“两票制”政策对我国药品价格和药品流通企业交易成本的影响

彭 宁，周 茜

中国药科大学国际医药商学院，江苏南京，211198

药品定价对居民医疗费用及国家医疗资源配置具有重要影响[1],降低虚高药价是健康中国背景下医药政策改革的重要目标之一。我国药品流通渠道长、涉及利益主体多、流通形式复杂等现状,导致药品流通领域仍存在市场秩序混乱、隐形流通环节多、药品价格虚高等问题[1]。为此,2016年12月国务院医改办等部门发布《关于在公立医疗机构药品采购中推行“两票制”的实施意见》,界定“两票制”为药品生产企业到流通企业开一次发票,流通企业到医疗机构开一次发票。2017年2月国务院办公厅发布《关于进一步改革完善药品生产流通使用政策的若干意见》,着重提出在公立医院采购中采用药品流通“两票制”,并结合其他政策共同降低药品价格,减轻居民医疗费用负担。“两票制”的实施对于改善药品供应保障体系、解决人民“看病贵”问题、推进“健康中国”的建设具有重要探索意义。

从目前已有的研究来看,学界对“两票制”的实施效果尚未达成一致。部分学者认为,“两票制”实施后参与药品流通的环节减少,流通费率降低,药品终端价格有所下降,符合政策预期[2]。特别是对于农村的药品供应而言,减少药品流通环节、构建农村药品“直配”体系可明显降低药价[3]。而也有学者认为,尚未发现“两票制”政策抑制药价虚高的证据[4]。“两票制”实施后,药品配送模式由“多票制”和“高开高返”式到集中配送制和分散配送制,药品流通企业事前交易成本均发生不确定性变化,事后交易成本都因重新规划构建销售关系网络先上升,而后下降并趋于稳定[5],总体的交易成本变化有待研究。目前多数学者基于文献研究或理论进行分析“两票制”对药品价格和药品流通领域的影响[6],部分学者采取实地考察或发放问卷的方式[7],也有学者采用主成分分析法对医药上市公司绩效进行对比分析[8],但少有研究从药品流通企业微观视角出发,基于实证探究“两票制”对药品价格变化和企业交易成本的影响。因此,本研究参考学者施丽娟[9]、Ran的研究[10],采用双重差分法(differences-in-differences, DID)和logistic模型分别探究“两票制”对药品价格和药品流通企业交易成本的影响,扩展“两票制”的影响研究。并进一步将政策时间效应纳入企业交易成本与药品价格的框架中,分析“两票制”背景下企业交易成本与药品价格的关系。同时也比较了企业交易成本与销售费用受到的差异化影响,有利于进一步深化医药企业交易成本的政策研究。

1 资料来源与方法

1.1 资料来源

药品价格选用全国及城乡的中、西药类商品零售价格指数作为指标,数据来源于国家统计局官网国家数据(https://data.stats.gov.cn)中的价格指数栏目。参考学者贾建宇的研究,其将农村药品零售价格指数作为反映中国农村医疗卖方市场价格信号的重要指标[11],即药品零售价格指数可作为药品价格的重要指标之一。药品零售价格指数的计算涵盖医院药房与社会药店的零售药品,“两票制”政策主要作用于输送到医院药房中的药品流通渠道。对2003-2020年药品价格变化趋势进行分析(如图1所示),中、西药类商品零售价格指数趋势在2015年前存在明显差异,中药类波动幅度更大,且呈周期性变化。受中药材价格暴涨暴跌的影响,中药类商品零售价格指数发生周期性剧烈波动。而2003-2017年西药类商品零售价格指数总体呈现上升趋势,在2017年达到高值之后有所下降,“两票制”可能发挥了重要作用,但还需进行检验。

图1 各类药品零售价格指数

2021年7月商务部发布《2020年药品流通行业运行统计分析报告》,选取报告中主营业务收入排名前100的药品流通企业作为研究对象,收集2013-2021年的企业相关财务数据进行研究。参考学者Ran的研究[10],遴选程序如下。①2017年“两票制”在全国各地陆续实行,为多票制转向“两票制”的过渡期,剔除2017年以确保政策效果识别的准确性。②基于数据可得性,剔除公司年报未公开的非上市药品流通企业70家。③为保证政策影响的时间完整性,不包括2013-2021年期间上、退市的药品流通企业6家。最终在8年期间获得24个大型药品流通上市公司作为样本,数据源于企业各期年报。研究对象选择原因有3个方面。一是小型药品流通企业在药品供应链中位于下游,很少具备收购、迅速扩大销售布局的能力[5],并存在被淘汰或被兼并的风险,容易出现研究数据的缺失;二是大型医药流通企业的销售业务和配送网络覆盖面广[6],更能全面地反映“两票制”在全国范围实施的影响;三是虽然中国医药流通行业集中度不如美国、英国等发达国家,但前100内的24家大型上市企业在市场中也占据相当大的份额,因此具有代表性。

1.2 研究方法

近年来,DID模型被广泛运用于评估政策实施效果,该方法简单而有效,能避免内生性问题,并且可以控制面板数据中个体异质性的影响[12]。因此,为了有效识别“两票制”政策冲击对药品价格的影响,参考学者施丽娟的研究[9],本研究基于DID模型探究“两票制”政策对农村和城市药品价格的影响。DID方法将制度变迁和新政策实施视为一次政策冲击,基于政策变动节点,以政策在不同地区或群体间实施进程的差异构建“准自然实验”[12]。我国“两票制”政策的推行,一方面可能使同一地区的药品价格在政策实施前后产生差异,另一方面,也可能使同一时期内不同地区的药品价格之间产生差异,因此可视为一次“准自然实验”。2018年“两票制”政策全面推广,由于城市基础设施建设更完备,药品供应链更成熟,“两票制”政策在城市实行更快更全面,而多数农村地区基础设施、地理条件、经济发展等因素处于劣势,仍需要 “三票制”甚至“多票制”才能保证药品的配送[3-4]。城市与农村的政策实施状况存在差异,政策推广后一段时间内农村“两票制”效果较弱,此时农村可视为未受到政策影响的样本组。使用DID模型,将农村地区作为对照组,将城市作为实验组,检验“两票制”对药品价格的影响。DID模型设置如下。

MP=α0+α1Du*Dt+α2CPI+εit

(1)

在等式(1)中,以2018年1月为政策冲击节点,MP为当期地区西药零售价格指数,Du*Dt为政策虚拟变量,当城市在t时期实施“两票制”政策时该虚拟变量为1,CPI为控制变量居民消费水平。α0为截距项,α1为“两票制”影响系数,衡量“两票制”对药品价格的影响。

基于logistic模型,研究“两票制”对药品流通企业的影响,模型设置如等式(2)。进一步将药品价格、企业交易成本和“两票制”政策纳入一个框架中,使用药品流通企业样本,探究企业交易成本在“两票制”政策背景下对药品价格的影响路径,模型设置如等式(3)。

LnTC=β0+β1Dt+βiXi+εit

(2)

GMP=δ0+δ1LnTC+δ2Dt+δiXi+εit

(3)

在等式(2)、(3)中,LnTC为当年企业交易成本的自然对数。GMP表示全国西药药品零售价格指数。Dt为政策虚拟变量,当药品流通企业在“两票制”实施后的年份受到影响时该虚拟变量为1。Xi为控制变量,包括企业利润、企业负债率与上市年龄。为增强正态性并纠正偏度,除企业负债率、上市年龄和政策虚拟变量外其他变量取自然对数。

1.3 变量选择

在等式(1)中,因变量以月度西药类商品零售价格指数衡量药品价格,当该指数下降时,意味着药品价格有下降趋势。由于2019年1月国务院办公厅印发实施《国务院办公厅关于印发国家组织药品集中采购和使用试点方案的通知》,造成部分药品价格大幅下降的影响,考虑到该政策的实施对本研究具有干扰性,以及政策实施的滞后性,本研究选取2016年10月-2019年3月月度中西药品及医疗保健用品类农村商品零售价格指数,将上月定为基准。自变量是“两票制”政策虚拟变量Du*Dt。农村作为对照组Du=0,城市作为实验组Du=1。2016年10月至2017年12月时间虚拟变量Dt=0,2018年1月及之后时间虚拟变量Dt=1。最终自变量Du*Dt由实验组Du与时间虚拟变量Dt的交互项确定,α1作为自变量系数,若具有显著性则说明“两票制”对药品价格存在影响。为控制城市与农村经济、发展程度等的差异,加入控制变量居民消费水平。居民消费水平是反映不同年份通货膨胀程度的指标之一,引入该指标可控制通货膨胀的影响;居民消费指数也可以反映城市和农村不同的发展水平,固定经济发展水平的影响可更好地检验“两票制”政策效果,该指标为国家统计局价格指数月度数据(上月=100)。

公式(2)因变量为企业交易成本,定义为药品流通企业进行业务活动产生的费用,涵括营业成本、销售费用、管理费用。药品流通企业最终价值的获得来自于药品销售,包含广告、促销、营销人员工资等的销售费用在企业交易成本中占比最大[13]。考虑到财务费用更多受到企业投资行为的影响,且个别企业财务费用出现负数,可能造成误差,故剔除。自变量为影响企业交易成本的“两票制”政策虚拟变量Dt。在2013-2016年未受到“两票制”的影响,此时记为Dt=0,2018-2021年时政策已推广,此时Dt=1。剔除作为“两票制”过渡期的2017年,β1作为衡量“两票制”对药品流通企业交易成本的影响系数,具有显著性则说明“两票制”政策明显影响药品流通企业的交易成本。我国大型药品流通企业目前以主营业务涉及药品生产、流通、加工的综合型企业为主,少部分是纯分销型药品流通企业,即主营业务为药品分销,两类企业的经营模式不同,“两票制”政策的影响结果可能存在差异[14]。

公式(3)因变量为年度西药类商品零售价格指数,以衡量药品价格。为了与第二阶段企业样本数据进行对应,选取2013-2021年年度药品零售价格指数,将上年定为基准,数据来源于中国国家统计局。自变量为药品流通企业交易成本LnTC。固定“两票制”政策的时间效应,检验“两票制”政策背景下药品流通企业交易成本对药品价格的影响。同样剔除作为过渡期的2017年,以便准确识别“两票制”的政策效果。δ0为截距项,δ1为企业交易成本对药品价格的影响,δ2为“两票制”政策的时间效应系数。公式(2)、(3)均引入企业盈利能力、企业负债率和上市年龄作为控制变量,用以排除企业自身条件的影响。

2 结果

2.1 “两票制”对药品价格影响的DID回归分析

使用DID法检验“两票制”对药品价格影响的回归结果,从模型(1)至模型(4),逐步增加控制变量,控制年份固定效应,如表1所示。从模型(1)、模型(2)可看出,无论是否控制年份固定效应,“两票制”的政策虚拟变量系数(Du*Dt)为0.087,并且均在1%的显著性水平下为正,表明控制通货膨胀和城乡地区经济差异后,“两票制”的实施都显著增加西药类商品零售价格指数,未能取得降低药品价格的预期效果。

表1 “两票制”对药品价格的影响

在模型(3)中考虑加入控制变量居民消费价格指数,“两票制”政策虚拟变量系数仍在1%置信水平下显著为正,系数为0.088,表示对药品价格的影响较不控制变量的情况下更大,居民消费水平系数虽不显著,但一定程度上也存在降低药品价格的影响;在模型(3)的基础上同时固定个体效应和年份效应,检验结果如模型(4),政策虚拟变量的回归系数为0.085且在1%的统计水平上显著,该正效应均比前3种情况小,说明政策时间效应对药品价格也存在影响,该情形下居民消费水平系数变得显著。4个模型中政策虚拟变量的显著性与趋势均保持一致,表明检验结果的稳健性。

为确保检验结果的稳健性,最重要、关键的前提条件是要求控制组和对照组的研究指标在政策实施之前存在共同趋势,因此对“两票制”影响药品价格进行平行趋势检验,结果如图2所示。政策实施前的时期(pre_4至pre_1)药品价格的系数均未显著,政策实施后的一段时间内(post_1至post_4)“两票制”对药品价格存在显著影响,符合平行趋势检验,再次证明结果具有可信度。

图2 “两票制”政策动态效应

2.2 “两票制”影响企业交易成本和药品价格的路径分析

2.2.1 “两票制”影响企业交易成本。表2中的模型(1)报告了不控制变量的情况下,实施“两票制”政策对企业交易成本具有显著正相关作用,回归系数在1%的统计水平上为0.613;模型(2)增加了控制变量,回归结果显示“两票制”政策的回归系数在5%的统计水平上显著为正,系数为0.167,表示“两票制”的实施未能降低大型药品流通企业的交易成本,反而有所增加。企业上市年龄的回归系数为0.100且在1%的统计水平上显著,说明随着企业上市时间每延长1年将增加0.100个单位的交易费用。药品流通企业的利润系数、负债率系数分别为0.003和0.004但都不显著,说明两者对企业交易成本的影响不明显,可能存在其他因素的影响。模型(1)和(2)的政策虚拟变量系数显著性与趋势均保持一致,表示结果具有稳健性。

表2 “两票制”影响企业交易成本与销售费用

为进一步突出“两票制”政策对药品流通企业的影响,同时也检验结果的可靠性,以销售费用的对数作为因变量再次进行实证,并逐步控制不同控制变量,结果如表2的模型(3)和(4)所示。在模型(3)和(4)中发现政策虚拟变量系数均在1%的显著性水平下为正,且系数绝对值比模型(1)和(2)大,分别为1.090和0.637,说明“两票制”对企业交易成本中的销售费用影响更大。企业的上市年龄系数保持显著,总体来看结果依然具有稳健性。

为探究我国大型药品流通企业主体受到的影响,剔除纯分销型药品流通企业(3家)后,基于21家综合型药品流通企业相关数据再次进行回归,以验证结果的稳健性。结果如表3所示,(1)和(2)显示“两票制”对综合型药品流通企业交易成本与销售费用的影响仍显著为正,回归系数分别为0.208和0.794,且均在1%的统计水平上显著,说明“两票制”将增加其交易成本和销售费用,销售费用的相关系数仍更大,与本阶段基准回归结果保持一致,说明结果具有稳健性。

表3 稳健性检验:剔除部分样本

2.2.2 “两票制”背景下企业交易成本影响药品价格。为进一步探究药品流通企业交易成本在“两票制”政策影响药品价格过程中的作用,建立药品流通企业交易成本与药品价格的面板数据模型,纳入“两票制”的时间效应进行实证分析,结果如表4中的模型(1)所示,药品流通企业的交易成本与药品价格在1%的统计水平上呈显著正相关,系数为1.428,说明交易成本增加时药品价格随之增加。政策时间效应也表现出显著正相关影响,在5%的统计水平上回归系数为0.691,说明施加“两票制”明显增加药品价格。结合前文表2的实证结果分析,“两票制”一定程度上通过增加企业交易成本,进而提高药品价格。模型(2)增加相关控制变量,控制企业利润、企业负债率等变量后,药品流通企业交易成本与药品价格在10%统计水平上保持显著正相关,回归系数为1.424,“两票制”政策的时间效应系数在1%的统计水平上为0.790,系数绝对值有所增大,说明作用更为明显,与上文影响趋势一致,表明结果具有稳健性。

表4 回归结果及稳健性检验

3 讨论

3.1 “两票制”在短期内一定程度上使药品价格显著提高

本研究基于DID模型,使用2016年10月-2019年3月药品价格相关数据探究“两票制”政策对药品价格的影响后发现,“两票制”政策实施一段时间内会显著增加药品价格。与以往部分研究认为“两票制”降低药品价格不同[15],本研究结论倾向于认为“两票制”政策在短期内对药品价格产生不利影响,可能是由于本研究考察时间集中于两票制实施后的15个月以内,考察时间的差异可能会导致部分研究低估了该政策实施一段时间内的负面影响。在推进“两票制”政策实施过程中,地方政府落实中央政策时存在层级治理困境[16],不同省份监管部门对政策理解不同,出台的执行细则存在差异,可能出现程序化执行、消极执行等现象[17]。在全面、完善的监管机制形成之前,医药企业改变营销策略,提高药品出厂价,或将高出正常出厂价的药品销往“两票制”实施省份,但没有降低药品采购价格[4],甚至变相增加医疗成本,出现廉价、低价药品短缺,低价药被高价药替代,总体到货率呈下降趋势等问题[18],患者用药可及性受到不利影响,这些实际上增加了患者的医疗费用,造成不良影响。总体而言,医药供应链的多方参与主体需要时间进行调整与磨合才能达到政策理想效果,因此,在政策实施初期需尽快建立完善的配套监管机制,及时评估政策执行情况,在政策过渡期采取多种措施保障药品价格和药品供应。

3.2 “两票制”显著影响药品流通企业交易成本

本研究基于实证发现,“两票制”的实施对药品流通企业交易成本也具有显著正向影响,即显著增加了药品流通企业交易成本,特别是交易成本中比重较大的销售费用。“两票制”不仅意在降低药品成本,还试图通过减少药品流通环节,规范药品流通企业行为,以促进药品流通领域的发展。作为“两票制”的政策目标群体,药品流通企业自身利益需求和行为倾向受到政策影响,同时也影响着“两票制”的有效执行。药品流通企业作为市场中的“理性经济人”,追求利益最大化,在执行政策时必然进行成本-收益预期的估计,当成本-收益预期较低时往往出现一系列政策执行问题[19]。“两票制”实施后,短期内药品流通企业需投入资金建设仓库、铺设销售网络等,将使企业交易成本增加[7]。且我国综合型药品流通企业数量更多,规模更大,在政策实施初期成为抢占空白市场的主体,进行扩张、大力并购、提高市场覆盖率的过程中难免会增加交易成本与销售费用,企业在年报中也承认该现象的存在。因此在政策冲击下,大型药品流通企业的交易成本会增加,并且需要一段时间进行调整。“两票制”对企业交易成本中的销售费用影响更大,侧面验证企业投入成本铺设销售渠道、构造销售网络、扩张销售团队的趋势。同时,“两票制”使得药品流通企业承受财务压力,即不仅要及时向药品生产企业提交货款,还面临着医院方回款周期长的困境,企业运营成本上升[20],财务状况不确定性增加,容易陷入财务风险中。

政策的冲击往往使企业增加前期的投入成本,而竞争性供给制度可有效降低企业交易成本,有利于促进企业发展,增加社会总效益[21]。“两票制”限制了药品流通企业数量,增加药品供给的竞争性,长期下应当促进企业交易成本的降低。全国药品流通布局基本稳定后,“两票制”的不利影响逐渐减弱。福建省作为最早执行“两票制”的试点省份,经过多年试点经验发现,药品流通领域行业集中度明显提高,药品监管得到加强,更为有效、严格,验证了两票制整顿药品流通秩序的科学性与可行性[22]。因此,基于实证结果与试点省份分析,“两票制”的实施可直接冲击中国传统的销售模式及流通秩序,减少非必要的流通环节,但短期内未能改变药品供应链上各主体行为,不利于降低药品流通企业交易成本。面对“两票制”短期内提高的成本以及带来的财务风险,药品流通企业可通过加强发票管理,完善财务制度,做好财务风险防控。

3.3 “两票制”通过影响企业交易成本进而影响药品价格

交易成本可作用于产品[23],本研究通过实证检验,证实了药品流通企业交易费用和销售费用与药品价格具有明显的正相关性,在“两票制”影响药品价格过程中的作用不可忽视。结合前文实证结果分析,“两票制”可能通过增加药品流通企业交易成本,进而提高药品价格,短期内不利于药品价格的降低。作为药品供应链的重要一环,药品流通企业具有市场感知能力[24],对药品价格产生重要作用。为了追求期望利润最大化,保证一定收益,药品流通企业在交易成本下降时会降低药品价格,交易成本增加时药品价格也会提升,成本将转嫁给患者。同时企业也存在高销售费用风险,占比过高的销售费用是药品价格的重要组成部分[13],风险仍然由患者和医保支付部门承担。

在中国情境下,来自政府“无形的手”使政策多方行动者形成“松散关联式”协作[25],“两票制”能够在不断变化和调整中得到有效推进。因此短期内“两票制”存在不利影响并不意味着“两票制”政策的无效,长期来看当销售网络基本建设完善、药品流通市场新格局基本形成后,“两票制”对企业的交易成本和销售费用的不利影响将减弱,有利于药品价格的降低,实现人民健康保障与健康服务的公平。随着信息科技的发展,信息沟通更为便捷、渠道更为畅通,为两票制的实施与监督提供了良好的政策环境[26]。信息共享将在供应链治理机制中发挥重要作用[27],两票制政策的实施仍具有重要意义。健康中国2030规划指导下,政府可持续推进“两票制”,不断完善与细化政策方案,鼓励医药供应链上的相关参与者在分散决策下通过实施收益共享+数量折扣组合策略实现整个医药供应链的帕累托最优[28],并与其他医药政策协调配合,实现政策效果最大化。