鄧 偉 吳俁煊

1（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，南京 210023） 2（江南金融租賃股份有限公司，常州 213000）

引 言

所謂藥品集中采購(gòu)，是指醫(yī)療機(jī)構(gòu)在采購(gòu)藥品時(shí)，不直接與醫(yī)藥企業(yè)接觸，而是將其用藥需求上報(bào)至官方統(tǒng)一的采購(gòu)平臺(tái)，由政府組織的專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)統(tǒng)一向醫(yī)藥企業(yè)招標(biāo)競(jìng)價(jià)，中標(biāo)企業(yè)再向公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)銷(xiāo)售藥品。2018 年3 月，國(guó)家醫(yī)療保障局成立，主要負(fù)責(zé)制定藥品、醫(yī)用耗材的招標(biāo)采購(gòu)政策并監(jiān)督實(shí)施。隨后于2019 年1 月，國(guó)務(wù)院成立試點(diǎn)辦和聯(lián)采辦，代表聯(lián)盟地區(qū)開(kāi)展集中采購(gòu)，國(guó)務(wù)院辦公廳同時(shí)印發(fā)了《關(guān)于印發(fā)國(guó)家組織藥品集中采購(gòu)和使用試點(diǎn)方案的通知》，并在11 個(gè)城市進(jìn)行藥品集中采購(gòu)試點(diǎn)，然后再擴(kuò)圍至聯(lián)盟地區(qū)及全國(guó)范圍。截止到2023 年7 月，集中采購(gòu)政策已經(jīng)推行至第八批，累計(jì)納入藥品375 個(gè)品種，平均降幅超過(guò)53%，累計(jì)節(jié)約資金約5000 多億元［1］。集采政策加強(qiáng)了醫(yī)藥流通領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng)，降低了政府的醫(yī)保支出，并對(duì)制藥企業(yè)的經(jīng)營(yíng)行為和轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。

在發(fā)達(dá)國(guó)家，醫(yī)藥制造行業(yè)屬于研發(fā)密集型行業(yè)，強(qiáng)大的新藥研發(fā)能力是制藥企業(yè)維持競(jìng)爭(zhēng)力的基礎(chǔ)。近年來(lái)，在國(guó)家政策和資本市場(chǎng)的推動(dòng)下，我國(guó)制藥企業(yè)的研發(fā)投入出現(xiàn)了迅速增長(zhǎng)，研發(fā)能力也有了長(zhǎng)足的進(jìn)步。2013 ～2022 年，A股上市制藥企業(yè)的總研發(fā)支出從129 億元增長(zhǎng)至1054 億元，1 類(lèi)新藥首次IND（新藥臨床研究）的數(shù)量從79 個(gè)增長(zhǎng)至491 個(gè)，NDA（新藥注冊(cè)上市）數(shù)量從4 個(gè)增長(zhǎng)至10 個(gè)［2］。但是，國(guó)內(nèi)制藥行業(yè)仍然存在“重銷(xiāo)售，輕研發(fā)” 的現(xiàn)象。2022 年，A 股上市制藥企業(yè)的總銷(xiāo)售費(fèi)用達(dá)2465 億元，是當(dāng)年總研發(fā)支出的2.3 倍①。多數(shù)制藥企業(yè)仍然以生產(chǎn)原料藥、仿制藥為主，只有少數(shù)制藥企業(yè)有能力研究創(chuàng)新藥，整體研發(fā)能力與發(fā)達(dá)國(guó)家的制藥企業(yè)仍然存在較大差距。

本文將探討此次集中采購(gòu)政策（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“集采政策”）對(duì)我國(guó)制藥企業(yè)研發(fā)效率的影響。之所以研究研發(fā)效率而非研發(fā)投入，是因?yàn)橹袊?guó)制藥企業(yè)的研發(fā)投入已經(jīng)有了很大的增長(zhǎng)，如何提高研發(fā)效率，即研發(fā)的投入－產(chǎn)出比成為目前迫切需要關(guān)注的問(wèn)題。集中采購(gòu)政策對(duì)制藥企業(yè)的研發(fā)效率存在以下兩方面的影響：（1） 集中采購(gòu)政策會(huì)使藥品流通領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng)更加透明，使企業(yè)從銷(xiāo)售環(huán)節(jié)的“回扣” 競(jìng)爭(zhēng)轉(zhuǎn)向研發(fā)競(jìng)爭(zhēng)，將更多的銷(xiāo)售費(fèi)用轉(zhuǎn)為研發(fā)費(fèi)用，增大研發(fā)規(guī)模，進(jìn)而通過(guò)規(guī)模效應(yīng)提高研發(fā)效率；（2） 集中采購(gòu)政策還會(huì)使藥品流通環(huán)節(jié)的競(jìng)爭(zhēng)變得更加充分，迫使制藥企業(yè)通過(guò)研發(fā)項(xiàng)目的篩選、研發(fā)流程的設(shè)計(jì)和研發(fā)人才的配置提高研發(fā)效率，以更短的時(shí)間推出更多的新藥，擴(kuò)大市場(chǎng)份額。

本文將采用雙重差分法驗(yàn)證上述理論。實(shí)證的數(shù)據(jù)樣本為A 股制造業(yè)公司的樣本，處理組為受集采政策影響的醫(yī)藥和醫(yī)療器械行業(yè)，控制組為不受集采政策影響的其他制造業(yè)，考慮2019 年開(kāi)始實(shí)施的集采政策對(duì)這兩組企業(yè)的不同影響。實(shí)證結(jié)果表明，集采政策提高了制藥企業(yè)的研發(fā)效率。本文在內(nèi)容上從研發(fā)效率的角度評(píng)估了集采政策對(duì)我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)的深遠(yuǎn)影響，而目前評(píng)估這一政策的文獻(xiàn)尚不多見(jiàn)，謝金平等（2021）［3］、Hua 等（2022）［4］、宋偉等（2022）［5］和鄭博文（2022）［6］分別研究了這一政策對(duì)藥品價(jià)格、藥企利潤(rùn)和研發(fā)投入的影響；在方法上基于集采政策的自然實(shí)驗(yàn)采用了比較嚴(yán)格的雙重差分法，能減少自變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題對(duì)回歸結(jié)果的干擾。胡令和王靖宇（2020）［7］雖然也考慮了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與研發(fā)效率之間的關(guān)系問(wèn)題，但未采用這一方法。

1 文獻(xiàn)回顧

本文的內(nèi)容主要涉及兩方面的文獻(xiàn)：（1） 研發(fā)效率的影響因素的文獻(xiàn)；（2） 醫(yī)藥集采政策的經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)。

研發(fā)效率的影響因素可分為企業(yè)的內(nèi)部因素和外部因素。企業(yè)的內(nèi)部因素主要包括公司治理、融資能力、所有制特征、企業(yè)規(guī)模等。在公司治理方面，梁彤纓等（2015）［8］發(fā)現(xiàn)，高管的股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)效率之間呈倒U 型關(guān)系，且這一關(guān)系受區(qū)域市場(chǎng)化程度、所有制性質(zhì)和行業(yè)特征等因素的影響。王愛(ài)群和劉耀娜（2021）［9］發(fā)現(xiàn)，非控股大股東退出威脅有助于提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。Li 等（2023）［10］還考慮了風(fēng)投機(jī)構(gòu)的共同所有權(quán)（持有同行業(yè)至少兩家上市公司）的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，風(fēng)投機(jī)構(gòu)的共同所有權(quán)對(duì)研發(fā)效率有積極影響。在融資能力方面，Almeida 等（2013）［11］基于A 股上市高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，融資約束與研發(fā)效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，融資約束較高企業(yè)反而有更高的研發(fā)效率。在企業(yè)所有制特征方面，郝冰等（2015）［12］發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新效率不及非國(guó)有企業(yè)。在企業(yè)規(guī)模方面，白俊紅（2011）［13］發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，從而驗(yàn)證了Schumpeter （1942）［14］的大企業(yè)比小企業(yè)有更強(qiáng)的創(chuàng)新激勵(lì)的假說(shuō)。影響研發(fā)效率的外部因素包括行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、政府政策、營(yíng)商環(huán)境、經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化程度等。在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)方面，胡令和王靖宇（2020）［7］的研究基于上市公司的數(shù)據(jù)，結(jié)果也表明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)效率的提高。在政府政策方面，Chiara 等（2016）［15］發(fā)現(xiàn)，政府對(duì)上游市場(chǎng)監(jiān)管政策會(huì)降低企業(yè)的研發(fā)效率。在營(yíng)商環(huán)境方面，王磊等（2022）［16］發(fā)現(xiàn)，營(yíng)商環(huán)境的改善能降低企業(yè)的交易成本、促進(jìn)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、以及改善經(jīng)濟(jì)整體的要素資源配置，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。在經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化程度方面，陳修德等（2014）［17］發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化改革能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)效率的提升，并最后導(dǎo)致各地區(qū)的研發(fā)效率趨于收斂。

醫(yī)藥集采政策對(duì)藥品價(jià)格、制藥企業(yè)的績(jī)效和研發(fā)投入等行為有重要影響，但目前關(guān)注這一問(wèn)題的文獻(xiàn)較少。在藥品價(jià)格方面，謝金平等（2021）［3］和Wang 等（2021）［18］都發(fā)現(xiàn)，中國(guó)試點(diǎn)城市帶量采購(gòu)政策的實(shí)施，使得中選藥品價(jià)格都出現(xiàn)明顯下降，但Callejas 和Mohapatra （2021）［19］研究了厄瓜多爾的醫(yī)藥集采政策，發(fā)現(xiàn)集采政策扭曲了藥品的供給，使低成本藥物的價(jià)格上漲。在制藥企業(yè)的績(jī)效方面，Hua 等（2022）［4］通過(guò)嚴(yán)格的雙重差分法證明，集采對(duì)中標(biāo)企業(yè)的凈利潤(rùn)有負(fù)面影響，且這種負(fù)面效果隨著政策實(shí)施年限的增加而變得更為明顯。宋偉等（2022）［5］還發(fā)現(xiàn)，藥品集采制度對(duì)“中標(biāo)” 藥企短期績(jī)效有顯著負(fù)影響，對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效則有顯著正影響。在研發(fā)投入方面，張新鑫等（2017）［20］從理論上探討了集采對(duì)制藥企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)的影響，發(fā)現(xiàn)降低制藥企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)會(huì)受到平臺(tái)收費(fèi)模式的影響。鄭博文（2022）［6］發(fā)現(xiàn)，集采政策能通過(guò)投資者情緒機(jī)制、交易費(fèi)用機(jī)制及營(yíng)運(yùn)資金效率機(jī)制促進(jìn)醫(yī)藥企業(yè)增加研發(fā)投入。最后，Xu 和Wu （2023）［21］還發(fā)現(xiàn)，在集采政策推行后，中標(biāo)企業(yè)會(huì)進(jìn)行向上的盈余管理，而未中標(biāo)企業(yè)則會(huì)進(jìn)行向下的盈余管理。

綜合上述文獻(xiàn)可以看出，目前關(guān)注醫(yī)藥集采政策對(duì)制藥企業(yè)的研發(fā)行為影響的文獻(xiàn)很少，而研究市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與研發(fā)效率的關(guān)系的文獻(xiàn)也沒(méi)有根據(jù)政策實(shí)驗(yàn)采用雙重差分法。因此，本文的研究不僅能從內(nèi)容上評(píng)估集采政策對(duì)研發(fā)效率的影響，還能從方法上得到更為穩(wěn)健的實(shí)證結(jié)果。

2 理論假說(shuō)

研發(fā)效率是指在研發(fā)投入既定的條件下研發(fā)產(chǎn)出的水平。集采政策通過(guò)強(qiáng)化市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，從如下兩方面促進(jìn)制藥企業(yè)的研發(fā)效率的提升：

（1） 集采政策使市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更加透明，促使制藥企業(yè)增加研發(fā)投入，進(jìn)而提升研發(fā)效率。在集采政策實(shí)施之前，國(guó)內(nèi)制藥企業(yè)一直存在“重銷(xiāo)售、輕研發(fā)” 的問(wèn)題，將較多的資源用于銷(xiāo)售而不是研發(fā)，而相當(dāng)一部分銷(xiāo)售費(fèi)用是向醫(yī)院或藥店等終端客戶(hù)支付的回扣。為了擴(kuò)大銷(xiāo)售額，制藥企業(yè)紛紛向這些客戶(hù)支付回扣，哪家企業(yè)給的回扣越多，它的訂單就越多，制藥企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)在一定程度上變成了“回扣競(jìng)爭(zhēng)”［22］。在集采政策實(shí)施之后，制藥企業(yè)在集采平臺(tái)上的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)變得公開(kāi)透明，它們難以再通過(guò)回扣爭(zhēng)奪客戶(hù)，銷(xiāo)售驅(qū)動(dòng)的發(fā)展模式已難以適合新的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。制藥企業(yè)只有通過(guò)增加研發(fā)投入，不斷推出競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手較少的創(chuàng)新藥或高端仿制藥，才能緩解集采政策對(duì)藥品價(jià)格的沖擊，確保自己的市場(chǎng)地位。新藥的研發(fā)過(guò)程存在一定的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，因?yàn)檠邪l(fā)項(xiàng)目越多，分?jǐn)偟矫總€(gè)項(xiàng)目的研發(fā)的固定成本越少；同時(shí)較大的研發(fā)規(guī)?？墒蛊髽I(yè)采用更高效的研發(fā)技術(shù)和能力更強(qiáng)的研發(fā)人員［23－25］。因此，集采政策會(huì)促進(jìn)制藥企業(yè)從“回扣競(jìng)爭(zhēng)” 向研發(fā)競(jìng)爭(zhēng)轉(zhuǎn)型，增加研發(fā)規(guī)模，進(jìn)而提高研發(fā)效率。這就是研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)。

（2） 集采政策使市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更加充分，增強(qiáng)新藥研發(fā)過(guò)程競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而提升研發(fā)效率。在集采政策實(shí)施之前，醫(yī)院和藥店只是私下與各家制藥企業(yè)進(jìn)行談判，制藥企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)并不充分，而在集采政策實(shí)施之后，在集采平臺(tái)上參與投標(biāo)的企業(yè)數(shù)量大大增加，企業(yè)間的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)將變得更加激烈［1］。為了應(yīng)對(duì)更加激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，制藥企業(yè)必須在以下3 個(gè)方面提高研發(fā)效率，以更快的速度推出更多的新藥：①競(jìng)爭(zhēng)將促使企業(yè)更加精準(zhǔn)地搜尋市場(chǎng)信息，選擇市場(chǎng)潛力較大的新藥研發(fā)項(xiàng)目［26］，尤其是競(jìng)爭(zhēng)還能加強(qiáng)對(duì)企業(yè)高管的激勵(lì)作用，緩解代理問(wèn)題，減少低效的研發(fā)項(xiàng)目［9］；②競(jìng)爭(zhēng)還將促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部的信息交流和團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的合作，優(yōu)化研發(fā)流程［26］；③競(jìng)爭(zhēng)還將促使企業(yè)選擇能力更強(qiáng)的研發(fā)人員，提高研發(fā)團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新能力［7］。因此，從研發(fā)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)來(lái)看，集采政策所帶來(lái)的更加充分的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)將促使制藥企業(yè)提高研發(fā)效率。

綜合以上兩點(diǎn)理由，現(xiàn)提出本文的基本假設(shè)H1：

H1：集中采購(gòu)政策提升了制藥企業(yè)的研發(fā)效率。

根據(jù)藥品原創(chuàng)性程度的高低，藥品可分為創(chuàng)新藥和仿制藥。前者是專(zhuān)利未到期的藥，由擁有該藥品發(fā)明專(zhuān)利的企業(yè)獨(dú)家生產(chǎn)，而后者是仿制專(zhuān)利已到期的藥，生產(chǎn)者較多。創(chuàng)新藥企業(yè)具有創(chuàng)新藥的研發(fā)能力，具有相關(guān)的知識(shí)積累和人才儲(chǔ)備，而仿制藥企業(yè)則不具備這些條件。創(chuàng)新藥的研發(fā)不僅失敗風(fēng)險(xiǎn)高，而且周期長(zhǎng)、投入大。面對(duì)集采帶來(lái)更為激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，創(chuàng)新藥企業(yè)在研發(fā)項(xiàng)目的選擇、研發(fā)流程的優(yōu)化和人力資源的配置上比仿制藥企業(yè)更有優(yōu)勢(shì)，研發(fā)效率提升的空間更大［27］。因此，從研發(fā)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)來(lái)看，創(chuàng)新藥企業(yè)的研發(fā)效率受集采政策的正面影響比仿制藥企業(yè)更大。本文提出如下假設(shè)H2：

H2：相對(duì)于仿制藥企業(yè)。集中采購(gòu)政策對(duì)創(chuàng)新藥企業(yè)的研發(fā)效率的促進(jìn)作用更大。

融資約束會(huì)影響假設(shè)H1 所述研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)。企業(yè)的研發(fā)資金除了自己的現(xiàn)金流之外，還有外部資金，融資約束會(huì)影響企業(yè)來(lái)自外部融資的研發(fā)資金［28］。對(duì)融資約束強(qiáng)的制藥企業(yè)而言，它的研發(fā)資金主要來(lái)自?xún)?nèi)部的現(xiàn)金流，對(duì)銷(xiāo)售費(fèi)用與研發(fā)費(fèi)用之間分配比較嚴(yán)格，研發(fā)費(fèi)用易受銷(xiāo)售費(fèi)用的影響，集采使它能把更多的銷(xiāo)售費(fèi)用轉(zhuǎn)變?yōu)檠邪l(fā)費(fèi)用，研發(fā)費(fèi)用得以增加，研發(fā)效率因研究的規(guī)模效應(yīng)而提高；相反，對(duì)融資約束弱的制藥企業(yè)來(lái)說(shuō)，它的研發(fā)項(xiàng)目對(duì)內(nèi)部資金的依賴(lài)度較低，對(duì)銷(xiāo)售費(fèi)用與研發(fā)費(fèi)用之間的分配機(jī)制比較寬松，集采對(duì)它的研發(fā)投入以及研發(fā)效率的影響較小。由此本文提出如下假設(shè)H3：

H3：集中采購(gòu)政策對(duì)融資約束弱的藥企研發(fā)效率的提升作用更大，對(duì)融資約束弱的藥企研發(fā)效率的提升作用較小。

不同種類(lèi)藥品的銷(xiāo)售渠道存在一定的差異，有些藥品主要面向醫(yī)院、藥店等大客戶(hù)，客戶(hù)集中度較高；有些藥品則主要面向眾多的消費(fèi)者，客戶(hù)集中度較低?？蛻?hù)集中度從兩個(gè)方面影響集采與藥企研發(fā)效率之間的關(guān)系：①客戶(hù)集中度高的企業(yè)對(duì)客戶(hù)的議價(jià)能力弱，集采政策實(shí)施前的銷(xiāo)售費(fèi)用多，集采政策實(shí)施后會(huì)有較多的銷(xiāo)售費(fèi)用轉(zhuǎn)變?yōu)檠邪l(fā)費(fèi)用，進(jìn)而通過(guò)研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)提升研發(fā)效率；②客戶(hù)集中度高的藥品通常被納入了集采目錄，價(jià)格受集采的沖擊大。制藥企業(yè)為緩解這一影響，會(huì)積極加強(qiáng)這類(lèi)新藥的研發(fā)，使新藥的研發(fā)效率因研發(fā)競(jìng)爭(zhēng)的增強(qiáng)而提高。相比之下，客戶(hù)集中度低的藥品通常未納入集采目錄，受集采的影響小，其研發(fā)效率受到的影響也較小。因此，藥企的客戶(hù)集中度同時(shí)影響假設(shè)H1 所述的研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。由此本文提出如下假設(shè)H4：

H4：集中采購(gòu)政策對(duì)客戶(hù)集中度高的藥企研發(fā)效率的影響更大，對(duì)客戶(hù)集中度低的藥企研發(fā)效率的影響更小。

（3） 企業(yè)的規(guī)模也會(huì)影響假設(shè)H1 所述的研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)。與小企業(yè)相比，大企業(yè)對(duì)客戶(hù)的議價(jià)能力強(qiáng)，集采前提供給客戶(hù)的回扣少，集采后從回扣轉(zhuǎn)變?yōu)檠邪l(fā)費(fèi)用的部分較少。而且，大企業(yè)的融資約束也相對(duì)較弱，研發(fā)費(fèi)用不太受銷(xiāo)售費(fèi)用的影響。因此，從研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)的角度來(lái)看，集采政策對(duì)研發(fā)效率的促進(jìn)作用對(duì)大企業(yè)應(yīng)該較弱。由此本文提出如下假設(shè)H5：

H5：集中采購(gòu)政策對(duì)小藥企的研發(fā)效率的正面影響更較大，對(duì)大藥企的研發(fā)效率的正面影響較小。

3 實(shí)證設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)及樣本

考慮到集采政策對(duì)企業(yè)研發(fā)的影響主要體現(xiàn)在醫(yī)藥和醫(yī)療器械制造行業(yè)，故本文的研究樣本為滬深兩市A 股2015 ～2021 年制造業(yè)上市公司。數(shù)據(jù)樣本按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：剔除交易狀態(tài)為ST、?ST 的公司、剔除當(dāng)年新上市和交易天數(shù)少于200 天的公司、剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失或?yàn)楫惓Ｖ档墓荆缓笤龠M(jìn)行1%的Winsorize 縮尾處理，以消除極端值的影響。各實(shí)證變量的數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.2 模型和變量

其中，i表示公司，t表示年份；β0表示截距項(xiàng)，βi表示各變量的系數(shù)，Ind和Yr分別為行業(yè)和年份虛擬變量。

3.2.1 被解釋變量

式（1） 中左邊的RD＿Eff為本文的被解釋變量研發(fā)效率。國(guó)內(nèi)外對(duì)于研發(fā)效率的測(cè)算，大多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法，該方法建立在帕累托有效理論上，其基本思想為：（1） 若不增加投入的資源或減少其他產(chǎn)出項(xiàng)目產(chǎn)量，則目標(biāo)產(chǎn)出項(xiàng)的產(chǎn)量不會(huì)增加；（2） 若不減少產(chǎn)量或增加其他投入項(xiàng)的量，則投入不會(huì)減少。本文參考梁彤纓等（2015）［8］的方法，采用規(guī)模報(bào)酬可變的DEA 模型測(cè)算研發(fā)的純技術(shù)效率，投入變量為每年的研發(fā)費(fèi)用和研發(fā)人員數(shù)量，產(chǎn)出變量為每年的專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量。

3.2.2 解釋變量

式（1） 中的DID為本文的解釋變量?；貧w樣本的處理組為醫(yī)藥及醫(yī)療器械制造的公司，控制組為其他行業(yè)的制造業(yè)公司，2019 年及之后各年為集采政策實(shí)施之后的年份，2018 年之前各年為該政策實(shí)施之前的年份，故DID的定義為若公司屬于處理組，且時(shí)間大于等于2019 年，則取值為1，否則為0。解釋變量DID反映了集采政策對(duì)因變量的影響，根據(jù)前面的假設(shè)H1，預(yù)測(cè)β1為正。

3.2.3 調(diào)節(jié)變量

根據(jù)上述假設(shè)H2～H5，對(duì)樣本按如下調(diào)節(jié)變量分別進(jìn)行分組：是否為創(chuàng)新藥公司、融資約束、客戶(hù)集中度和公司規(guī)模，其中第一個(gè)變量的定義根據(jù)Wind 的創(chuàng)新藥公司名單來(lái)確定，屬于這個(gè)名單的公司為創(chuàng)新藥公司，否則不是。融資約束則根據(jù)Hadlock 和Pierce （2010）［28］的SA 指數(shù)來(lái)確定?？蛻?hù)集中度則用前五大客戶(hù)占企業(yè)營(yíng)業(yè)收入的比例來(lái)表示。

3.2.4 控制變量

控制變量包括兩類(lèi)，一類(lèi)是財(cái)務(wù)方面的變量：研發(fā)強(qiáng)度（RD）、企業(yè)負(fù)債率（Lev）、盈利能力（Roa）、營(yíng)收增長(zhǎng)率（Growth）、現(xiàn)金流比例；另一類(lèi)是公司治理方面的變量：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、高管持股比例（Share）、董監(jiān)高是否具有海外背景（Overseas）、COE 是否兼任董事長(zhǎng)（Dual）、薪酬排名前三的高管的薪酬總額（Salary）。

主要變量的名稱(chēng)與定義如表1 所示。

表1 變量表

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)樣本的處理組為醫(yī)藥及醫(yī)療器械制造的公司，控制組為其他行業(yè)的制造業(yè)公司。由于這兩類(lèi)公司在研發(fā)規(guī)模、周期等方面存在一定的差異，為了更好地運(yùn)用雙重差分法，本文先對(duì)樣本中這兩類(lèi)行業(yè)的公司進(jìn)行1 ∶1 傾向得分匹配，表2 為傾向得分匹配的結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，匹配后各變量的標(biāo)準(zhǔn)差絕對(duì)值均明顯縮小，表明兩組樣本在經(jīng)過(guò)傾向值匹配后，其變量特征比較接近，通過(guò)平衡性檢驗(yàn)，滿(mǎn)足雙重差分平衡性假設(shè)要求。同時(shí)，基期對(duì)照組樣本各變量更接近于處理組樣本，這也可以減小在雙重差分檢驗(yàn)時(shí)誤差對(duì)政策凈效應(yīng)的影響。

表2 傾向值匹配結(jié)果

表3 是經(jīng)過(guò)PSM 匹配后的樣本中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。樣本中相關(guān)藥企的研發(fā)效率（RD＿Eff）的平均值只有0.291，最小值為0.01，最大值為1，說(shuō)明A 股藥企的研發(fā)效率整體偏低，且在不同公司之間的差異較大。研發(fā)強(qiáng)度（RD）的平均值只有6.2%，最小值為0，而最大值也只有45%，這也說(shuō)明A 股藥企的研發(fā)強(qiáng)度較低，且不同的企業(yè)差異較大。企業(yè)的負(fù)債率較高，Lev的平均值達(dá)0.415。ROA的整體水平較低，平均值只有0.031 最小值為負(fù)，最大值也只有0.251。整體的成長(zhǎng)性（Growth）較高，每年?duì)I收的增長(zhǎng)率平均值為52.6%。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)表

4 回歸結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸：集采政策對(duì)研發(fā)效率的影響

表4 為本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。該表中的列（1）是控制時(shí)間和行業(yè)后的簡(jiǎn)單回歸，列（2） 則控制了除時(shí)間和行業(yè)以外的其他解釋變量，列（3） 在列（2） 的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了時(shí)間和行業(yè)。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在各列中的符號(hào)都為正，且顯著性水平都達(dá)到5%。這說(shuō)明集采政策的實(shí)施促進(jìn)了藥企的研發(fā)效率的提升，假設(shè)H1 得證。另外，在控制變量中，系數(shù)比較顯著的是研發(fā)強(qiáng)度RD，它的符號(hào)為正，說(shuō)明研發(fā)強(qiáng)度越高，研發(fā)越有效率，研發(fā)存在一定的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。高管的薪酬Salary 和海外背景（Overseas）的系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明高管的薪酬激勵(lì)和海外經(jīng)歷對(duì)研發(fā)效率反而有負(fù)面影響。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 分組回歸結(jié)果

為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H2～H5，下面根據(jù)各個(gè)調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分組回歸。本文先根據(jù)Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)中的創(chuàng)新藥企業(yè)的名單來(lái)劃分是否屬于創(chuàng)新藥企業(yè)。表5 是創(chuàng)新藥企業(yè)和非創(chuàng)新藥企業(yè)的分組回歸結(jié)果。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在創(chuàng)新藥企業(yè)的樣本為0.131，在仿制藥企業(yè)的樣本為0.363，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。另外，二者之間的組間差異在統(tǒng)計(jì)上達(dá)到10%的顯著性水平。這說(shuō)明集采政策對(duì)于研發(fā)效率的影響在創(chuàng)新藥企業(yè)中更為明顯，假設(shè)H2 成立，同時(shí)也驗(yàn)證了假設(shè)H1 所涉及的研發(fā)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

表5 創(chuàng)新藥企業(yè)和非創(chuàng)新藥企業(yè)的比較

表6 是根據(jù)企業(yè)的融資約束大小的分組回歸結(jié)果。分組依據(jù)是融資約束的SA 指數(shù)在樣本中的中位值，大于該數(shù)值屬于融資約束大的企業(yè)，否則屬于融資約束小的企業(yè)。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在融資約束大的樣本為0.134，在融資約束小的樣本中為0.171。前者在統(tǒng)計(jì)上的顯著性水平達(dá)到1%，而后者不顯著，更嚴(yán)格的組間差異檢驗(yàn)的顯著性水平達(dá)到5%。這說(shuō)明，由于研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)，集采政策對(duì)于研發(fā)效率的影響在融資約束大的企業(yè)中更為明顯，假設(shè)H3 得證。

表7 是根據(jù)企業(yè)的客戶(hù)集中度大小的分組回歸結(jié)果。分組依據(jù)是前五大客戶(hù)的銷(xiāo)售收入的占比在樣本中的中位值，大于該數(shù)值屬于客戶(hù)集中度高的企業(yè)，否則屬于客戶(hù)集中度低的企業(yè)。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在客戶(hù)集中度高的樣本的系數(shù)為0.127，在統(tǒng)計(jì)上十分顯著，而另一組的系數(shù)雖然有0.147，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。另外，二者之間的組間差異也達(dá)到10%的顯著性水平。這說(shuō)明，由于研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的雙重影響，集采政策對(duì)于研發(fā)效率的影響在融資約束大的企業(yè)中更為明顯，假設(shè)H4 得證。

表7 根據(jù)客戶(hù)集中度的分組比較

表8 是根據(jù)企業(yè)規(guī)模進(jìn)行分組的回歸結(jié)果。分組依據(jù)是總資產(chǎn)在樣本中的中位值，大于該數(shù)值屬于大企業(yè)，否則屬于小企業(yè)。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在小企業(yè)樣本為0.053，而在大企業(yè)樣本為系數(shù)為0.161，且二者之間的組間差異也達(dá)到1%的顯著性水平。這說(shuō)明，由于研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)，集采政策對(duì)于研發(fā)效率的影響在小企業(yè)中更為明顯，假設(shè)H5 得證。

表8 大企業(yè)和小企業(yè)的比較

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1） 剔除疫苗概念股

2020 年新冠肺炎疫情發(fā)生后，新冠疫苗潛在的巨大利潤(rùn)吸引了一些企業(yè)投入研發(fā)資金，而從這一年至2022 年也正處于醫(yī)藥集采政策實(shí)施后的階段。因此，涉足疫苗研發(fā)的公司，其研發(fā)行為的變化可能并不一定來(lái)自醫(yī)藥集采政策，而是來(lái)自新冠肺炎疫情。為了消除新冠肺炎疫情對(duì)研發(fā)的影響，本文從處理組中剔除與疫苗概念有關(guān)的藥企。表9 是相應(yīng)的回歸結(jié)果。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在3 列回歸結(jié)果中都仍然顯著為正，假設(shè)H1 的結(jié)果保持穩(wěn)健。

表9 剔除疫苗概念股后的回歸結(jié)果

（2） 剔除醫(yī)療器械類(lèi)公司

前面樣本中處理組既包括制藥企業(yè)，也包括醫(yī)療器械制造企業(yè)。考慮到醫(yī)療器械在研發(fā)資金規(guī)模、周期、流程等方面可能與藥品存在一定的差異，故本文將醫(yī)療器械類(lèi)企業(yè)從處理組中刪除。表10 是相應(yīng)的回歸結(jié)果。從該表可以看出，自變量DID的系數(shù)在3 列回歸結(jié)果中都仍然顯著為正，尤其是在加入所有控制變量的第3 列的顯著性提高到1%水平。故假設(shè)H1 的回歸結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。

表10 剔除醫(yī)療器械類(lèi)公司后的回歸結(jié)果

（3） 重新度量研發(fā)效率

DEA 模型在效率評(píng)估方面仍存在一定的局限性，該方法只是對(duì)DMU 的相對(duì)效率評(píng)估，而非絕對(duì)效率評(píng)估，因此DEA 方法并不能完全取代傳統(tǒng)的比率分析法對(duì)絕對(duì)效率的分析。本文對(duì)研發(fā)效率進(jìn)行重新度量，參考姜軍等（2020）［29］的方法，考慮到發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量的滯后性，用公司i第t＋1年的申請(qǐng)且最終被授予的發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量PAT衡量企業(yè)創(chuàng)新，E為研發(fā)費(fèi)用，則研發(fā)效率為：

表11 是用式（2） 度量研發(fā)效率所得到的回歸結(jié)果。從該表可以看出，自變量在3 列中都仍然顯著，故假設(shè)H1 的結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。

表11 重新度量研發(fā)效率的回歸結(jié)果

（4） 安慰劑檢驗(yàn)

最后再對(duì)匹配后的樣本進(jìn)行兩種安慰劑檢驗(yàn)。第一種方法是將集采政策發(fā)生的時(shí)間前置，表12是對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。從該表可以看出，將集采政策發(fā)生的時(shí)間前置1 ～3 年后，自變量的系數(shù)的P值都顯著大于0.1，統(tǒng)計(jì)上非常不顯著。這說(shuō)明藥企研發(fā)效率的改變是來(lái)自集采政策的影響，而非其他因素的影響，故表6 的回歸結(jié)果保持穩(wěn)健。

表12 將政策發(fā)生的時(shí)間前置的回歸結(jié)果

第二種方法是隨機(jī)生成處理組，具體做法是根據(jù)處理組樣本占總樣本比例，隨機(jī)生成受集采政策影響的虛擬處理組再進(jìn)行回歸，此過(guò)程重復(fù)1000 次。結(jié)果表明，主要估計(jì)系數(shù)在－0.06 ～0.07之間，且對(duì)應(yīng)P 值較大，大部分均超過(guò)0.1，說(shuō)明對(duì)于虛擬實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行回歸，集采政策對(duì)A 股藥企的研發(fā)效率影響不顯著。而實(shí)際政策沖擊的估計(jì)系數(shù)為0.115，在核密度圖中對(duì)應(yīng)P 值小于0.1。故表6 的回歸結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

5 結(jié)論及政策啟示

從2019 年開(kāi)始的醫(yī)藥集采政策是我國(guó)醫(yī)藥流通體制的一次重要改革，這次改革使醫(yī)藥銷(xiāo)售環(huán)節(jié)的競(jìng)爭(zhēng)變得更加充分和透明。本文采用PSMDID 法考察了這一政策對(duì)醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)效率的影響。實(shí)證結(jié)果表明，醫(yī)藥集采政策通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)提高了醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)效率，這一結(jié)果即使在剔除醫(yī)療器械類(lèi)和受益于新冠疫苗的公司、重新度量研發(fā)效率、固定效應(yīng)回歸、處理組的安慰劑檢驗(yàn)后仍保持穩(wěn)健。此外，由于研發(fā)的規(guī)模效應(yīng)，集采政策對(duì)研發(fā)效率的促進(jìn)作用對(duì)于融資約束弱、客戶(hù)集中度高、規(guī)模小的制藥企業(yè)更為明顯，而由于研發(fā)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，這一作用對(duì)于創(chuàng)新藥企業(yè)更為明顯。

醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)能力的提高關(guān)系到我國(guó)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，從本文的上述結(jié)論可以得到如下政策啟示：（1） 進(jìn)一步推進(jìn)藥品和耗材集中帶量采購(gòu)，持續(xù)擴(kuò)大藥品集采的覆蓋面，同時(shí)加強(qiáng)帶量采購(gòu)中各環(huán)節(jié)的監(jiān)管，規(guī)范集采藥品中選標(biāo)準(zhǔn)，保障集采用藥的質(zhì)量與安全；（2） 對(duì)創(chuàng)新藥和高端仿制藥慎用集采政策，使相關(guān)企業(yè)能獲得足夠多的創(chuàng)新利潤(rùn)，推動(dòng)更多的制藥企業(yè)向創(chuàng)新藥企業(yè)轉(zhuǎn)型；（3） 對(duì)于有創(chuàng)新能力的中小型制藥企業(yè)，應(yīng)在股票上市、股權(quán)融資、銀行貸款等方面給予更多的便利，以緩解集采政策對(duì)這些企業(yè)的利潤(rùn)和現(xiàn)金流的沖擊，確保它們有充足的研發(fā)經(jīng)費(fèi)。

注釋?zhuān)?/p>

①數(shù)據(jù)來(lái)源：Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)。