市场势力测度与影响因素分析——基于我国化学药品制造业研究，本文主要内容关键词为：化学药品论文,制造业论文,势力论文,因素论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题提出
“看病难”、“看病贵”是我国当前突出的社会、经济、民生问题之一。老百姓的医疗支出主要由检查治疗费和药费构成①，我国的主要问题是药费和药品价格过高(朱恒鹏，2007)。从药品价格形成的源头上看，制药企业制定的药品价格是否显著高于竞争水平的价格(通常等于边际成本)，即我国制药企业是否拥有显著的市场势力？其市场势力又是如何产生的？这是本文所要回答的主要问题。对这一问题的正确回答有助于正确认识药品价格形成机制，有的放矢地对药品价格实施监管。
经济学中界定企业市场势力至关重要，对其研究由来已久。然而，市场价格和边际成本数据获得和度量的困难，一直困扰着实证产业组织中市场势力的研究。目前对于我国医药制造行业市场势力的研究尚处于初步状态(王相林，2004)。文献中，市场势力测度采用的方法主要包括以下三种。(1)利用财务数据粗略估算价格和边际成本(Scherer and Ross，1990)。(2)需求法：理论上，价格制定者提高价格减少产量，使其边际成本等于边际收益已达到利润最大化。生产者控制价格的能力受到消费者需求价格弹性的影响。需求法利用这一关系，通过估计需求系统来测算价格边际成本加成(Bresnahan，1981)。最近二十年来，产业组织在需求系统估计的研究上取得重大进展(Ackerberg et al.，2007)。(3)生产法：在完全竞争的条件下，追求成本最小化的企业的要素投入支出占销售收入的比重等于该要素投入占成本的比重，两个比重之间的差距可以度量企业高于边际成本定价的能力(De Loecker，2011)。Hall(1988)开创性地通过行业投入要素的增长和产出增长的关系来度量整个行业的价格边际成本加成。后续研究的发展放宽了部分模型假设，如规模报酬不变等(Linnosmaa et al.，2004；Klette，1999)。当前，随着企业微观数据的大量获得和计量方法的不断创新，该领域的研究在前提假设、模型识别等方面取得进一步突破(Ackerberg et al.，2006；De Loecker and Warzynski，2012)。
比较上述三种方法，我们发现：边际成本是理论上存在的关键变量，难以通过工业统计或财务核算获得，对其进行估算是财务法面临的主要困难。需求法基于消费者效用理论和特定的价格竞争模型，利用商品需求价格弹性，估算该商品的价格成本加成，主要存在以下三个方面的问题：首先，实证上难以检验市场参与者的定价行为是否符合某种理论价格模型；其次，需求法对具体数据高度依赖，难以获得，如商品的价格、销量、特性和消费者特征等，而且研究一般只能限定在特定时间特定区域的某种特定商品上，一定程度上束缚了研究的实际意义和应用价值；最后，由于使用数据来源不同，需求法考察的市场势力是最终零售价格与边际成本的关系，其中包括了分销环节的价格加成。而成本法考察出厂价格与边际成本的关系，直接反映生产企业的定价能力，这与本研究目标相契合。
本文采用国家统计局工业企业统计数据库2003—2007年企业微观数据，运用前沿的生产法，首次对我国化学药品制剂制造企业的市场势力及其影响因素进行考察。我们发现，即便考虑支付“回扣”对企业市场势力的折损，我国制药企业仍存在系统性的市场势力。内资药企、大规模企业、有新药问世或通过医院大量销售的企业，具有较高的市场势力。
二、我国医药制造业概述和药品价格管制
随着我国人口老龄化、消费升级以及全民医疗保险制度的推广，我国医药行业发展空间巨大。据《2009中国卫生统计年鉴》的数据显示，剔除价格因素后，1990—2008年的二十年间，我国病人次均医疗费用高速、大幅增长。次均医疗费由药费、检查治疗费和其他费用构成，二十年来药费占门诊病人次均医疗费的比例尽管有所下降，但仍占到总费用的1/2强；药费占出院病人次均医疗费的比例高于检查治疗费所占的比例。可见，药费始终占据医疗费用的最大比例，我国医疗卫生支出主要体现为对药品的支出。药物支出较高，同时受到药品价格和药品使用的影响，医药制造企业定价则是药品零售价格形成的第一个环节。
过去十年中，我国医药制造业一直保持较快的增长速度，工业总产值和工业增加值年增速都在17%以上，远高于同期GDP增速。②2007年医药行业总产值达到6000亿元，占GDP的比重为2.71%。③我国医药制造业盈利能力突出，以销售利润率衡量始终居制造业的第二位，明显高于全国制造业的平均水平。④我国医药制造业主要分为七个子行业(四位数行业代码)。⑤表1给出了2008年化学药品制剂制造、中成药制造和生物生化制品制造三大子行业的产值和销售情况。基于以下原因，本文将研究重点锁定在化学药品制剂制造企业的价格成本加成定价：
首先，从生产角度看，化学药品制剂制造是我国医药制造工业(尤其是成药)的主要子行业，工业总产值占到整个医药行业的最大比重(参见表1第2列)。
其次，从需求角度看，化学药品制剂占医药产品销售额的最大比重(参见表1第4列)。化学药品(成药)的价格与民众药品支出关系最为密切。
最后，从实证产业组织关于市场势力的研究趋势看，由于行业间存在显著差异，笼统的跨产业、多部门的研究受到越来越多的批评(Baker and Bresnahan，2008)，研究逐渐转向单个产业内部。为了使研究主题和数据使用相融洽，本文将具体研究化学药品制剂制造行业的市场势力。
表2给出了化学药品制剂制造业市场结构，五年间，行业内规模以上企业数目呈稳步增长的趋势。2003—2005年的三年间，前十大企业的市场集中度和赫芬达尔指数(HHI)不断上升，化学药品制剂行业市场集中度提高。随着市场容量继续扩大，企业间的竞争度提高，市场集中度开始下降。
鉴于药品在医疗服务体系中的重要作用，许多国家对药品价格实行广泛的干预和监管(Scherer，2000)。药品价格管制的形式之一是直接的价格管制，法国、意大利、西班牙、日本等国采用这一形式。以日本为例，政府参考市场上类似药品价格确定该药品的初始价格，每年运用动态定价规则强制药品降价。药品价格管制的另一种形式是实行指导价格。德国、荷兰、新西兰等国将药品按照疗效分组，同组的药物采用同一个固定的参考价格作为保险补偿的标准。药价高于保险补偿的部分，由患者自付。此外，英国的药品价格监管采用了限制投资回报率的形式。每个药商和政府单独就其回报率上限进行协商，一般在17%～21%不等(Danzon and Keuffel，2007)。
价格管制或其他控制药品支出的政策，既要防止药价高涨，也要控制医疗保险引致的药品过度使用，还要激励制药企业研发和创新。各国价格管制的经验均具有借鉴意义，但没有完美的监管制度能实现上述所有目标。日本医疗保健支出占GDP比重约为美国的一半，政府制定的全国性收费表⑥在控制成本方面功不可没(池上直已，2010)，但直接限价有可能挫伤企业开发新药的积极性，而且价格协商过程会推迟新药的上市，造成患者和医药企业的福利损失。德国实施指导价格管制降低了品牌药品的价格，也可能对企业研发带来负面影响。指导价格管制下，企业缺乏动态价格竞争的激励，不会进一步将价格降至指导价格以下。英国独特的价格监管方式保证了医药制造业可以从研发中获得较高的回报。不过企业可以通过增加投资来扩大计算回报率的分母，在回报率一定的情况下，赚得更多的利润。因此，英国尚未借助收益率管制控制住药品支出的上涨。
直到20世纪80年代后期，我国医药价格沿袭了计划经济体制，由政府直接制定。1992—1996年尝试放开药价导致药价飞涨，1997年药价重新纳入政府控制范围，并先后推出了一系列针对药品购销、流通和使用环节的管制措施，主要包括药品最高零售价管制、公立医院药品购销加价率管制、药占比管制、政府集中招标采购以及基本药物制度等。朱恒鹏(2011)系统梳理了政府对医药价格的管制措施及其产生的后果，发现只要公立医院在医疗服务和药品零售市场上的行政垄断地位没有消除，现有的药品价格管制措施均无助于减轻患者的医药费用负担。本文对于医药制造企业价格加成的经验研究，为上述论断提供了部分实证支持，即制药企业与医院合谋可以获得更强的市场势力，抬高药品价格。当然，医药制造企业的市场势力仅仅是药价高的必要条件，但绝不是充分条件。如果医院在药品零售市场上不具有垄断地位，医药企业无法与医院合谋，一方面可以节省药品购销、流通和使用过程中的无谓损耗(例如，用于商业贿赂行为的各项支出等)，降低制药企业成本；另一方面，企业依靠药品质量和价格在零售环节竞争，激烈的市场竞争将导致药品价格下降。因此，消除公立医院的行政垄断地位是降低药品价格的首要措施。本文对我国医药制造业市场势力及其影响因素的定量研究，有助于提高对医药市场的认识水平和管理能力，推进我国医疗卫生体制改革。
三、研究方法和数据
(一)模型框架
对于市场势力和Lerner指数的测算一直是经济研究的重要问题。经济学常用Lerner指数来度量企业或行业的市场垄断势力及其定价行为，Lerner指数是价格与边际成本的差额占价格的比例，也就是单位价格中价格与边际成本的差额所占的比重。Lerner指数的取值范围为[0，1]，Lerner指数等于0，表明企业处于完全竞争的市场结构中，按照边际成本确定其产品价格。Lerner指数越高，表明企业市场垄断势力越强，企业定价超过边际成本，将造成产出的低效和社会福利的损失。产业组织的实证研究中，对Lerner指数的估算往往要依赖大量产品价格、成本和销量的信息，但这种详细的数据通常难以获得。直到最近，在Hall(1988)开创的生产法的基础上，De Loecker and Warzynski(2011)进一步摆脱模型假设和数据的严格限制，利用要素产出弹性估计企业层面的价格成本加成，使这一领域的研究取得了突破。
假设企业i在t时期的生产函数为：
随着微观企业数据的可及性和实证产业组织的发展，从企业动态演化的角度研究企业生产函数逐渐成为前沿和热点。生产函数中的全要素生产率与各投入要素的相关关系所导致的内生性问题一直困扰这一领域的研究。一些研究(Hu et al.，2005)试图用面板数据固定效应模型解决生产率的内生性问题，该方法允许不同企业的生产率各不相同，但必须假设企业的生产率不随时间发生变化，这一假设显然过于严格，脱离实际，导致估计结果的偏误。Olley and Pakes(1996)基于结构模型提出一种半参数估计方法，借助代理变量使无法观测的生产率显性化，来解决生产函数估计中的内生性问题。
首先，假设柯布—道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数，技术进步为Hicks中性，以增加值衡量产出：
Olley and Pakes(1996)用投资作为不可观测的生产率的代理变量，使其显性化，从而解决生产率的内生性问题。Levinsohn and Petrin(2003)指出，投资的调整成本高，灵活性较差，难以平滑地对企业生产率变动做出反应，因此他们建议使用企业的中间投入品作为生产率的代理变量，即生产率是资本投入和中间投入的函数。从数据的角度讲，只有非零的投资才能作为有效的代理变量，大量的零投资造成严重的样本截断问题。然而企业生产总是需要中间品投入，如原材料、能源等，使用中间投入做代理变量，可避免此类数据截断问题。从调整成本的角度讲，中间投入品的调整成本低于投资的调整成本，中间投入品可以更及时地反馈生产率的变动。
Ackerberg et al.(2006)进一步完善了Levinsohn and Petrin(2003)的方法，将劳动投入也引入了企业中间投入品(
)函数(以下简称ACF方法)。他们指出，实际生产中劳动投入的决策往往先于中间投入品的决策；且很多行业劳动投入的可变性弱于中间投入，比如企业需要一定的时间来招聘和培训新员工，解雇员工前需要预先通知等。因此，企业的中间投入的决策依赖于资本投入、劳动投入和生产率，设企业中间品投入函数为：
对上式采用两阶段GMM估计后，Levinsohn and Petrin(2003)建议用bootstrap方法计算参数估计的标准差。Wooldridge(2005)建议将第一、二阶段同时估计，这种一步估计的好处在于提高效率，且标准差可以用标准的GMM方法得到，本文采用了一步估计法。我们使用STATA 11.0软件进行编程和计算。
(二)数据
本文采用的中国工业企业数据库2003—2007年的数据，该数据库是根据国家统计局工业企业年度报表有关资料整理而成的，其统计对象包括全部国有和主营业务收入500万元以上的大中型非国有企业。该数据集涵盖工业企业的诸多信息，本文涉及的主要信息为：企业所有制和行业等基本信息，以及企业当年的经营和财务信息，包括总产值和工业增加值、固定资产净值和折旧、劳动投入、年销售收入、销售费用和利润总额等。
本研究的企业产出用工业增加值表示，采用工业品出厂价格指数⑧进行平减。企业的三类投入要素为：劳动、资本和中间投入。劳动投入用企业就业人数表示；资本投入用固定资产净值⑨表示，用固定资产投资价格指数进行平减；中间投入品则用工业原材料、燃料和动力购进价格指数⑩进行平减。工业增加值、资本投入和中间投入品的单位均以百万元计，从业人员数量的单位为个。由于数据量巨大，错误录入在所难免，我们删除了如下不符合逻辑的观测值(李玉红等，2008)：
(1)企业总产值、各项投入以及固定资产原值和净值为负；
(2)企业固定资产原值小于固定资产净值；
(3)工业增加值或中间投入大于总产出，或者主营销售收入大于总销售收入；
(4)工业总产出和销售收入，以及销售收入和主营销售收入之间相差巨大。
考虑到新成立企业会计处理的特殊性及其财务数据的稳定性，本研究选取了成立时间至少在3年以上的企业。因为采用ACF方法估计生产函数时，需要滞后期变量，所以剔除了样本中仅出现一次的企业。
四、化学药品制剂制造业市场势力及其影响因素分析
(一)化学药品制剂制造业市场势力测度
1.生产函数的估计结果
表3分别给出了OLS回归、面板数据固定效应模型(简称FE)以及ACF方法对化学药品(成药)制造行业生产函数估计的结果。如前所述，由于OLS回归估计的生产函数，遗漏了重要的解释变量——企业当期的全要素生产率；面板数据的固定效应模型虽然在回归中考虑了企业当期的全要素生产率，但全要素生产率不随时间变化的严格假设不切实际，因此上述两种估计方法无法得到边际产出弹性的无偏的一致的估计。由于要素投入的决策与不可观测的生产率存在正相关关系，因此OLS方法将高估企业的规模报酬。以往的研究表明，使用面板数据固定效应模型时，往往不切实际地低估了要素产出弹性和生产的规模报酬(Ackerberg et al.，2006)。可能的解释是，企业的全要素生产率可以按照是否随时间变化进一步分解成两部分，即时不变的长期趋势
和时变的短期波动
，其中长期趋势部分与要素投入呈显著的正相关关系；短期波动与要素投入的关系是不确定的。固定效应模型消除了与要素投入相关的长期趋势部分，剩余的短期波动可能与要素投入负相关，从而导致模型对要素产出弹性的过低估计。
根据ACF方法对生产函数的估计结果，资本和劳动的边际产出之和为1.039，确实小于OLS估计的规模报酬。表明ACF方法有效地解决了OLS和FE方法所面临的内生性问题。
2.Lerner指数及其变化趋势
分别用柯布—道格拉斯和超越对数生产函数，利用ACF方法得到的劳动产出弹性的无偏估计和各个企业不同年度的劳动支出占销售收入之比，我们可以测算出化学药品制剂制造企业不同年份的Lerner指数。表4中报告了2004—2007年我国化学药品制剂制造业Lerner指数的行业中位数和加权平均值。(11)
使用不同的生产函数，我们得到相似的Lerner指数。这主要是因为两种生产函数得到的劳动产出弹性在平均水平上相近，超越对数生产函数估计可变的劳动产出弹性，其均值为0.702，中位数是0.693;柯布-道格拉斯生产函数估计的不变的劳动产出弹性为0.721。本文感兴趣的不是估计某家企业价格成本加成的绝对值，而是对行业市场势力的平均水平和不同组别企业之间的相对差异。因此，经典的柯布-道格拉斯生产函数虽形式简明，要素产出弹性恒定，但在本研究中仍不失代表性，下文主要采用柯布-道格拉斯生产函数下的Lerner指数进行分析。
Lerner指数显著大于0，说明我国化学药品制剂制造企业产品的定价显著高于其边际成本，即每单位增加值的销售额中仅不到40%是边际成本，其余60%都是企业依靠市场势力获得的毛利。本研究结果与现有文献的研究结果具有一定的可比性，Scherer and Ross(1990)利用美国1987年企业普查数据，用核算的方法估算医药制造业的Lerner指数约为61.4%。Linnosmaa et al.(2004)利用芬兰1975—1999年医药制造行业的数据，用工具变量法估计该行业的Lerner指数在0.59～0.67之间。
与企业集中度和和赫芬达尔指数变化趋势一致(参见表2)，我国化学药品制剂制造行业的Lerner指数呈现先增后减的变化趋势，这表明行业的垄断势力在减弱，这可能是新企业的进入加剧行业竞争，一定程度上削弱了企业的加成定价能力。当然，医药制造业的垄断势力的削弱也可能是政府药品价格管制的结果。我国对纳入《国家基本医疗保险药品目录》的药品和医保目录之外的少数生产经营具有垄断性和特殊性的药品实行政府指导价和政府定价。医保目录之外的药品，企业可以自主定价，要在网上公布并上报物价主管部门审查。2000年药品集中招标采购在全国推行，2004年出台的《集中招标采购药品价格及收费管理暂行规定》，中标药品零售价格实行以中标价为基础价加规定流通差价率的定价方法。我国医药制造企业的Lerner指数呈现递减的趋势一定程度上反映了政府药品价格管制的成效。但是，由于数据的限制(缺乏2003年之前的企业中间投入原材料的数据)，我们无法在更长的时间维度上分析企业的Lerner指数的变化，难以区分市场势力减弱的市场竞争效应和政府价格管制效应。市场竞争效应和政府管制效应对医药制造业市场势力的影响将是我们今后研究的重点。
3.“回扣”和销售费用对测度市场势力的影响
朱恒鹏(2007)研究指出，为了使药品入围集中采购名单或申报新药，我国制药企业需要消耗巨额的公关费用。我国医药制造企业的药品销售收入中，很大一部分需要以“明扣”或“暗扣”的形式支付给医疗机构或医师。制药企业这种返利和回扣的销售行为，实质上反映出其市场势力的让渡和削弱，制药企业真实的销售收入不应包括返还给医院和医生的部分。但回扣是一种违法的不正当竞争手段，按照现行的财务会计制度和税法规定，“回扣，企业不准列支，也不得减少应纳税所得额”，因此我们无法从企业财务数据中了解回扣的确切金额。实务中，回扣在医药产品销售活动中较为普遍，多冒用其他合法的报销凭据(发票)冲抵回扣金额入账，进入销售费用科目。为了准确衡量制药企业的市场势力，我们不妨假设制药的销售费用都是给予买方的回扣，须从销售收入中扣除才能得到其真实的销售收入。我们对De Loecker and Warzynski(2012)的生产法模型进行了修改，用这一调减的销售收入对企业价格加成进行保守测算，以适应我国医药市场购销的特性。估计企业劳动投入的产出弹性时，本文使用工业增加值作为产出的衡量，销售费用等中间投入已被扣除，因此销售费用对于增加值生产函数的估计没有影响。
表4中报告了调减销售费用后，估算的化学药品制剂制造行业的Lerner指数的平均水平。企业的销售费用当然不完全用于回扣，也包括与销售活动相关的正常支出，因此，基于销售费用调减的价格加成应是其真实值的下限。保守估计下，制药企业仍存在显著的市场势力，这增强了本研究结论的稳健性。
综上所述，我国化学药品制剂制造业在一定程度上确实存在高于边际成本定价的市场势力。虽然我国医药制造业的Lerner指数与美国医药制造业的Lerner指数具有可比性，但两国医药产品结构不同，我国医药产品多以仿制药、通用药为主，新药的研发投入和专利药的问世较少。考虑到专利药市场垄断势力明显高于通用药，我国以生产仿制药为主的医药制造业的Lerner指数在国际比较中相对偏高。当然，药品零售价格在批发采购以及最终销售环节的加价行为不属于本文的研究范围。因此我们无法就药品零售价格形成的各个环节的加价进行比较。在数据和研究资料允许的情况下，批发采购和终端销售环节对药品价格的影响也将是后续研究的重点。还应看到，随着市场竞争的加剧和政府管制的实施，医药制造业环节价格加成的能力正在逐渐削弱。
(二)化学药品制剂制造业市场势力影响因素分析
制药行业的进入不存在天然障碍；我国制药企业数目的不断增加表明其在结构上是竞争的。尽管专利保护为原研药企业带来一定的市场势力以弥补研发成本，但专利不能阻止其他制药企业生产疗效相近的产品与之竞争。既然不存在自然垄断，专利保护的合法垄断也有时间和效力限制，那么我国化学药品制剂制造行业为何存在显著的市场势力？其市场势力受到哪些因素的影响？是本节重点关注的问题。
我们考察企业规模、研发、国际化程度以及销售渠道等因素对其市场势力的影响。由于缺乏工具变量或外部冲击，我们仅将结果解释为一种相关关系，而不是因果关系。表5报告了按各因素分组的行业Lerner指数的均值。
从企业所有制形式来看，内资制药企业的市场势力高于外资药企。这可能是由于当地制药企业通过代理公司向医院和医生支付返利和回扣，与处于卖方垄断地位的医院合谋，获得了更多的延伸的市场势力。
从规模来看，大型制药企业从业人员数在2000人以上，销售额和资产总额分别在3亿元和4亿元以上。大型药企的市场势力明显高于中小型的化学制剂制造企业，具有显著的规模效应。
专利保护带来的合法垄断为原研药企业带来一定的市场势力以弥补研发成本，因此有新产品的化学制剂制造企业的Lerner指数比无新产品的企业平均高出4～6个百分点。
我国医药企业质量体系认证标准过低，成为我国制剂产品进入国际主流市场的瓶颈。以是否有产品出口来衡量企业国际化程度，我们发现，出口没有显著提高我国制药企业的市场定价能力。
为了验证我国制药企业与医院合谋获得市场势力的假说，我们进一步比较了以医院为主要销售渠道的制药企业和其他制药企业之间的市场势力。由于企业产品销售渠道的信息不能从工业统计中直接获得，我们只能借助外部的有限信息加以佐证。利用中国医药企业管理协会提供的2008年样本医院药品销售排名对企业进行分类。根据样本医院获得的药品销售数据汇总，将生产企业按照销售额从高到低进行排序，在医院销售领先的前20家医药企业称为“医院销售前20名企业”，20名以外的称为“其他药企”。医院销售前20名企业所占的份额合计为28.8%。我国公立医院垄断药品零售，尤其是处方药的零售，因此我们推断在医院销售额高的制药企业其产品以处方药为主。如表5所示，医院销售前20名企业的Lerner指数比其他药企显著高出10～12个百分点。这表明我国化学药品制剂制造企业可能借助医院的卖方垄断地位，享受了更多的市场势力。处方药的卖方垄断，部分制药企业、药品流通企业和医院之间通过商业贿赂进行合谋，利益均沾，导致药价虚高。制药企业之间的价格和质量竞争，退化为不正当竞争，即通过返利和回扣等商业贿赂手段，打通省级集中招标、市区确标、医院管理层勾标和医生处方的各个环节，使产品进入医院药房销售。这类制药企业可能通过不正当竞争获得更多的市场势力。
五、结论
本文采用2003—2007年我国化学药品制剂制造企业的面板数据，引进最新的产业组织实证方法，并根据我国药品市场购销特征进行调整，运用GMM方法估计生产函数，修正了企业生产率与投入要素相关导致的联立性偏差，直接测算了我国化学药品制剂制造行业的市场势力及其变化趋势，以及影响因素。本文丰富了国内行业市场垄断势力的研究文献，也为新时期政府药品价格管制政策提供了参考依据。
研究发现，即便考虑支付“回扣”对药品制造企业市场势力的折损，我国化学药品制剂制造企业产品的定价，仍显著高于其边际成本，即每单位增加值的销售额中，边际成本占比不足40%，其余60%都是企业依靠市场势力获得的毛利。该行业的加权平均Lerner指数从2005年开始逐渐下降，市场竞争加剧和政府对药品价格的管制可能一定程度上起到削弱行业市场势力的作用。此外，不同所有制、规模、研发状况以及药品销售渠道的企业，其市场势力存在显著差异。主要依靠医疗机构销售药品的企业，即医院销售前20名企业，其Lerner指数比其他药企，显著高出10～12个百分点。制药企业通过商业贿赂与买方垄断机构合谋，可能是我国制药企业市场势力的重要成因。
2009年，我国开始建立国家基本药物制度，政府举办的基层医疗卫生机构配备使用的基本药物实行零差率销售。基本药物制度的实施从理论上讲可以切断医生与药品之间的利益关系，有助于促进合理用药，减少医生大处方行为；实证研究尚未得到一致的结论。河南省实施基本药物制度的基层医疗卫生机构的门诊和住院次均药品费用下降(梅遂章等，2011)。浙江省基本药物制度试点改革使门诊平均处方用药数下降(金承刚等，2012)。但是，平均处方用药数减少不等于药品销售收入减少。实施药品零差率政策后，北京市社区卫生服务机构药品收入占业务收入的比例呈上升趋势(陈琦等，2010)。在医疗服务价格受到严格管制，医疗机构在药品零售市场上具有垄断地位的情况下，零差率和15%加价率的管制措施并无本质区别。医院还是可以抬高药品采购价，然后以返利和回扣形式暗中获得卖药收益。朱恒鹏(2011)在调研中还发现实施药品零差价制度后，基层卫生行政部门或卫生院要求医药企业捐助的现象，这其实是变相索要卖药收益，势必增加企业成本，转嫁到药品价格中最终由患者承担。因此，整治药价虚高应消除公立医院的垄断地位，斩断生产、流通和零售之间利益均沾的利益链条。
后续研究的一个主要方向是克服数据困难，分离市场竞争和政府价格管制这两种因素对于企业市场垄断势力减弱的影响。批发采购和销售环节的加价行为也将成为研究关注的重点。本文的主体分析框架也适用于其他行业市场势力的研究。
作者特别感谢甘犁博士、朱恒鹏博士、孙浦阳博士的指导和建议；感谢两位匿名审稿人的宝贵意见。文责自负。
注释：
①根据世界银行的研究报告，2006年我国药品费用达4486亿元，占卫生总费用的40%以上，多数OECD国家这一比例为15%～25%。
②资料来源：国研网数据库。
③资料来源：2010年世界银行研究报告，http://go.worldbank.org/ONU9YNJVS0。
④资料来源：国研网数据库。
⑤七个子行业分别为：化学药品原药制造、化学药品制剂制造、中药饮片加工、中成药制造、兽用药品制造、生物生化制品制造和卫生材料及医药用品制造。
⑥日本制定全国性收费表，控制着从保险计划到几乎所有供应商，包括医生、医院、药品和设备的支出，在控制医疗费用上起到了关键的作用。
⑦理论上，生产法假设企业至少有一种可变投入无调整成本(adjustment cost)，短期内生产者通过调整该投入以追求利润最大化。从生产者最优化的一阶条件可以导出价格成本加成与可变投入的产出弹性的关系。现实中，企业调整劳动投入调整的成本是存在的，如招聘、培训等。在此我们遵循了以往文献的做法，利用劳动投入的一阶条件来估计加成。
⑧工业品出厂价格指数是反映不同时期或不同年份全国或地区工业品出厂价格总水平变动趋势和程度的相对数。在我国工业统计中，通常用总产值指数除以总产量指数的办法，匡算工业品出厂价格指数。数据来源：《中国统计年鉴2008》，以2003年为基期。
⑨固定资产净值是指固定资产原价减去历年已提折旧额后的净额。
⑩原材料、燃料和动力购进价格指数是反映工业企业作为生产投入而从物资交易市场和能源、原材料生产企业购买原材料、燃料和动力产品时，所支付的价格水平变动趋势和程度的统计指标。数据来源：《中国统计年鉴2008》，以2003年为基期。
