彭 寧，周 茜

中國藥科大學(xué)國際醫(yī)藥商學(xué)院，江蘇南京，211198

藥品定價(jià)對居民醫(yī)療費(fèi)用及國家醫(yī)療資源配置具有重要影響[1],降低虛高藥價(jià)是健康中國背景下醫(yī)藥政策改革的重要目標(biāo)之一。我國藥品流通渠道長、涉及利益主體多、流通形式復(fù)雜等現(xiàn)狀,導(dǎo)致藥品流通領(lǐng)域仍存在市場秩序混亂、隱形流通環(huán)節(jié)多、藥品價(jià)格虛高等問題[1]。為此,2016年12月國務(wù)院醫(yī)改辦等部門發(fā)布《關(guān)于在公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)藥品采購中推行“兩票制”的實(shí)施意見》,界定“兩票制”為藥品生產(chǎn)企業(yè)到流通企業(yè)開一次發(fā)票,流通企業(yè)到醫(yī)療機(jī)構(gòu)開一次發(fā)票。2017年2月國務(wù)院辦公廳發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步改革完善藥品生產(chǎn)流通使用政策的若干意見》,著重提出在公立醫(yī)院采購中采用藥品流通“兩票制”,并結(jié)合其他政策共同降低藥品價(jià)格,減輕居民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)。“兩票制”的實(shí)施對于改善藥品供應(yīng)保障體系、解決人民“看病貴”問題、推進(jìn)“健康中國”的建設(shè)具有重要探索意義。

從目前已有的研究來看,學(xué)界對“兩票制”的實(shí)施效果尚未達(dá)成一致。部分學(xué)者認(rèn)為,“兩票制”實(shí)施后參與藥品流通的環(huán)節(jié)減少,流通費(fèi)率降低,藥品終端價(jià)格有所下降,符合政策預(yù)期[2]。特別是對于農(nóng)村的藥品供應(yīng)而言,減少藥品流通環(huán)節(jié)、構(gòu)建農(nóng)村藥品“直配”體系可明顯降低藥價(jià)[3]。而也有學(xué)者認(rèn)為,尚未發(fā)現(xiàn)“兩票制”政策抑制藥價(jià)虛高的證據(jù)[4]?！皟善敝啤睂?shí)施后,藥品配送模式由“多票制”和“高開高返”式到集中配送制和分散配送制,藥品流通企業(yè)事前交易成本均發(fā)生不確定性變化,事后交易成本都因重新規(guī)劃構(gòu)建銷售關(guān)系網(wǎng)絡(luò)先上升,而后下降并趨于穩(wěn)定[5],總體的交易成本變化有待研究。目前多數(shù)學(xué)者基于文獻(xiàn)研究或理論進(jìn)行分析“兩票制”對藥品價(jià)格和藥品流通領(lǐng)域的影響[6],部分學(xué)者采取實(shí)地考察或發(fā)放問卷的方式[7],也有學(xué)者采用主成分分析法對醫(yī)藥上市公司績效進(jìn)行對比分析[8],但少有研究從藥品流通企業(yè)微觀視角出發(fā),基于實(shí)證探究“兩票制”對藥品價(jià)格變化和企業(yè)交易成本的影響。因此,本研究參考學(xué)者施麗娟[9]、Ran的研究[10],采用雙重差分法(differences-in-differences, DID)和logistic模型分別探究“兩票制”對藥品價(jià)格和藥品流通企業(yè)交易成本的影響,擴(kuò)展“兩票制”的影響研究。并進(jìn)一步將政策時(shí)間效應(yīng)納入企業(yè)交易成本與藥品價(jià)格的框架中,分析“兩票制”背景下企業(yè)交易成本與藥品價(jià)格的關(guān)系。同時(shí)也比較了企業(yè)交易成本與銷售費(fèi)用受到的差異化影響,有利于進(jìn)一步深化醫(yī)藥企業(yè)交易成本的政策研究。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

藥品價(jià)格選用全國及城鄉(xiāng)的中、西藥類商品零售價(jià)格指數(shù)作為指標(biāo),數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)國家數(shù)據(jù)(https://data.stats.gov.cn)中的價(jià)格指數(shù)欄目。參考學(xué)者賈建宇的研究,其將農(nóng)村藥品零售價(jià)格指數(shù)作為反映中國農(nóng)村醫(yī)療賣方市場價(jià)格信號(hào)的重要指標(biāo)[11],即藥品零售價(jià)格指數(shù)可作為藥品價(jià)格的重要指標(biāo)之一。藥品零售價(jià)格指數(shù)的計(jì)算涵蓋醫(yī)院藥房與社會(huì)藥店的零售藥品,“兩票制”政策主要作用于輸送到醫(yī)院藥房中的藥品流通渠道。對2003-2020年藥品價(jià)格變化趨勢進(jìn)行分析(如圖1所示),中、西藥類商品零售價(jià)格指數(shù)趨勢在2015年前存在明顯差異,中藥類波動(dòng)幅度更大,且呈周期性變化。受中藥材價(jià)格暴漲暴跌的影響,中藥類商品零售價(jià)格指數(shù)發(fā)生周期性劇烈波動(dòng)。而2003-2017年西藥類商品零售價(jià)格指數(shù)總體呈現(xiàn)上升趨勢,在2017年達(dá)到高值之后有所下降,“兩票制”可能發(fā)揮了重要作用,但還需進(jìn)行檢驗(yàn)。

圖1 各類藥品零售價(jià)格指數(shù)

2021年7月商務(wù)部發(fā)布《2020年藥品流通行業(yè)運(yùn)行統(tǒng)計(jì)分析報(bào)告》,選取報(bào)告中主營業(yè)務(wù)收入排名前100的藥品流通企業(yè)作為研究對象,收集2013-2021年的企業(yè)相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。參考學(xué)者Ran的研究[10],遴選程序如下。①2017年“兩票制”在全國各地陸續(xù)實(shí)行,為多票制轉(zhuǎn)向“兩票制”的過渡期,剔除2017年以確保政策效果識(shí)別的準(zhǔn)確性。②基于數(shù)據(jù)可得性,剔除公司年報(bào)未公開的非上市藥品流通企業(yè)70家。③為保證政策影響的時(shí)間完整性,不包括2013-2021年期間上、退市的藥品流通企業(yè)6家。最終在8年期間獲得24個(gè)大型藥品流通上市公司作為樣本,數(shù)據(jù)源于企業(yè)各期年報(bào)。研究對象選擇原因有3個(gè)方面。一是小型藥品流通企業(yè)在藥品供應(yīng)鏈中位于下游,很少具備收購、迅速擴(kuò)大銷售布局的能力[5],并存在被淘汰或被兼并的風(fēng)險(xiǎn),容易出現(xiàn)研究數(shù)據(jù)的缺失;二是大型醫(yī)藥流通企業(yè)的銷售業(yè)務(wù)和配送網(wǎng)絡(luò)覆蓋面廣[6],更能全面地反映“兩票制”在全國范圍實(shí)施的影響;三是雖然中國醫(yī)藥流通行業(yè)集中度不如美國、英國等發(fā)達(dá)國家,但前100內(nèi)的24家大型上市企業(yè)在市場中也占據(jù)相當(dāng)大的份額,因此具有代表性。

1.2 研究方法

近年來,DID模型被廣泛運(yùn)用于評(píng)估政策實(shí)施效果,該方法簡單而有效,能避免內(nèi)生性問題,并且可以控制面板數(shù)據(jù)中個(gè)體異質(zhì)性的影響[12]。因此,為了有效識(shí)別“兩票制”政策沖擊對藥品價(jià)格的影響,參考學(xué)者施麗娟的研究[9],本研究基于DID模型探究“兩票制”政策對農(nóng)村和城市藥品價(jià)格的影響。DID方法將制度變遷和新政策實(shí)施視為一次政策沖擊,基于政策變動(dòng)節(jié)點(diǎn),以政策在不同地區(qū)或群體間實(shí)施進(jìn)程的差異構(gòu)建“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”[12]。我國“兩票制”政策的推行,一方面可能使同一地區(qū)的藥品價(jià)格在政策實(shí)施前后產(chǎn)生差異,另一方面,也可能使同一時(shí)期內(nèi)不同地區(qū)的藥品價(jià)格之間產(chǎn)生差異,因此可視為一次“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。2018年“兩票制”政策全面推廣,由于城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)更完備,藥品供應(yīng)鏈更成熟,“兩票制”政策在城市實(shí)行更快更全面,而多數(shù)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施、地理?xiàng)l件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素處于劣勢,仍需要 “三票制”甚至“多票制”才能保證藥品的配送[3-4]。城市與農(nóng)村的政策實(shí)施狀況存在差異,政策推廣后一段時(shí)間內(nèi)農(nóng)村“兩票制”效果較弱,此時(shí)農(nóng)村可視為未受到政策影響的樣本組。使用DID模型,將農(nóng)村地區(qū)作為對照組,將城市作為實(shí)驗(yàn)組,檢驗(yàn)“兩票制”對藥品價(jià)格的影響。DID模型設(shè)置如下。

MP=α0+α1Du*Dt+α2CPI+εit

(1)

在等式(1)中,以2018年1月為政策沖擊節(jié)點(diǎn),MP為當(dāng)期地區(qū)西藥零售價(jià)格指數(shù),Du*Dt為政策虛擬變量,當(dāng)城市在t時(shí)期實(shí)施“兩票制”政策時(shí)該虛擬變量為1,CPI為控制變量居民消費(fèi)水平。α0為截距項(xiàng),α1為“兩票制”影響系數(shù),衡量“兩票制”對藥品價(jià)格的影響。

基于logistic模型,研究“兩票制”對藥品流通企業(yè)的影響,模型設(shè)置如等式(2)。進(jìn)一步將藥品價(jià)格、企業(yè)交易成本和“兩票制”政策納入一個(gè)框架中,使用藥品流通企業(yè)樣本,探究企業(yè)交易成本在“兩票制”政策背景下對藥品價(jià)格的影響路徑,模型設(shè)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為當(dāng)年企業(yè)交易成本的自然對數(shù)。GMP表示全國西藥藥品零售價(jià)格指數(shù)。Dt為政策虛擬變量,當(dāng)藥品流通企業(yè)在“兩票制”實(shí)施后的年份受到影響時(shí)該虛擬變量為1。Xi為控制變量,包括企業(yè)利潤、企業(yè)負(fù)債率與上市年齡。為增強(qiáng)正態(tài)性并糾正偏度,除企業(yè)負(fù)債率、上市年齡和政策虛擬變量外其他變量取自然對數(shù)。

1.3 變量選擇

在等式(1)中,因變量以月度西藥類商品零售價(jià)格指數(shù)衡量藥品價(jià)格,當(dāng)該指數(shù)下降時(shí),意味著藥品價(jià)格有下降趨勢。由于2019年1月國務(wù)院辦公廳印發(fā)實(shí)施《國務(wù)院辦公廳關(guān)于印發(fā)國家組織藥品集中采購和使用試點(diǎn)方案的通知》,造成部分藥品價(jià)格大幅下降的影響,考慮到該政策的實(shí)施對本研究具有干擾性,以及政策實(shí)施的滯后性,本研究選取2016年10月-2019年3月月度中西藥品及醫(yī)療保健用品類農(nóng)村商品零售價(jià)格指數(shù),將上月定為基準(zhǔn)。自變量是“兩票制”政策虛擬變量Du*Dt。農(nóng)村作為對照組Du=0,城市作為實(shí)驗(yàn)組Du=1。2016年10月至2017年12月時(shí)間虛擬變量Dt=0,2018年1月及之后時(shí)間虛擬變量Dt=1。最終自變量Du*Dt由實(shí)驗(yàn)組Du與時(shí)間虛擬變量Dt的交互項(xiàng)確定,α1作為自變量系數(shù),若具有顯著性則說明“兩票制”對藥品價(jià)格存在影響。為控制城市與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、發(fā)展程度等的差異,加入控制變量居民消費(fèi)水平。居民消費(fèi)水平是反映不同年份通貨膨脹程度的指標(biāo)之一,引入該指標(biāo)可控制通貨膨脹的影響;居民消費(fèi)指數(shù)也可以反映城市和農(nóng)村不同的發(fā)展水平,固定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響可更好地檢驗(yàn)“兩票制”政策效果,該指標(biāo)為國家統(tǒng)計(jì)局價(jià)格指數(shù)月度數(shù)據(jù)(上月=100)。

公式(2)因變量為企業(yè)交易成本,定義為藥品流通企業(yè)進(jìn)行業(yè)務(wù)活動(dòng)產(chǎn)生的費(fèi)用,涵括營業(yè)成本、銷售費(fèi)用、管理費(fèi)用。藥品流通企業(yè)最終價(jià)值的獲得來自于藥品銷售,包含廣告、促銷、營銷人員工資等的銷售費(fèi)用在企業(yè)交易成本中占比最大[13]?？紤]到財(cái)務(wù)費(fèi)用更多受到企業(yè)投資行為的影響,且個(gè)別企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用出現(xiàn)負(fù)數(shù),可能造成誤差,故剔除。自變量為影響企業(yè)交易成本的“兩票制”政策虛擬變量Dt。在2013-2016年未受到“兩票制”的影響,此時(shí)記為Dt=0,2018-2021年時(shí)政策已推廣,此時(shí)Dt=1。剔除作為“兩票制”過渡期的2017年,β1作為衡量“兩票制”對藥品流通企業(yè)交易成本的影響系數(shù),具有顯著性則說明“兩票制”政策明顯影響藥品流通企業(yè)的交易成本。我國大型藥品流通企業(yè)目前以主營業(yè)務(wù)涉及藥品生產(chǎn)、流通、加工的綜合型企業(yè)為主,少部分是純分銷型藥品流通企業(yè),即主營業(yè)務(wù)為藥品分銷,兩類企業(yè)的經(jīng)營模式不同,“兩票制”政策的影響結(jié)果可能存在差異[14]。

公式(3)因變量為年度西藥類商品零售價(jià)格指數(shù),以衡量藥品價(jià)格。為了與第二階段企業(yè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行對應(yīng),選取2013-2021年年度藥品零售價(jià)格指數(shù),將上年定為基準(zhǔn),數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局。自變量為藥品流通企業(yè)交易成本LnTC。固定“兩票制”政策的時(shí)間效應(yīng),檢驗(yàn)“兩票制”政策背景下藥品流通企業(yè)交易成本對藥品價(jià)格的影響。同樣剔除作為過渡期的2017年,以便準(zhǔn)確識(shí)別“兩票制”的政策效果。δ0為截距項(xiàng),δ1為企業(yè)交易成本對藥品價(jià)格的影響,δ2為“兩票制”政策的時(shí)間效應(yīng)系數(shù)。公式(2)、(3)均引入企業(yè)盈利能力、企業(yè)負(fù)債率和上市年齡作為控制變量,用以排除企業(yè)自身?xiàng)l件的影響。

2 結(jié)果

2.1 “兩票制”對藥品價(jià)格影響的DID回歸分析

使用DID法檢驗(yàn)“兩票制”對藥品價(jià)格影響的回歸結(jié)果,從模型(1)至模型(4),逐步增加控制變量,控制年份固定效應(yīng),如表1所示。從模型(1)、模型(2)可看出,無論是否控制年份固定效應(yīng),“兩票制”的政策虛擬變量系數(shù)(Du*Dt)為0.087,并且均在1%的顯著性水平下為正,表明控制通貨膨脹和城鄉(xiāng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異后,“兩票制”的實(shí)施都顯著增加西藥類商品零售價(jià)格指數(shù),未能取得降低藥品價(jià)格的預(yù)期效果。

表1 “兩票制”對藥品價(jià)格的影響

在模型(3)中考慮加入控制變量居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),“兩票制”政策虛擬變量系數(shù)仍在1%置信水平下顯著為正,系數(shù)為0.088,表示對藥品價(jià)格的影響較不控制變量的情況下更大,居民消費(fèi)水平系數(shù)雖不顯著,但一定程度上也存在降低藥品價(jià)格的影響;在模型(3)的基礎(chǔ)上同時(shí)固定個(gè)體效應(yīng)和年份效應(yīng),檢驗(yàn)結(jié)果如模型(4),政策虛擬變量的回歸系數(shù)為0.085且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,該正效應(yīng)均比前3種情況小,說明政策時(shí)間效應(yīng)對藥品價(jià)格也存在影響,該情形下居民消費(fèi)水平系數(shù)變得顯著。4個(gè)模型中政策虛擬變量的顯著性與趨勢均保持一致,表明檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

為確保檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,最重要、關(guān)鍵的前提條件是要求控制組和對照組的研究指標(biāo)在政策實(shí)施之前存在共同趨勢,因此對“兩票制”影響藥品價(jià)格進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn),結(jié)果如圖2所示。政策實(shí)施前的時(shí)期(pre_4至pre_1)藥品價(jià)格的系數(shù)均未顯著,政策實(shí)施后的一段時(shí)間內(nèi)(post_1至post_4)“兩票制”對藥品價(jià)格存在顯著影響,符合平行趨勢檢驗(yàn),再次證明結(jié)果具有可信度。

圖2 “兩票制”政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)

2.2 “兩票制”影響企業(yè)交易成本和藥品價(jià)格的路徑分析

2.2.1 “兩票制”影響企業(yè)交易成本。表2中的模型(1)報(bào)告了不控制變量的情況下,實(shí)施“兩票制”政策對企業(yè)交易成本具有顯著正相關(guān)作用,回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上為0.613;模型(2)增加了控制變量,回歸結(jié)果顯示“兩票制”政策的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正,系數(shù)為0.167,表示“兩票制”的實(shí)施未能降低大型藥品流通企業(yè)的交易成本,反而有所增加。企業(yè)上市年齡的回歸系數(shù)為0.100且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,說明隨著企業(yè)上市時(shí)間每延長1年將增加0.100個(gè)單位的交易費(fèi)用。藥品流通企業(yè)的利潤系數(shù)、負(fù)債率系數(shù)分別為0.003和0.004但都不顯著,說明兩者對企業(yè)交易成本的影響不明顯,可能存在其他因素的影響。模型(1)和(2)的政策虛擬變量系數(shù)顯著性與趨勢均保持一致,表示結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表2 “兩票制”影響企業(yè)交易成本與銷售費(fèi)用

為進(jìn)一步突出“兩票制”政策對藥品流通企業(yè)的影響,同時(shí)也檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性,以銷售費(fèi)用的對數(shù)作為因變量再次進(jìn)行實(shí)證,并逐步控制不同控制變量,結(jié)果如表2的模型(3)和(4)所示。在模型(3)和(4)中發(fā)現(xiàn)政策虛擬變量系數(shù)均在1%的顯著性水平下為正,且系數(shù)絕對值比模型(1)和(2)大,分別為1.090和0.637,說明“兩票制”對企業(yè)交易成本中的銷售費(fèi)用影響更大。企業(yè)的上市年齡系數(shù)保持顯著,總體來看結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。

為探究我國大型藥品流通企業(yè)主體受到的影響,剔除純分銷型藥品流通企業(yè)(3家)后,基于21家綜合型藥品流通企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)再次進(jìn)行回歸,以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果如表3所示,(1)和(2)顯示“兩票制”對綜合型藥品流通企業(yè)交易成本與銷售費(fèi)用的影響仍顯著為正,回歸系數(shù)分別為0.208和0.794,且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,說明“兩票制”將增加其交易成本和銷售費(fèi)用,銷售費(fèi)用的相關(guān)系數(shù)仍更大,與本階段基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致,說明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn):剔除部分樣本

2.2.2 “兩票制”背景下企業(yè)交易成本影響藥品價(jià)格。為進(jìn)一步探究藥品流通企業(yè)交易成本在“兩票制”政策影響藥品價(jià)格過程中的作用,建立藥品流通企業(yè)交易成本與藥品價(jià)格的面板數(shù)據(jù)模型,納入“兩票制”的時(shí)間效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果如表4中的模型(1)所示,藥品流通企業(yè)的交易成本與藥品價(jià)格在1%的統(tǒng)計(jì)水平上呈顯著正相關(guān),系數(shù)為1.428,說明交易成本增加時(shí)藥品價(jià)格隨之增加。政策時(shí)間效應(yīng)也表現(xiàn)出顯著正相關(guān)影響,在5%的統(tǒng)計(jì)水平上回歸系數(shù)為0.691,說明施加“兩票制”明顯增加藥品價(jià)格。結(jié)合前文表2的實(shí)證結(jié)果分析,“兩票制”一定程度上通過增加企業(yè)交易成本,進(jìn)而提高藥品價(jià)格。模型(2)增加相關(guān)控制變量,控制企業(yè)利潤、企業(yè)負(fù)債率等變量后,藥品流通企業(yè)交易成本與藥品價(jià)格在10%統(tǒng)計(jì)水平上保持顯著正相關(guān),回歸系數(shù)為1.424,“兩票制”政策的時(shí)間效應(yīng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上為0.790,系數(shù)絕對值有所增大,說明作用更為明顯,與上文影響趨勢一致,表明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3 討論

3.1 “兩票制”在短期內(nèi)一定程度上使藥品價(jià)格顯著提高

本研究基于DID模型,使用2016年10月-2019年3月藥品價(jià)格相關(guān)數(shù)據(jù)探究“兩票制”政策對藥品價(jià)格的影響后發(fā)現(xiàn),“兩票制”政策實(shí)施一段時(shí)間內(nèi)會(huì)顯著增加藥品價(jià)格。與以往部分研究認(rèn)為“兩票制”降低藥品價(jià)格不同[15],本研究結(jié)論傾向于認(rèn)為“兩票制”政策在短期內(nèi)對藥品價(jià)格產(chǎn)生不利影響,可能是由于本研究考察時(shí)間集中于兩票制實(shí)施后的15個(gè)月以內(nèi),考察時(shí)間的差異可能會(huì)導(dǎo)致部分研究低估了該政策實(shí)施一段時(shí)間內(nèi)的負(fù)面影響。在推進(jìn)“兩票制”政策實(shí)施過程中,地方政府落實(shí)中央政策時(shí)存在層級(jí)治理困境[16],不同省份監(jiān)管部門對政策理解不同,出臺(tái)的執(zhí)行細(xì)則存在差異,可能出現(xiàn)程序化執(zhí)行、消極執(zhí)行等現(xiàn)象[17]。在全面、完善的監(jiān)管機(jī)制形成之前,醫(yī)藥企業(yè)改變營銷策略,提高藥品出廠價(jià),或?qū)⒏叱稣３鰪S價(jià)的藥品銷往“兩票制”實(shí)施省份,但沒有降低藥品采購價(jià)格[4],甚至變相增加醫(yī)療成本,出現(xiàn)廉價(jià)、低價(jià)藥品短缺,低價(jià)藥被高價(jià)藥替代,總體到貨率呈下降趨勢等問題[18],患者用藥可及性受到不利影響,這些實(shí)際上增加了患者的醫(yī)療費(fèi)用,造成不良影響?？傮w而言,醫(yī)藥供應(yīng)鏈的多方參與主體需要時(shí)間進(jìn)行調(diào)整與磨合才能達(dá)到政策理想效果,因此,在政策實(shí)施初期需盡快建立完善的配套監(jiān)管機(jī)制,及時(shí)評(píng)估政策執(zhí)行情況,在政策過渡期采取多種措施保障藥品價(jià)格和藥品供應(yīng)。

3.2 “兩票制”顯著影響藥品流通企業(yè)交易成本

本研究基于實(shí)證發(fā)現(xiàn),“兩票制”的實(shí)施對藥品流通企業(yè)交易成本也具有顯著正向影響,即顯著增加了藥品流通企業(yè)交易成本,特別是交易成本中比重較大的銷售費(fèi)用。“兩票制”不僅意在降低藥品成本,還試圖通過減少藥品流通環(huán)節(jié),規(guī)范藥品流通企業(yè)行為,以促進(jìn)藥品流通領(lǐng)域的發(fā)展。作為“兩票制”的政策目標(biāo)群體,藥品流通企業(yè)自身利益需求和行為傾向受到政策影響,同時(shí)也影響著“兩票制”的有效執(zhí)行。藥品流通企業(yè)作為市場中的“理性經(jīng)濟(jì)人”,追求利益最大化,在執(zhí)行政策時(shí)必然進(jìn)行成本-收益預(yù)期的估計(jì),當(dāng)成本-收益預(yù)期較低時(shí)往往出現(xiàn)一系列政策執(zhí)行問題[19]?！皟善敝啤睂?shí)施后,短期內(nèi)藥品流通企業(yè)需投入資金建設(shè)倉庫、鋪設(shè)銷售網(wǎng)絡(luò)等,將使企業(yè)交易成本增加[7]。且我國綜合型藥品流通企業(yè)數(shù)量更多,規(guī)模更大,在政策實(shí)施初期成為搶占空白市場的主體,進(jìn)行擴(kuò)張、大力并購、提高市場覆蓋率的過程中難免會(huì)增加交易成本與銷售費(fèi)用,企業(yè)在年報(bào)中也承認(rèn)該現(xiàn)象的存在。因此在政策沖擊下,大型藥品流通企業(yè)的交易成本會(huì)增加,并且需要一段時(shí)間進(jìn)行調(diào)整?！皟善敝啤睂ζ髽I(yè)交易成本中的銷售費(fèi)用影響更大,側(cè)面驗(yàn)證企業(yè)投入成本鋪設(shè)銷售渠道、構(gòu)造銷售網(wǎng)絡(luò)、擴(kuò)張銷售團(tuán)隊(duì)的趨勢。同時(shí),“兩票制”使得藥品流通企業(yè)承受財(cái)務(wù)壓力,即不僅要及時(shí)向藥品生產(chǎn)企業(yè)提交貨款,還面臨著醫(yī)院方回款周期長的困境,企業(yè)運(yùn)營成本上升[20],財(cái)務(wù)狀況不確定性增加,容易陷入財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)中。

政策的沖擊往往使企業(yè)增加前期的投入成本,而競爭性供給制度可有效降低企業(yè)交易成本,有利于促進(jìn)企業(yè)發(fā)展,增加社會(huì)總效益[21]?！皟善敝啤毕拗屏怂幤妨魍ㄆ髽I(yè)數(shù)量,增加藥品供給的競爭性,長期下應(yīng)當(dāng)促進(jìn)企業(yè)交易成本的降低。全國藥品流通布局基本穩(wěn)定后,“兩票制”的不利影響逐漸減弱。福建省作為最早執(zhí)行“兩票制”的試點(diǎn)省份,經(jīng)過多年試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn),藥品流通領(lǐng)域行業(yè)集中度明顯提高,藥品監(jiān)管得到加強(qiáng),更為有效、嚴(yán)格,驗(yàn)證了兩票制整頓藥品流通秩序的科學(xué)性與可行性[22]。因此,基于實(shí)證結(jié)果與試點(diǎn)省份分析,“兩票制”的實(shí)施可直接沖擊中國傳統(tǒng)的銷售模式及流通秩序,減少非必要的流通環(huán)節(jié),但短期內(nèi)未能改變藥品供應(yīng)鏈上各主體行為,不利于降低藥品流通企業(yè)交易成本。面對“兩票制”短期內(nèi)提高的成本以及帶來的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),藥品流通企業(yè)可通過加強(qiáng)發(fā)票管理,完善財(cái)務(wù)制度,做好財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)防控。

3.3 “兩票制”通過影響企業(yè)交易成本進(jìn)而影響藥品價(jià)格

交易成本可作用于產(chǎn)品[23],本研究通過實(shí)證檢驗(yàn),證實(shí)了藥品流通企業(yè)交易費(fèi)用和銷售費(fèi)用與藥品價(jià)格具有明顯的正相關(guān)性,在“兩票制”影響藥品價(jià)格過程中的作用不可忽視。結(jié)合前文實(shí)證結(jié)果分析,“兩票制”可能通過增加藥品流通企業(yè)交易成本,進(jìn)而提高藥品價(jià)格,短期內(nèi)不利于藥品價(jià)格的降低。作為藥品供應(yīng)鏈的重要一環(huán),藥品流通企業(yè)具有市場感知能力[24],對藥品價(jià)格產(chǎn)生重要作用。為了追求期望利潤最大化,保證一定收益,藥品流通企業(yè)在交易成本下降時(shí)會(huì)降低藥品價(jià)格,交易成本增加時(shí)藥品價(jià)格也會(huì)提升,成本將轉(zhuǎn)嫁給患者。同時(shí)企業(yè)也存在高銷售費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn),占比過高的銷售費(fèi)用是藥品價(jià)格的重要組成部分[13],風(fēng)險(xiǎn)仍然由患者和醫(yī)保支付部門承擔(dān)。

在中國情境下,來自政府“無形的手”使政策多方行動(dòng)者形成“松散關(guān)聯(lián)式”協(xié)作[25],“兩票制”能夠在不斷變化和調(diào)整中得到有效推進(jìn)。因此短期內(nèi)“兩票制”存在不利影響并不意味著“兩票制”政策的無效,長期來看當(dāng)銷售網(wǎng)絡(luò)基本建設(shè)完善、藥品流通市場新格局基本形成后,“兩票制”對企業(yè)的交易成本和銷售費(fèi)用的不利影響將減弱,有利于藥品價(jià)格的降低,實(shí)現(xiàn)人民健康保障與健康服務(wù)的公平。隨著信息科技的發(fā)展,信息溝通更為便捷、渠道更為暢通,為兩票制的實(shí)施與監(jiān)督提供了良好的政策環(huán)境[26]。信息共享將在供應(yīng)鏈治理機(jī)制中發(fā)揮重要作用[27],兩票制政策的實(shí)施仍具有重要意義。健康中國2030規(guī)劃指導(dǎo)下,政府可持續(xù)推進(jìn)“兩票制”,不斷完善與細(xì)化政策方案,鼓勵(lì)醫(yī)藥供應(yīng)鏈上的相關(guān)參與者在分散決策下通過實(shí)施收益共享+數(shù)量折扣組合策略實(shí)現(xiàn)整個(gè)醫(yī)藥供應(yīng)鏈的帕累托最優(yōu)[28],并與其他醫(yī)藥政策協(xié)調(diào)配合,實(shí)現(xiàn)政策效果最大化。