錢遜 馮國(guó)忠

摘要：目的：研究我國(guó)制藥業(yè)不同時(shí)期集中度的影響因素。方法：對(duì)我國(guó)制藥業(yè)1992～2007年的絕對(duì)集中度和相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果：1992~1999年期間,期初集中度影響為負(fù),生產(chǎn)擴(kuò)張能力影響為正;2000～2007年期間,期初集中度、市場(chǎng)容量增長(zhǎng)率影響為正,生產(chǎn)擴(kuò)張能力影響為負(fù)。結(jié)論：我國(guó)制藥業(yè)集中度在1992~1999年的快速成長(zhǎng)期和2000～2007年的轉(zhuǎn)型期有著不同的變化趨勢(shì),集中度影響因素及其影響程度也是在不斷的變化之中。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)集中度;制藥業(yè);集中度影響因素

中圖分類號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1672-3198（2011）06-0001-02

1 前言

醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)作為按國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)劃分的15類國(guó)際化產(chǎn)業(yè)之一,不僅在各國(guó)的產(chǎn)業(yè)體系和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中有著舉足輕重的作用,具有重大的社會(huì)效益和經(jīng)濟(jì)效益,而且關(guān)系到人類的生存和健康。醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)先導(dǎo)型、高投入、高風(fēng)險(xiǎn)、研發(fā)周期長(zhǎng)的特性決定了一國(guó)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)要健康發(fā)展必須有適宜的集中度,而我國(guó)制藥業(yè)一直處于集中度過(guò)低的狀態(tài),而且從2005年開始有下滑的趨勢(shì),間接影響了新藥研發(fā)和整個(gè)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。本文將對(duì)我國(guó)制藥業(yè)集中度及其影響因素進(jìn)行實(shí)證研究,并由此展開相關(guān)討論。

2 文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)集中度水平及其變化的影響因素,一直是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要內(nèi)容。Shepherd(1964)利用普通最小二乘法對(duì)美國(guó)1947~1958年間426個(gè)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果表明期初集中度對(duì)當(dāng)期集中度影響為正,產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)和企業(yè)進(jìn)入率對(duì)集中度影響為負(fù)。Jenny&Weber;(1978)對(duì)法國(guó)1961~1969年間204個(gè)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行OLS分析,結(jié)果表明前期集中度和企業(yè)進(jìn)入率影響為負(fù),產(chǎn)品差異性、絕對(duì)資本量和規(guī)模經(jīng)濟(jì)影響為正,產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)影響不顯著。Ratnayake(1999)對(duì)新西蘭1976~1987年間109個(gè)產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果表明規(guī)模經(jīng)濟(jì)和外來(lái)直接投資影響為正,產(chǎn)業(yè)大小變化和進(jìn)口強(qiáng)度變化影響為負(fù),合并活動(dòng)和廣告密度等影響不顯著?？梢娫趯?duì)許多產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)集中度的研究中,實(shí)證結(jié)果并不一致,說(shuō)明不同時(shí)期、不同國(guó)家的不同產(chǎn)業(yè)在市場(chǎng)發(fā)展的過(guò)程中,所呈現(xiàn)出來(lái)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)受到多種因素不同程度的影響。另外,已有的研究大多以一國(guó)制造業(yè)為對(duì)象作截面研究,單獨(dú)以我國(guó)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象的,有顧海、衛(wèi)陳(2006)對(duì)我國(guó)1997~2004年間醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的集中度變化和影響因素進(jìn)行的研究,結(jié)果表明生產(chǎn)企業(yè)進(jìn)入率和產(chǎn)業(yè)政策對(duì)集中度影響顯著,且皆為正。岳純,趙洪進(jìn)(2009)采用相關(guān)性分析法對(duì)外商直接投資和產(chǎn)業(yè)規(guī)模與集中度關(guān)系進(jìn)行分析,結(jié)果表明外商直接投資與集中度之間存在中等程度的正相關(guān),產(chǎn)業(yè)規(guī)模與集中度之間存在負(fù)相關(guān)。

3 模型構(gòu)建

3.1 變量選擇及說(shuō)明

根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論,影響我國(guó)制藥業(yè)集中度的主要因素有：

(1)期初集中度是指上一年的市場(chǎng)集中度,用C_t-1表示。

當(dāng)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的主導(dǎo)性企業(yè)采取防止新企業(yè)進(jìn)入的價(jià)格、合謀等策略時(shí),期初集中度的影響系數(shù)為正;當(dāng)主導(dǎo)性企業(yè)無(wú)法完全掌握各種不確定因素時(shí),新的企業(yè)容易進(jìn)入,期初集中度的影響因素為負(fù)。

(2)市場(chǎng)容量增長(zhǎng)率是反映產(chǎn)品市場(chǎng)需求的因素,用全國(guó)醫(yī)藥銷售收入的增長(zhǎng)率來(lái)衡量,用M表示。

該變量對(duì)集中度的影響方向不確定,當(dāng)市場(chǎng)需求快速增長(zhǎng)時(shí),可能會(huì)使企業(yè)進(jìn)入壁壘降低,集中度下降;也可能使在位企業(yè)獲得更多的市場(chǎng)份額,提高集中度。其計(jì)算公式為：市場(chǎng)容量增長(zhǎng)率=［第n年醫(yī)藥銷售收入］-第(n-1)年醫(yī)藥銷售收入/第(n-1)年醫(yī)藥銷售收入。

(3)生產(chǎn)擴(kuò)張能力用全國(guó)醫(yī)藥總產(chǎn)值增長(zhǎng)率來(lái)衡量,用G表示?，F(xiàn)有企業(yè)通過(guò)自身生產(chǎn)能力的擴(kuò)張,主動(dòng)實(shí)現(xiàn)遏止新企業(yè)進(jìn)入的目標(biāo)?，F(xiàn)有企業(yè)通過(guò)生產(chǎn)能力的增加致使?jié)撛谶M(jìn)入者預(yù)期的贏利性降低,從而阻止進(jìn)入發(fā)生,提高產(chǎn)業(yè)集中度,所以預(yù)期系數(shù)為正。其計(jì)算公式為：生產(chǎn)擴(kuò)張能力=第n年醫(yī)藥總產(chǎn)值-第(n-l)年醫(yī)藥總產(chǎn)值/第(n-1)年醫(yī)藥總產(chǎn)值。

(4)生產(chǎn)企業(yè)進(jìn)入率用年度間企業(yè)個(gè)數(shù)的變化率來(lái)描述,用E表示。由于進(jìn)入壁壘的存在直接影響了潛在企業(yè)的進(jìn)入,所以該變量反映了我國(guó)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的進(jìn)入壁壘高度,其對(duì)集中度的影響預(yù)期為負(fù)。其計(jì)算公式為：生產(chǎn)企業(yè)進(jìn)入率=［t期個(gè)數(shù)-(t-1)期個(gè)數(shù)］/(t-1)期個(gè)數(shù)。

(5)產(chǎn)業(yè)政策作為外生變量,是獨(dú)立的自生變量,一般而言研究過(guò)程中將其設(shè)為虛擬變量,其明顯發(fā)揮作用時(shí)其值為1,否則為0。由于醫(yī)藥行業(yè)屬于政府管制行為較多的特殊行業(yè),并且產(chǎn)業(yè)政策對(duì)行業(yè)的影響存在一定的滯后性,不能準(zhǔn)確界定,所以本文未將產(chǎn)業(yè)政策納入到實(shí)證模型中。

3.2 變量數(shù)據(jù)及說(shuō)明

本文采用絕對(duì)集中度作為衡量我國(guó)制藥業(yè)集中狀況的指標(biāo),用我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)每年銷售額最大四家企業(yè)占醫(yī)藥市場(chǎng)總銷售的份額(即CR4)來(lái)表示,其數(shù)據(jù)是根據(jù)歷年《中國(guó)醫(yī)藥統(tǒng)計(jì)年報(bào)》相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出,計(jì)算公式為CR4=(銷售額前4的醫(yī)藥企業(yè)銷售額之和/我國(guó)醫(yī)藥銷售額)*100%,其余變量數(shù)據(jù)為根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出,具體數(shù)據(jù)為表1。

3.3 模型構(gòu)建

1998年國(guó)家藥品監(jiān)督管理局成立后,建立了國(guó)家藥品監(jiān)督管理局藥品認(rèn)證管理中心,并于1999年6月18日頒發(fā)了《藥品生產(chǎn)質(zhì)量管理規(guī)范(1998年修訂)》。從事藥品生產(chǎn)的新企業(yè)或其車間必須實(shí)施GMP認(rèn)證,并且制定了現(xiàn)有制藥企業(yè)實(shí)行強(qiáng)制性GMP認(rèn)證達(dá)標(biāo)的時(shí)間表,凡在規(guī)定時(shí)間內(nèi)仍未達(dá)標(biāo)者,將不再允許其從事藥品的生產(chǎn)。因此本文以2000年為分水嶺,將表1數(shù)據(jù)分為兩個(gè)階段來(lái)研究分析。

3.3.1 1992~1999年我國(guó)制藥業(yè)集中度影響因素模型

利用eViews 6.0軟件,使用普通最小二乘法對(duì)我國(guó)1992~1999年制藥業(yè)集中度與影響因素的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行估計(jì),回歸方程最終結(jié)果是：

C_t=12.139-0.772C_t-1+0.194G(1)

(7.901)(-4.164)(3.029)

R²=0.83 DW=1.24

其中括號(hào)中的數(shù)值為t檢驗(yàn)值,當(dāng)顯著水平為0.05時(shí),引入方程的常數(shù)項(xiàng)和自變量均顯著,方程的擬合優(yōu)度R²=0.83,擬合優(yōu)度較高。對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果(表2)顯示模型是有效的且整體效果較好。

3.3.2 2000～2007年我國(guó)制藥業(yè)集中度影響因素模型

利用eViews6.0軟件,使用普通最小二乘法對(duì)我國(guó)2000～2007年制藥業(yè)集中度與影響因素的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行估計(jì),回歸方程最終結(jié)果是：

C_t=0.597C_t-1+0.355E-0.732G+0.729M(2)

(3.734)(3.753)(-3.605)(3.274)

R²=0.95DW=2.08

其中括號(hào)中的數(shù)值為t檢驗(yàn)值,當(dāng)顯著水平為0.05時(shí),引入方程的自變量均顯著,方程的擬合優(yōu)度R2=0.95,擬合優(yōu)度很高。對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果(表3)顯示模型是有效的且整體效果較好。

4 研究結(jié)果與結(jié)論

1992~1999年期間,期初集中度系數(shù)為負(fù),并且對(duì)集中度影響較大,說(shuō)明這個(gè)時(shí)期內(nèi)醫(yī)藥市場(chǎng)信息不完全,產(chǎn)業(yè)中原有廠商無(wú)法完全掌握各種不確定因素,不能有效阻止新廠商的進(jìn)入。生產(chǎn)擴(kuò)張能力影響為正,說(shuō)明這個(gè)時(shí)期內(nèi)產(chǎn)能的擴(kuò)大主要源于原有企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大和市場(chǎng)份額的增加。實(shí)證結(jié)果與這個(gè)時(shí)期我國(guó)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)正處在快速發(fā)展期,行業(yè)的生產(chǎn)、流通、消費(fèi)、醫(yī)療保障、產(chǎn)業(yè)政策等體系還很不完善,各企業(yè)對(duì)市場(chǎng)的控制力弱的特點(diǎn)是相吻合的。

2000～2007年期間,期初集中度、市場(chǎng)容量增長(zhǎng)率影響為正,說(shuō)明隨著醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)各個(gè)體系的逐步成熟完善和廠商自身的積累,原有廠商對(duì)市場(chǎng)的控制力逐漸增強(qiáng),同時(shí)這個(gè)期間我國(guó)醫(yī)藥市場(chǎng)容量以平均20%的速度高速增長(zhǎng),大企業(yè)容易借勢(shì)擴(kuò)張市場(chǎng)份額,產(chǎn)業(yè)集中度提高。企業(yè)進(jìn)入率影響為正,生產(chǎn)擴(kuò)張能力影響為負(fù),綜合說(shuō)明這個(gè)時(shí)期內(nèi),作為朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)的醫(yī)藥行業(yè)吸引著各行各業(yè)閑散資金的眼球,新企業(yè)不斷進(jìn)入,產(chǎn)能增加的主要來(lái)源轉(zhuǎn)向原有小企業(yè)和新企業(yè),所以本文推定這個(gè)時(shí)期內(nèi)進(jìn)入的新企業(yè)主要為中小型企業(yè),資金進(jìn)入的同時(shí)競(jìng)爭(zhēng)集中在中小型企業(yè),只有這樣才會(huì)出現(xiàn)產(chǎn)能增加卻影響為負(fù)、企業(yè)進(jìn)入增加卻影響為正的兩者并存的現(xiàn)象。

從回歸結(jié)果可以看出,我國(guó)制藥業(yè)集中度在1992~1999年的快速成長(zhǎng)期和2000～2007年的轉(zhuǎn)型期有著不同的變化趨勢(shì),集中度影響因素及其影響程度也是在不斷的變化之中。

參考文獻(xiàn)

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