我国制药业集中度影响因素实证研究
时间：2021-01-22 16:05:55 来源：雅意学习网 本文已影响 人 
摘要：目的：研究我国制药业不同时期集中度的影响因素。方法：对我国制药业1992～2007年的绝对集中度和相关变量数据进行回归分析。结果：1992~1999年期间,期初集中度影响为负,生产扩张能力影响为正;2000～2007年期间,期初集中度、市场容量增长率影响为正,生产扩张能力影响为负。结论：我国制药业集中度在1992~1999年的快速成长期和2000～2007年的转型期有着不同的变化趋势,集中度影响因素及其影响程度也是在不断的变化之中。
关键词：产业集中度;制药业;集中度影响因素
中图分类号：F2
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2011）06-0001-02
1 前言
医药产业作为按国际标准划分的15类国际化产业之一,不仅在各国的产业体系和经济增长中有着举足轻重的作用,具有重大的社会效益和经济效益,而且关系到人类的生存和健康。医药产业技术先导型、高投入、高风险、研发周期长的特性决定了一国医药产业要健康发展必须有适宜的集中度,而我国制药业一直处于集中度过低的状态,而且从2005年开始有下滑的趋势,间接影响了新药研发和整个产业的健康发展。本文将对我国制药业集中度及其影响因素进行实证研究,并由此展开相关讨论。
2 文献综述
产业集中度水平及其变化的影响因素,一直是产业经济学研究的重要内容。Shepherd(1964)利用普通最小二乘法对美国1947~1958年间426个产业进行回归分析,结果表明期初集中度对当期集中度影响为正,产业成长和企业进入率对集中度影响为负。Jenny&Weber(1978)对法国1961~1969年间204个产业进行OLS分析,结果表明前期集中度和企业进入率影响为负,产品差异性、绝对资本量和规模经济影响为正,产业成长影响不显著。Ratnayake(1999)对新西兰1976~1987年间109个产业的研究结果表明规模经济和外来直接投资影响为正,产业大小变化和进口强度变化影响为负,合并活动和广告密度等影响不显著。可见在对许多产业市场集中度的研究中,实证结果并不一致,说明不同时期、不同国家的不同产业在市场发展的过程中,所呈现出来的市场结构受到多种因素不同程度的影响。另外,已有的研究大多以一国制造业为对象作截面研究,单独以我国医药产业为研究对象的,有顾海、卫陈(2006)对我国1997~2004年间医药产业的集中度变化和影响因素进行的研究,结果表明生产企业进入率和产业政策对集中度影响显著,且皆为正。岳纯,赵洪进(2009)采用相关性分析法对外商直接投资和产业规模与集中度关系进行分析,结果表明外商直接投资与集中度之间存在中等程度的正相关,产业规模与集中度之间存在负相关。
3 模型构建
3.1 变量选择及说明
根据产业组织理论,影响我国制药业集中度的主要因素有：
(1)期初集中度是指上一年的市场集中度,用Ct-1表示。
当产业内的主导性企业采取防止新企业进入的价格、合谋等策略时,期初集中度的影响系数为正;当主导性企业无法完全掌握各种不确定因素时,新的企业容易进入,期初集中度的影响因素为负。
(2)市场容量增长率是反映产品市场需求的因素,用全国医药销售收入的增长率来衡量,用M表示。
该变量对集中度的影响方向不确定,当市场需求快速增长时,可能会使企业进入壁垒降低,集中度下降;也可能使在位企业获得更多的市场份额,提高集中度。其计算公式为：市场容量增长率=［第n年医药销售收入］-第(n-1)年医药销售收入/第(n-1)年医药销售收入。
(3)生产扩张能力用全国医药总产值增长率来衡量,用G表示。现有企业通过自身生产能力的扩张,主动实现遏止新企业进入的目标。现有企业通过生产能力的增加致使潜在进入者预期的赢利性降低,从而阻止进入发生,提高产业集中度,所以预期系数为正。其计算公式为：生产扩张能力=第n年医药总产值-第(n-l)年医药总产值/第(n-1)年医药总产值。
(4)生产企业进入率用年度间企业个数的变化率来描述,用E表示。由于进入壁垒的存在直接影响了潜在企业的进入,所以该变量反映了我国医药产业的进入壁垒高度,其对集中度的影响预期为负。其计算公式为：生产企业进入率=［t期个数-(t-1)期个数］/(t-1)期个数。
(5)产业政策作为外生变量,是独立的自生变量,一般而言研究过程中将其设为虚拟变量,其明显发挥作用时其值为1,否则为0。由于医药行业属于政府管制行为较多的特殊行业,并且产业政策对行业的影响存在一定的滞后性,不能准确界定,所以本文未将产业政策纳入到实证模型中。
3.2 变量数据及说明
本文采用绝对集中度作为衡量我国制药业集中状况的指标,用我国医药制造业每年销售额最大四家企业占医药市场总销售的份额(即CR4)来表示,其数据是根据历年《中国医药统计年报》相关数据计算得出,计算公式为CR4=(销售额前4的医药企业销售额之和/我国医药销售额)*100%,其余变量数据为根据国家统计数据库相关数据计算得出,具体数据为表1。
3.3 模型构建
1998年国家药品监督管理局成立后,建立了国家药品监督管理局药品认证管理中心,并于1999年6月18日颁发了《药品生产质量管理规范(1998年修订)》。从事药品生产的新企业或其车间必须实施GMP认证,并且制定了现有制药企业实行强制性GMP认证达标的时间表,凡在规定时间内仍未达标者,将不再允许其从事药品的生产。因此本文以2000年为分水岭,将表1数据分为两个阶段来研究分析。
3.3.1 1992~1999年我国制药业集中度影响因素模型
利用eViews 6.0软件,使用普通最小二乘法对我国1992~1999年制药业集中度与影响因素的相关关系进行估计,回归方程最终结果是：
Ct=12.139-0.772Ct-1+0.194G(1)
(7.901)(-4.164)(3.029)
R2=0.83 DW=1.24
其中括号中的数值为t检验值,当显著水平为0.05时,引入方程的常数项和自变量均显著,方程的拟合优度R2=0.83,拟合优度较高。对模型进行相关检验,检验结果(表2)显示模型是有效的且整体效果较好。
3.3.2 2000～2007年我国制药业集中度影响因素模型
利用eViews6.0软件,使用普通最小二乘法对我国2000～2007年制药业集中度与影响因素的相关关系进行估计,回归方程最终结果是：
Ct=0.597Ct-1+0.355E-0.732G+0.729M(2)
(3.734)(3.753)(-3.605)(3.274)
R2=0.95DW=2.08
其中括号中的数值为t检验值,当显著水平为0.05时,引入方程的自变量均显著,方程的拟合优度R2=0.95,拟合优度很高。对模型进行相关检验,检验结果(表3)显示模型是有效的且整体效果较好。
4 研究结果与结论
1992~1999年期间,期初集中度系数为负,并且对集中度影响较大,说明这个时期内医药市场信息不完全,产业中原有厂商无法完全掌握各种不确定因素,不能有效阻止新厂商的进入。生产扩张能力影响为正,说明这个时期内产能的扩大主要源于原有企业生产规模的扩大和市场份额的增加。实证结果与这个时期我国医药产业正处在快速发展期,行业的生产、流通、消费、医疗保障、产业政策等体系还很不完善,各企业对市场的控制力弱的特点是相吻合的。
