影响供应商创新行为的重要因素，大型买方能够攫取供应商创新产品收益的较大份额，降低其创新激励。Dobson和Inderst(2008)也对其观点持赞同态度。Chen(2019)在供应商产品创新和工艺创新条件下，通过分析不同来源买方势力对供应商创新行为的影响，得出零售商讨价还价能力的增强提升自身市场势力，对供应商产品创新的影响为负。这一研究全面分析了买方势力与供应商不同类型创新的关系，在数理建模研究中具有代表性。Ma et al.(2021)指出供应商产品创新和流程投资的一个重要障碍，是供应商和买方之间的非对称依赖关系，此关系已被证明是有害的，不仅提高双方冲突的可能性，且对更依赖的一方产生不利影响。占据绝对优势地位的买方能够影响供应商的意图和行为，供应商对大型买方的依赖增加了供应商对双方关系中模糊性和风险性的感知，对其信任、承诺和创新投资意愿产生负面影响。Ma et al.(2021)注意到势力失衡情形下买方势力对供应商行为决策的影响，现实中国内大型跨国零售商与小型供应商的矛盾纠纷为此结论提供了较好的案例支撑。

上述文献为买方势力对供应商创新影响的经典数理研究，而经验研究相对理论分析较少，主要是因为数据获取受到限制和买方势力衡量指标选取困难。少量实证研究中，Peters(2000)通过向德国汽车制造企业发放调查问卷的方式，考察来自下游客户的市场势力对其创新投入和创新产出的影响。结果表明当供应商处于低市场集中度、买方市场集中度较高时，供应商研发支出强度和研发雇员强度将下降。此时买卖双方处于非对等市场地位，买方相对卖方的市场势力更强，对卖方创新行为产生负面影响，与Ma et al.(2021)的结论保持一致。Peters(2000)的贡献在于为买方势力效应的实证研究提供了获取数据的路径，即通过调查问卷获得各变量信息。王爱群和赵东(2019)基于企业重要利益相关者客户视角，以下游最大三家或五家客户市场交易额占比衡量客户集中度，探索客户集中程度对供应商创新行为的影响，实证得出两者负相关。其贡献在于在微观企业数据条件下，提出了买方势力的衡量方式，从企业管理视角拓展了企业创新行为的研究深度和买方势力的研究宽度。

一些学者提出相反的观点。数理建模研究中，Li et al.(2013)构建垄断制造商与双寡头零售商在买方市场进行数量竞争的模型，探索零售商抗衡势力对卖方产品创新激励的影响，得出零售商抗衡势力促进制造商向市场推出新产品，增强制造商差异化产品生产水平。实证研究中，Kirkwood(2016)认为即使准许包括联邦政府在内的具有强大市场势力的买方在市场交易中通过各种纵向控制手段降低制药企业的产品批发价格，制药企业仍能够得到创新投入的高额回报，开发新产品的激励依旧很高。不同于中国“医”“药”混业经营模式，美国采用“医”“药”分离经营模式，其结果是否与中国制药行业相关研究结论一致，还有待进一步检验。基于1980—2005年美国企业数据集，Krolikowski和Yuan(2017)在包含交易成本经济学、资源依赖理论和不完全契约理论的内部组织框架中，经验探索客户市场集中度对供应商过程创新和产品创新的影响，得出高客户市场集中度能够更大程度激励供应商从事关系专用性投资活动，提高供应商的创新能力和研发投入水平的结论。专用性资产投资与创新行为紧密相连，能够给企业带来差异化竞争优势，Krolikowski和Yuan(2017)从买方势力对供应商资产专用性影响的视角展开研究，为提升企业技术创新能力提供新思路。以案例研究为基础，Makkonen et al.(2018)收集核电行业及三家主要机械工程供应商18次半结构式访谈数据，探索供应商创新成功的影响因素。实证得出，即使供应商对强势买方并不完全满意，但相互理解对方的利益和业务，供应商仍能够高度致力于双方合作，以促使自身创新成功。Makkonen et al.(2018)的贡献在于拓展了买方势力实证研究数据的获取范围，即通过面对面访谈获取数据。Kyung et al.(2019)使用209家韩国一级供应企业的数据，探索契约公平性、市场势力来源、买卖双方关系质量对供应商创新绩效的影响。实证表明，即使买方具有较强的市场势力，合作性供应链的买卖双方关系仍旧提高了供应商的创新绩效。Kyung et al.(2019)从建立合作性的上下游关系及提高双方关系质量视角，为提高供应商创新产出提供了独特的见解。

综上可知，买方势力对供应商技术创新影响的研究结论并非一致，较少深入讨论异质性竞争环境下供应商抗衡势力(卖方抗衡势力)的形成机理和作用。本文分析买方势力与制药企业创新投入的关系，可能的创新点为：(1)从产品类别、所处地域、所有权性质、企业规模视角对制药企业进行分组，以探讨不同竞争环境下买方势力对制药企业创新投入影响的内在机制，制药企业抗衡势力的形成机理，以及对买方势力制约和调节作用的差异化影响。(2)把下游产业的买方势力和上游产业横向市场中的企业特征联系起来，体现了纵向关系中买卖双方的作用方式和产业组织中不同层级产业的交互作用机制。同时，横向市场环境对制药企业行为绩效的影响可随着外部环境的改变而改变。融入“双循环”新发展格局的进程中，下游客户市场势力对制药企业经济效益和行为决策的影响会在较长时期内一直存在。在面临强有力买方的情形下，制药企业可通过多种渠道提升自身的抗衡势力，增强市场交易中的话语权，以削弱买方势力的负效应。本文扩展了已有关于上游产业抗衡势力来源的研究，能够从产业组织层面解释制药企业创新行为。

三 研究设计

(一)数据来源

实证部分数据主要来源于Wind数据库和中财网数据库，包括2014—2020年深圳证券交易所、上海证券交易所和香港联交所中国医药制造业上市公司数据。为确保数据完整性和结果精确性，对搜集的数据进行如下处理：首先删除被证监会挂牌警告，即连续几年利润为负值、生产经营存在风险的医药制造企业，如ST、*ST、暂停上市企业；其次删除相关数据指标存在严重缺失和较多异常值的企业。经过以上筛选后，最终得到290家上市制药企业样本，建立2014—2020年区间290个截面单元的面板数据集。

(二)变量定义

1.被解释变量：创新投入

本研究选择研发投入强度作为创新投入的代理变量(李凯等，2019)，是因为技术创新在很大程度上由研发投入规模决定。以企业研发投入占年度销售收入比值衡量的研发投入强度，不仅能够反映企业的创新投入力度，还能够反映企业的创新活跃程度与自主创新能力，研发投入强度越大，创新活动越频繁。并以研发人员强度(研发人员数量占员工总数比值)进行稳健性检验。

2.解释变量：买方势力

Köhler和Rammer(2012)以每个上游企业最大三家客户交易量占比表征供应商对客户的经济依赖；李丹蒙等(2017)、王爱群和赵东(2019)以前五名客户营业收入占公司全部营业收入的比例衡量客户集中度，王爱群和赵东(2019)并以前三大客户销售比例作为客户集中度的替代指标进行稳健性检验；吴祖光等(2017)用企业销售给前五大客户的比例和第一大客户销售份额这两个变量代表客户集中度；唐跃军(2009)以前五大客户销售份额占企业销售总份额的比例测量买方的议价势力。参考已有研究，在数据可获得情形下，本研究以Wind数据库和中财网数据库2014—2020年每家上市制药企业总销售额中，下游最大五家客户交易量占比表征买方势力(

Bmp

)。

3.解释变量：卖方抗衡势力

Köhler和Rammer(2012)以虚拟变量衡量卖方势力，当受访企业表示最多5个主要竞争对手时取值为1，否则为0；Peters(2000)对德国汽车企业进行问卷调查，以市场集中度衡量卖方抗衡势力；Weiss和Wittkopp(2005)以供应商初级产品市场份额衡量卖方抗衡势力。鉴于本研究以上市制药企业数据展开分析，且需要计算每个截面个体的卖方抗衡势力，并与自身的买方势力相对应。数据可获得情形下，参考Weiss和Wittkopp(2005)的研究，以每个制药企业市场份额(年度销售收入占行业销售收入比值)衡量卖方抗衡势力(

Smp

)，即:

(1)

其中

a

为第

i

个制药企业

t

年销售收入。体现的经济学含义为：企业

i

市场份额越大，横向市场中相对竞争对手的市场势力越大，竞争优势越强；纵向关系中的议价能力和谈判势力以横向势力为基础，是横向势力在纵向关系中的延伸，横向市场地位成为上游制药企业面对下游强大客户时的抗衡势力来源。

4. 影响企业创新投入的控制变量

资产专用性对上游制药企业创新行为的影响不容忽视，制药企业资产专用性程度越高，转换用作其它用途时成本越高，技术范式转换难度越大，是进行创新决策时必须考虑的变量，以年末固定资产投资额占总资产投资额比值衡量(李凯等，2019)。鉴于制药行业的特殊性，其行为受到政府严格监管，以制药企业所在地区医药制造业出厂价格指数除以一般工业品出厂价格指数衡量政府规制(丁正良和于冠一，2019)。剩余控制变量中，以年末总资产投资额测度企业规模(吴祖光等，2017)；用本期销售收入与上期销售收入差占后者比值表示市场对企业产品的需求(张庆霖，2011)；用人均GDP衡量地区经济发展水平(刘旭宁，2012)；制药企业研发活动带来高收益，但同时具有“高投入、高风险”特征，需要企业获取持续的利润为其提供研发资金保障，因此把利润增长率作为影响企业创新投入的重要控制变量(刘旭宁，2012)；制药行业的高技术特征使得创新成为其生存与发展的根本，资本密度体现员工技术能力和企业整体实力，是决定研发能力的重要因素，Audretsch和Feldma(1996)认为资本密度高的企业更倾向于创新，参考Anwar和Sun(2013)的研究，本文将资本密度定义为固定资产投资额与员工总数的比值。

在核心变量及控制变量的构造与整理过程中，对缺失数据以指数平滑法进行预测，表1为各变量单位、符号、定义和系数预期。

表1 变量单位、符号、定义和系数预期

(三)计量模型设定

在国内外学者从横向市场视角对企业创新投入进行研究的基础上，本研究从纵向视角探索下游买方势力的影响。参考Köhler和Rammer(2012)、Peters(2000)、李凯等(2019)的代表性研究，构建如下基本模型：

Innov

=

F

(

Bmp

,

Smp

,

Bmp

*

Smp

,

X

, ……)

(2)

Innov

为创新投入。买方势力(

Bmp

)反映来自下游客户的市场势力，本文主要检验其对制药企业创新投入的影响。本文也关注到产业组织理论纵向关系研究中，起初卖方占据主导地位，下游客户仅拥有微弱的抗衡势力，随着买方势力逐渐增强，两者谈判地位发生转变，买方势力已然成为一种新的势力，对供应商行为、绩效等的影响愈发受到关注。但上下游势力互为依存，不会仅有买方对卖方的单向影响，卖方抗衡势力(

Smp

)作为调节变量也在买方势力对制药企业创新投入的影响中起到重要作用。本研究在计量建模中加入上下游市场势力交互项(

Bmp

*

Smp

)，以充分体现买方势力和供应商市场势力的交互影响，及卖方抗衡势力(

Smp

)的制约与调节效应。卖方抗衡势力(

Smp

)反映供应商市场状况或竞争环境与创新投入的关系，同时与买方势力构成交互项组成要素。

X

为表征企业特定特征、影响其创新投入的控制变量。通过对核心变量和控制变量的选择，式(2)可具体化为如下一般计量模型：

Innov

=

β

+

β

Bmp

+

β

Smp

+

β

Bmp

*

Smp

+

β

Asset

+

β

Govr

+

β

Size

+

β

Demand

+

β

Rgdp

+

β

Gprofit

+

β

Capital

+

ε

(3)

其中

β

～

β

均为待估参数，重点关注对结果起决定作用的核心变量买方势力(

Bmp

)、卖方抗衡势力(

Smp

)及两者交互项(

Bmp

*

Smp

)的系数大小和方向变化。

四 实证结果与分析

(一)变量描述性统计

表2为总体样本各变量描述性统计。

表2 各变量描述性统计

在Rewe/Meinl兼并案中，欧盟委员会表明：一个供应商和两个兼并企业的交易量在前者销量中占比大于等于0.220时，视为上游企业对下游客户存在“经济依赖”(Dobson和Inderst，2008)。对英国食品杂货行业生产商的调查表明，0.220是上游企业不存在严重破产危险的前提下，能够承受损失的最大限度。由表2可得，买方势力均值为0.277，符合纵向交易中欧盟委员会对“经济依赖”的定义，为用上游药企最大五家客户交易量占比测度买方势力提供理论与实践支撑。同时我国上市制药企业创新投入均值仅为0.052，处在较低水平。

(二)模型回归与结果分析

当以制药企业研发投入占年度销售收入比值衡量创新投入时，该数值处于(0，1)区间，被解释变量存在受限的情形，此类“归并数据”(Censored Data)如果用OLS估计，可能导致结果存在偏误，不能得到一致估计量。面板Tobit模型则为解决这类问题提供路径，不仅能够有效处理被解释变量非负情形，而且可以很好地刻画变量之间的非线性关系。具体算法如下：

(4)

在给定个体效应

u

和个体

i

条件分布的情况下，式(4)中的个体异质性

u

不可观测，可通过检验“

H

:

σ

=0”判断是否存在个体异质性。另外，可以定义同一个体不同期扰动项的自相关系数为

ρ

，

ρ

越大，则复合扰动项(

u

+

ε

)中个体效应部分(

u

)越重要。特别地，如果

ρ

=0，则说明

σ

=0，即不存在个体随机效应，而应选择混合回归。可根据LR检验结果及对应p值，即Chibar2(p)，在随机效应和混合回归中选择；若LR检验结果强烈拒绝“

H

:

σ

=0”，则认为存在个体效应，应使用随机效应的面板Tobit模型，否则使用混合Tobit回归。不同样本分组中，本研究旨在考察核心变量买方势力(

Bmp

)、卖方抗衡势力(

Smp

)和交互项(

Bmp

*

Smp

)系数大小、方向及显著性水平，以考察制药企业创新行为与买方势力、横向市场势力的关系及卖方抗衡势力效应。

1.企业产品类别子样本

根据中国国民经济行业分类代码，医药制造业主要包括化学药品原料药制造业(2710)、化学药品制剂制造业(2720)、中药饮片加工业(2730)、中成药生产业(2740)、生物药品制造业(2761)、基因工程药物和疫苗制造业(2762)等。结合所选上市制药企业的产品属性，把制药企业总体样本细分为生物制药企业(2761，2762)、化学制药企业(2710，2720)和中药中成药企业(2730，2740)。不同制药企业产品临床用途、生产技术难易程度的差异，使其在与下游客户市场交易中的谈判势力呈现异质性，本文进一步细分各类制药企业进行实证分析。表3为生物制药企业、化学制药企业及细分企业随机效应回归结果，表4为中药中成药企业及细分企业随机效应回归结果。

表3 生物制药、化学制药企业及细分企业回归结果

(续上表)

(1)由表3、表4回归结果可得：对不同类别制药企业，买方势力系数均为负，表明买方势力抑制制药企业创新投入。

根据利益相关者理论，客户是企业重要的非财务利益相关者，目前我国经济面临严重产能过剩，竞争日益加剧，客户已然成为企业重要的战略资源。而制药企业具有产业关联度高的特点，其下游客户包括医药公司、零售药店和医院等渠道销售终端，其中最重要的下游客户为从中央到地方、由不同层级卫生部门管理且规模差异的医院。医院的药房是药品到达患者手中的重要渠道，中国医院有自己的专属药房，鉴于患者对医生专业诊疗知识和服务及医院药房药品质量的信赖，加之医生推荐和所开设的标准处方及药品购买的便捷性，医院具备的公费医疗和医保定点资格，大多数患者在门诊医院药房而非在零售药店购买处方药，尤其是治疗重大疾病的药品，只有进入医院才有销售市场。这种关系使得医院药房加持了医院(医生)的专业性，使医院(医生)成为极具谈判势力的买方，而且对“处方权”的控制形成了其在诊疗市场的垄断势力，通过严格限制处方外流等手段形成了相对患者的卖方垄断势力，更进一步提升其在面对制药企业时的买方势力，往往具有强大且无可争辩的讨价还价势力。一方面，拥有强大势力的买方能够通过设定有益于自身交易条款的方式，从制药企业获得更低批发价格，由此压缩制药企业利润空间，导致其无法获得足够研发资金，从而降低自身创新投入水平。另一方面，处于谈判优势地位的买方通过实施各种可置信威胁手段，要求享有优于正常竞争条件下能够获得的各种优惠交易条件，比如延期付款、分批次运送产品等，由此降低制药企业的运营效率和盈利能力，削弱其内部筹集资金的能力，加剧其融资风险，不利于制药企业创新投入水平的提升。

同时，医院在采购过程中往往共同招标结成利益联盟，相对于市场集中度较低的制药行业，买方市场的议价能力无疑极其显著。当下游客户市场集中度较高时，一方面，意味着制药企业与少量客户进行重复的、多频次的集中购买交易，这样对处于产业链优势地位上的买方有较强的依赖性。为了避免由于合作关系破裂而引致的交易损失，制药企业会积极主动维持与下游客户的紧密合作关系以保持市场份额的稳定性，此契约关系的维持需要供应商付出高额的成本费用，从而挤占了供应商的创新研发资源。另一方面，意味着市场交易中与制药企业发生业务往来的客户数量越少，此集中化战略降低了客户需求的多样性，不利于制药企业对客户反馈信息及创新网络中流动性知识的收集，从而抑制其创新投入的提升。

(2)表3中，买方势力系数不显著，表明来自下游客户的市场势力对生物制药、化学制药企业及各自细分企业的创新投入无显著负向影响。体现纵向市场势力交互作用的

Bmp

*

Smp

系数均在不同水平上显著为正，由式(3)可得，∂

Innov

/

∂

Bmp

=

β

+

β

Smp

。当把卖方抗衡势力作为调节变量时，上游生物制药和化学制药企业的抗衡势力能够改善下游买方势力对自身创新投入的负向影响，削弱买方势力的负效应。也就是说，上游供应商同样具备一定市场势力，即拥有抗衡势力时，创新投入增加。

表4 中药中成药企业及细分企业回归结果

表4中药中成药企业及细分企业回归结果中，买方势力系数均在不同水平上显著，表明买方势力显著抑制其创新投入。交互项

Bmp

*

Smp

系数非显著为正，表明中药中成药企业不能依靠横向市场势力抗衡来自下游的买方势力，下游客户对供应商创新投入的负效应仍居主导地位，企业横向市场地位难以发挥正向调节作用。相比中药中成药企业，生物制药企业和化学制药企业产品供给管制更严格，生产工艺更复杂，提高了买方对制造商产品的相对需求程度，极大程度降低了下游客户的外部选择范围，提高了买方的转换成本，赋予上游制造企业更强的抗衡势力。

表3、表4中，以市场份额作为代理变量的卖方抗衡势力系数均为正，且通过不同水平显著性检验，表明制药企业市场份额与创新投入正相关。势力更强的企业有充分的资金来源和人力资本积累，在生产创新产品时能够实现规模经济，有更强激励建立市场进入壁垒。这一结论一定程度上解释了卖方抗衡势力的作用机制。

(3)对于控制变量，不同类型制药企业资产专用性系数均为负，即与创新投入负相关。制药企业资产专用性程度较高，成为技术范式转换的最大障碍，不利于创新行为的实现。这与哈罗德·德姆塞茨(1999)、Williamson(1985)和Dosi(1988)研究得到的资产专用性不利于创新能力提升和技术变革推进的结论一致。政府规制系数均为正，表明政府规制促进制药企业创新投入，药品监管能够从市场中剔除虚假新药，为创新药的生产和市场流通提供支持(Katz,1988; Wrubel et al., 1997; Munos,2009)。

企业规模系数均为正，即制药企业规模的扩大促进创新投入。企业规模与内生资金的可用性和稳定性密切相关，资本市场为大型企业在确保高风险研发项目的融资安全方面提供重要保障；当创新者的销量足以摊薄创新，尤其是流程创新的固定成本时，创新收益率会相对更高；得益于研发和其他非生产性活动(例如营销和财务规划)，大型企业研发的生产率会更高，非生产性活动能够获得更好的发展；大型且多元化的企业能够实现范围经济，降低与预期创新回报相关的风险。当制药企业享受创新产品的高收益时，也面临高投入和高风险特点，相比小企业受限于财务约束和研发资金约束，大型制药企业更能够承担创新活动需要的资金投入和创新失败的风险，因而创新能力更强。可见，这一实证结果与制药企业特点相一致。

市场需求增长率系数均为负，制药企业产品在当前疗效下即可满足持续增长的市场需求，使得制药企业处于弱竞争压力的市场环境中，降低了自身的创新激励，不利于开展创新行为。衡量地区经济发展水平的人均GDP与制药企业创新投入正相关，表明经济发达地区的制药企业对创新行为更加重视。制药企业利润增长率与创新投入正相关，企业成长性和盈利能力带来的收益能够起到摊薄固定资产投资、降低创新产品生产风险的作用，为创新产品制造提供资金支持。资本密度是员工技术水平和企业整体实力的体现，与创新投入正相关，资本密度高的企业创新产品生产能力更强，实证结果与理论和现实相符。

2.企业所处地域子样本

我国制药行业呈现地区发展不平衡特征，东中部地区往往集中众多大型、知名制药企业，比如复星医药、恒瑞医药、海王药业、丽珠制药等，其产品种类广泛，大多拥有产学研一体化科技创新、医药科研与工程设计平台。建立了生物制药、基因工程制药、麻醉精神药品、抗感染药等抗重大疾病药品生产基地和药材基地。西部地区制药企业数量、规模、产品种类及差异化新药品生产能力不如东中部地区，因此把总体样本依地区分组具有现实意义。表5为东部地区、中部地区、西部地区制药企业随机效应回归结果。

表5 东部地区、中部地区、西部地区制药企业回归结果

(续上表)

(1)由表5可得，对不同地区制药企业，买方势力系数均为负，表明买方势力降低制药企业创新投入水平。

(2)东中部地区制药企业回归结果中，买方势力系数不显著，表明来自下游客户的市场势力对东中部地区制药企业创新投入无显著负向影响。

Bmp

*

Smp

系数在不同水平上显著为正，也表明东中部地区制药企业的抗衡势力能够改善买方势力对自身创新投入的负向影响，削弱买方势力的负效应。供应商在横向市场同样具备一定市场势力，即拥有抗衡势力时，创新投入增加。以市场份额作为代理变量的卖方抗衡势力系数均为正，表明制药企业横向市场份额的增加有助于创新投入水平的提升。一定程度上证明了卖方抗衡势力的作用机制。买方势力在0.100显著性水平上降低西部地区制药企业创新投入，其不能依靠横向市场势力抗衡来自下游的买方势力。

(3)控制变量系数除显著性水平外，符号均与表3、表4保持一致，体现控制变量对制药企业创新投入相同的影响机理。

3.企业所有权性质子样本

国有企业由中央或地方政府投资或参与控制，各级国资委管理，其设立通常以实现国家经济调节为目标，企业资产归国家所有，生产经营组织形式同时具有营利法人和公益法人特征，在市场交易中的地位与私有企业相异。本研究进一步按所有权属性，把制药企业细分为国有企业和私有企业。表6为国有制药企业和私有制药企业随机效应回归结果。

表6 国有制药企业和私有制药企业回归结果

(1)由表6可得，买方势力对私有企业创新投入的影响显著为负，未发现对国有企业具有显著负向影响。当前我国处于新兴转轨的市场经济环境下，国有企业受政府更大程度的干预，政治关联性更强，明显比私有企业更有政治关系优势。国有企业面临的外部融资约束程度更低，更能够享受政策优惠，且能凭借政治资源获得更多垄断资源和稀缺性关键资源，有助于企业自身成长和规模扩大。规模的扩大，垄断资源、稀缺性资源的获取，及其所带来的创新产品生产能力提升，通过政治关联优势形成的产品定价能力及抵御风险能力，成为抗衡势力的重要来源。国有企业所具备的资金与资源优势、政治关联优势，相对成为私有企业规模扩大、创新投入水平提升、获得定价权的阻碍，其在市场交易中的谈判势力和议价势力远远弱于国有企业。

(2)制药企业市场份额均与创新投入在不同显著性水平上正相关。国有企业样本回归结果中，

Bmp

*

Smp

系数显著为正，表明国有制药企业的抗衡势力能够改善买方势力对自身创新投入的负向影响，削弱买方势力的负效应；对于私有企业，交互项系数为正但不显著。控制变量除显著性水平外，符号与表3—表5一致。

4.企业规模子样本

表7 大规模制药企业和小规模制药企业回归结果

(续上表)

(1)由表7可得，买方势力显著降低小规模企业的创新投入，但对大规模企业创新投入的负向影响不显著。大规模企业具有规模大、资金充裕、融资方便、资源易获取等诸多优势，在高风险研发项目的融资安全方面有所保障。大规模企业更能够承担创新产品生产活动需要的资金，其创新能力成为抗衡势力的重要来源。小规模企业由于自身规模较小、实力普遍较弱，受财务约束和研发资金约束影响，大多停留在模仿和低层次仿制药生产层面，产品工序简单且替代性较强；缺乏开发临床效果好、治疗重大疾病的新药品的能力，市场交易中相对买方的议价势力和谈判势力较弱，难以抗衡拥有强大势力的下游客户，创新能力明显受到抑制。而且小企业还面临激烈的行业竞争，很难通过提高产品价格或在边际成本之上制定较高价格缓解来自买方的各种压力，使得创新资金获取、创新投入受到限制。

(2)制药企业市场份额与创新投入在不同显著性水平上正相关。对于大规模制药企业，交互项

Bmp

*

Smp

系数在0.010水平上显著为正，表明大规模制药企业在横向市场同样具备一定市场势力，拥有抗衡势力时，创新能力增强。对于小规模制药企业，交互项系数为正但不显著。控制变量除显著性水平差异，符号仍保持稳健性。

(三)稳健性检验

当被解释变量创新投入以研发人员强度(研发人员数量占员工总数比值)衡量时，得到结果一致，证明了结果的稳健性：来自下游客户的市场势力与制药企业创新投入负相关，市场份额增加有利于创新行为；生物制药、化学制药企业及细分企业、东中部地区制药企业、国有制药企业和大规模制药企业创新投入受买方势力影响不显著，卖方抗衡势力(制药企业市场份额)能够改善下游客户市场势力对自身创新投入的负向影响。

五 结论与政策建议

本文以2014—2020年中国上市制药企业数据为基础，考察来自下游客户的市场势力对制药企业创新投入的影响，实证结果表明：(1)四类子样本回归结果中,买方势力系数均为负，表明来自下游客户的市场势力抑制制药企业创新投入水平的提升。来自下游客户的市场势力对中国制药企业纵向关系产生了扭曲。(2)当制药企业卖方抗衡势力以市场份额衡量时，其系数均为正，表明制药企业市场份额与创新投入正相关，支持熊彼特假说。(3)买方势力对不同类型制药企业的影响存在显著差异。买方势力对中药中成药企业及细分企业等有显著负向影响，表明其不能依靠横向市场份额增加形成的市场势力与来自下游客户的买方势力相抗衡，下游客户在市场交易中对供应商创新投入的抑制效应仍占主导地位，企业横向市场地位难以发挥正向调节作用。买方势力对生物制药企业、化学制药企业及细分企业等的负向影响不显著，当把卖方抗衡势力作为调节变量时，其能够改善下游客户市场势力对创新投入的负向影响，削弱买方势力的负效应，即制药企业拥有与买方相抗衡的势力时，能够提升创新投入水平。(4)从控制变量来看，资产专用性成为制药企业创新能力提升的障碍，政府规制为制药企业的创新活动提供支持，制药企业的创新能力随着规模的扩大而增强，市场需求增长率与制药企业创新行为负相关，地区经济发展程度与制药企业创新活动正相关，利润增长率和资本密度促进制药企业创新投入。

本研究的边际贡献在于把下游产业的买方势力和上游产业横向市场中的卖方抗衡势力联系起来，认识到产业组织理论纵向关系研究中买卖双方势力是成对出现的，关注了卖方抗衡势力的制约和调节作用，构建买方势力和卖方抗衡势力的衡量指标，实证证明了异质性竞争环境下，制药企业抗衡势力对买方势力制约和调节效应的差异化影响。这样能够为制药企业调整产业链中上下游交易伙伴之间的关系及实现长远发展提供参考。根据结论得到的政策启示为：

对管理者提出如下政策建议：(1) 监管机构应引入竞争机制，鼓励民营医院发展，降低全社会对公立医院的依赖程度；允许处方流通，社会药店同时拥有处方药销售权，增加患者对药品的选择范围；以达到逐渐限制直至消除公立医院在买方市场垄断地位的目的，这样有利于提升制药企业的创新投入。(2)对下游客户，尤其是医疗行业的交易行为进行严格监管，严厉打击其利用市场支配地位，滥用市场势力对制药企业施加的各种不正当竞争行为。(3)加大对制药产业基础研究的创新支持力度，给予其一定的优惠政策；根据科技的发展，完善和规范药物质量监管标准，对药品的生产、零售直至使用中的每一环节均实行严格标准的动态管理。(4)政府应构建完整的创新体系，辅助制药企业进行创新研发活动，以降低创新过程中面临的市场复杂性和技术不确定性。此外，应根据不同类型制药企业的研发情况和在产业链中所处的市场位置制定有针对性的差异化补贴政策，保证补贴资金的合理高效使用，鼓励其加大对基础研究的研发投入力度，引导企业研发投资效率最优化，以切实提高我国制药企业的自主创新能力。

对我国制药企业未来发展的启发：(1)供应链管理方面，优化与产业链下游客户之间的关系，既要保持合作伙伴的稳定性，又要努力扩展下游客户外部选择范围，构建多元化供应商与客户关系网络，努力降低下游客户市场集中度和对大型买方的依赖，避免被特定客户“锁死”或“拿住”而失去话语权给企业带来经营性风险。(2)企业管理方面，应加强自主创新能力的培养，在激烈的市场竞争环境下通过产品创新和技术创新获取竞争优势。适度提高自身的市场集中度，改善企业治理结构、优化资源配置，实施多元化创新投资战略，增强市场竞争优势。(3)产品生产方面，制药企业应根据市场发展动态，积极调整发展战略以适应市场需求的变化，根据市场竞争环境和自身特征集中生产某一特定领域药品或细分行业药品，通过企业特有的品牌优势增强市场交易中的议价能力。(4)谈判技能与公共关系方面，组建专业谈判团队，根据不同下游客户的特征有针对性地“量身制定”差异化谈判策略，利用谈判技巧尽力改善市场交易中相对医疗行业固有的弱势所带来的不利影响，从而为自身争取更多的利益。

不足之处与研究展望：本研究基于微观企业层面数据，在供应商异质性竞争环境下，探讨占据主导地位的下游客户买方势力对制药企业创新投入的影响机制，所得结论可能仅适合特定行业。未来研究中，可进一步搜集微观企业层面数据，分析买方势力对其余制造行业创新投入的影响，并与本研究结论进行对比。