“兩票制”改革能促進制藥企業創新嗎

○ 劉 斌 江承鑫

引言

隨著中國經濟逐步轉向高質量發展，增強企業的創新能力和創新意愿，被賦予了國家層面的戰略意義。2015年5月，國務院印發了實施制造強國戰略第一個十年行動綱領——《中國制造2025》，并將“創新驅動”列在其基本方針之首。醫藥制造行業（以下簡稱制藥行業）具有以專利或專有技術獲取高額利潤的顯著特征，是典型的創新驅動型制造業，[1]同時也是關系民生福祉的重要產業。實現制藥行業的創新發展，不僅有利于提高醫藥制造企業（以下簡稱制藥企業）的自身價值，同時也是提高人民群眾生活質量的必然要求。然而，中國制藥行業歷來具有“重營銷，輕研發”的普遍特征。王文濤等指出，中國制藥企業大多是生產型企業，生產的產品以仿制藥居多，其獲取高利潤主要依賴營銷能力而非創新能力。[2]中國A股上市公司的財務數據也支持這一觀點，根據CSMAR數據，中國A股制藥行業上市公司2016年研發投入占營業收入的比例均值僅為5.24%，而同年銷售費用占營業收入的比例均值則達到了20.95%，是前者的近4倍。如何扭轉制藥企業“重營銷，輕研發”的現狀，已成為推進制藥行業高質量發展的當務之急。

政府能否在促進企業創新上發揮積極作用，學術界對此一直存在政府無為和政府有為兩種對立的觀點。自由主義學派認為，政府在促進創新上的作用僅僅是營造公平的競爭環境；[3,4]凱恩斯主義學派則強調政府行為的作用；[5,6]新制度經濟學則認為，制度從根本上決定了創新的產生。[7]中國的實踐顯然更符合政府有為的觀點，為數眾多的實證研究也支持或部分支持了政府對企業創新的正面影響。[8,9]部分研究表明，政府補貼和稅收優惠等扶持政策可以促進企業創新；[10,11]也有研究表明，投資者保護、行政環境、經濟政策穩定性、行政審批中心建立和勞動保護等制度建設也有助于企業創新。[12-15]然而，政府行為對創新的激勵也存在一定的局限性，通過補貼等手段激勵創新可能導致企業利用低質量創新獲取政府資源的投機行為。[10,11]更重要的是，營銷和創新同為企業創造價值的重要途徑，[2,16]要扭轉制藥行業“重營銷，輕研發”的現狀，僅僅從上述直接提高研發收益或降低研發成本的激勵機制入手可能收效甚微。相反，通過營銷渠道的制度改革，削弱制藥企業通過營銷渠道創造價值的能力，進而倒逼制藥企業創新，這種壓力機制在既有創新激勵政策已然較為豐富的背景下，可能具有更大的邊際收益。

中國制藥行業的營銷渠道最為顯著的特征之一便是多票制。在兩票制改革之前，制藥企業生產的藥品經過多級藥品經銷商之手，最后才能送到患者手中，在此過程中需要多次開具發票，故被形象地稱為多票制。[17]在多票制下，制藥企業與藥品采購方之間嵌套了為數眾多且規模不一的經銷商，導致藥品營銷渠道的透明度極低，市場監管難度極大。正是借助多票制的藥品營銷渠道，制藥企業得以將風險較高的商業賄賂行為變相“委托”給具有“比較優勢”的經銷商，再通過“低價讓利”的方式向經銷商支付“委托費”，最終達到在實施商業賄賂的同時規避監管的目的。2016年12月26日，國務院深化醫藥衛生體制改革領導小組辦公室等八部委聯合發布了《關于在公立醫療機構藥品采購中推行兩票制的實施意見（試行）》，要求公立醫療機構藥品采購逐步推行兩票制，鼓勵其他醫療機構藥品采購推行兩票制。兩票制是指藥品生產企業到流通企業開一次發票，流通企業到醫療機構開一次發票，其意義在于凈化流通環境、強化醫藥市場監督管理。顯然，兩票制直接縮短了制藥企業的營銷渠道，關于它如何進一步作用于制藥企業創新環節，則既具有制度設計層面的現實意義——為藥品營銷渠道的制度改革提供政策參考，也具有學術研究層面的理論價值——為制度與創新之間關系的相關研究補充經驗證據。

基于此，本文從制度層面分析了兩票制對制藥企業營銷渠道的直接沖擊，進而從理論層面論證了兩票制對制藥企業創新投入的間接影響，提出兩票制能促進制藥企業創新投入的研究假設，并在此基礎上展開實證檢驗。本文采用A股醫藥制造業的上市公司數據，以2018年和2019年為兩票制實施后的事件窗口，以2015年和2016年為兩票制實施前的對照窗口，并以受兩票制影響較大的樣本公司為實驗組，以受兩票制影響較小的樣本公司為對照組，構建雙重差分模型進行實證檢驗。結果表明，兩票制促進了制藥企業的創新投入，且該結果通過了多種穩健性檢驗。機制檢驗表明，兩票制主要通過營銷渠道弱化和研發短板凸顯兩種作用機制，以及股價下跌壓力的傳導路徑，促進制藥企業創新。本文的貢獻在于：第一，本文首次從創新投入視角檢驗了藥品兩票制的政策后果，對中國醫療器械兩票制改革乃至可能的藥品一票制改革具有一定參考意義。第二，本文揭示了多票制營銷渠道如何成為商業腐敗的溫床，有助于理解制藥企業商業賄賂行為的成因和約束條件。第三，在2020年中央經濟工作會議提出“強化國家戰略科技力量”的背景下，研究如何促進企業創新顯得愈發重要。對此，現有研究主要關注企業規模、市場力量、公司治理等企業自身特質的影響，[18,19]對制度因素的研究則主要集中于投資者保護、環境規制和創新補貼等方面，[12,20,21]而鮮有文獻研究營銷渠道制度改革的作用。本文從制藥企業營銷渠道的制度改革實踐入手，研究結論豐富了創新投入在制度層面的影響因素研究，對強化國家戰略科技力量的配套制度設計具有一定的啟示作用。

一、制度背景

中國制藥行業“重營銷，輕研發”的成因是多方面的。從國內外制藥行業的整體發展趨勢來看，新藥專利懸崖期和新藥創新投入產出比的持續下降，是制藥企業大幅縮減研發投資，將核心競爭力從新藥研發環節轉移到營銷環節的主要原因。[22]從制藥行業價值鏈本身的特征來看，制藥企業的研發實力是制約其創新投入的主要因素，正如王文濤等所指出的，完整參與新藥發現到銷售這個價值鏈的都是國際巨頭或者規模很大的制藥公司，發展中國家的制藥企業大多不在此列。[2]與上述因素不同，本文研究兩票制對制藥企業創新的影響，則屬于“重營銷，輕研發”在制度層面的成因，因此有必要對中國制藥行業的制度背景進行梳理。

1.制藥行業營銷渠道的制度背景

中國制藥行業在營銷渠道上最為突出的一個特征便是商業賄賂。與其他行業不同，制藥行業的產品（尤其是處方藥）通常不由其最終消費者（患者）自主選擇，患者用藥的種類和用藥的數量等均取決于藥方。因此，擁有藥方開具權的醫療機構在很大程度上決定了醫藥產品的銷量，使制藥企業具有對醫療機構實施商業賄賂的強烈動機。常見的做法之一便是制藥企業根據醫療機構對其產品的用量向相關人員支付一定比例的回扣。改革開放以后，中國開始推行“以藥養醫”的公立醫院經營模式，在此體制下，政府既沒有給醫療衛生體系以充分的財政撥款，又將醫療服務規制在一個很低的價格水平，如果沒有其他資金來源，醫生服務無法得到足夠補償，醫院經營將難以為繼，[23]這被部分學者和官員視為藥價虛高的主要原因，[24]同時也為醫療機構提供了向制藥企業索取商業賄賂的動機。此后實施的藥品集中招標采購的確在一定程度上減少了中間環節、提高了采購效率，[25]然而，由于制藥企業仍然可以繼續公關藥品招標的負責人，并沒有從根本上解決制藥行業營銷渠道中的暗箱操作問題。正如朱恒鵬所指出的，制藥企業為了使藥品入圍集中采購名單，需要消耗巨額的公關費用。[17]

2.多票制的制度背景

有效的監管制度和透明的監管環境，無疑是限制商業賄賂的一劑良方。遺憾的是，多票制為制藥企業躲避監管提供了保護傘。在兩票制改革之前，制藥企業的產品一般需要經過一級經銷商、二級經銷商等諸多經銷商之手，[17]然后送到醫院藥房、藥店等零售機構，最后才能送到藥品消費者手中。在此過程中，由于被多次轉手，需要多次開具發票，故被形象地稱為多票制。一般來說，制藥企業本身面臨較強的監管，其中上市公司更需要執行嚴格的信息披露規則，因而制藥企業直接參與商業賄賂的風險和成本較高。而在多票制的營銷模式下，制藥企業的營銷渠道由諸多專門負責藥品推廣和銷售的經銷商組成，這些經銷商與制藥企業相互獨立，通過從制藥企業手中低價買入藥品并高價賣給下一級經銷商或藥品零售機構獲利。在此背景下，制藥企業的商業賄賂行為則完全可以由其營銷渠道中嵌套的多層經銷商代勞，直接轉移制藥企業進行商業賄賂所面臨的監管風險，從而助長了制藥行業的“重營銷”之風。

當然，如果經銷商面臨與制藥企業同樣水平的監管，他們也沒有動機替制藥企業承擔監管風險，而多票制則正好為其提供了在應對監管上的“比較優勢”。在多票制下，制藥行業的營銷渠道構成極其復雜，各類“散亂差”的小規模經銷商魚龍混雜，無論從相關部門的直接監管能力還是信息不透明程度來看，都極大提高了監管難度?？梢?，多票制使本應簡單化的藥品營銷渠道變得異常復雜化，給政府監管帶來極大難度，同時也使藥品流通市場很難提升集中度，零散化的市場環境更進一步增加了監管難度。正是借助多票制的藥品營銷渠道，制藥企業得以將風險較高的商業賄賂行為變相“委托”給具有“比較優勢”的經銷商，再通過“低價讓利”的方式向經銷商支付“委托費”，最終達到實施商業賄賂同時規避監管的目的。

此外，多票制還為制藥企業隱藏了賬面上的銷售費用。制藥企業通過“低價讓利”的方式，將銷售業務（尤其是商業賄賂行為）外包給經銷商，使得藥品的毛利率偏低，與之對應的是制藥企業賬面上的銷售費用也相對較低。而制藥企業賬面上的銷售費用正是政府監管部門和外部審計師的重點關注對象。例如，財政部于2019年6月至7月隨機抽取了77戶制藥企業展開會計信息質量檢查工作，檢查的重點便是銷售費用。因此，多票制還將通過直接減少制藥企業賬面上的銷售費用降低其面臨的監管風險。

3.兩票制的制度背景

2016年12月26日，國務院深化醫藥衛生體制改革領導小組辦公室、國家衛生和計劃生育委員會（現已合并為國家衛生健康委員會）等八部委聯合發布了《關于在公立醫療機構藥品采購中推行兩票制的實施意見（試行）》（以下簡稱《意見》），要求公立醫療機構在藥品采購中逐步推行兩票制，鼓勵其他醫療機構在藥品采購中推行兩票制?！兑庖姟访鞔_指出，兩票制是指藥品生產企業到流通企業開一次發票，流通企業到醫療機構開一次發票，在公立醫療機構藥品采購中推行兩票制是深化醫藥衛生體制改革，促進醫藥產業健康發展的重大舉措，是規范藥品流通秩序、壓縮流通環節、降低虛高藥價的重要抓手，是凈化流通環境、打擊“過票洗錢”、強化醫藥市場監督管理的有效手段，是保障城鄉居民用藥安全、維護人民健康的必然要求。

截至2017年底，中國大陸31個?。ㄖ陛犑?、自治區）均正式發布了兩票制文件。[26]根據作者收集整理的數據，共有16個省在2017年開始正式實施兩票制，剩下的15個省也基本都在2018年上半年開始正式實施兩票制。兩票制借由政府行政力量，強制要求制藥企業縮減營銷渠道中冗余的經銷商，直接切斷了之前的多票制營銷渠道，其影響力不言而喻。如圖1（左）所示，兩票制實施后，制藥企業的銷售費用率（銷售費用與營業收入之比）①迅速上升，從2015年的略高于20%上漲至2019年的接近30%。這表明兩票制的確對制藥企業的營銷渠道產生重大沖擊，使制藥企業不得不將原本多票制下多層級的營銷渠道整合為一級，甚至自己負擔起部分營銷活動。②自然而然，多票制下的“低價讓利”模式也被兩票制所破除了：如圖1（右）所示，本文根據兩票制實施后銷售費用（銷售費用與總資產之比）③的增長幅度大小將制藥企業區分為兩組之后發現，銷售費用增長幅度較小的制藥企業毛利率在兩票制實施前后沒有明顯變化，基本維持在50%左右，而銷售費用增長幅度較大的制藥企業毛利率則迅速上升，從2015年的接近50%上漲到2019年的超過60%。

圖1 兩票制實施前后制藥企業銷售費用率和毛利率的變化趨勢

綜合上述制度背景的分析可知，兩票制強制縮短了藥品營銷渠道，破除了制藥行業“低價讓利”的營銷模式，提高了藥品營銷渠道透明度，進而提高了政府對藥品營銷渠道的監管能力；同時，兩票制還迫使制藥企業的實際營銷支出“浮出水面”，提高了政府對藥品營銷渠道的監管意愿；此外，“低價讓利”模式的破除直接提高了制藥企業的營業收入，從而減小了研發投入與營業收入之比這一重要的財務指標。由此得出制度背景分析的主要結論：第一，兩票制提高了藥品營銷渠道的監管水平；第二，兩票制暴露了制藥企業潛藏的營銷支出，降低了制藥企業研發投入與營業收入之比，從而凸顯了制藥企業的研發短板。

二、研究假設

1.兩票制、營銷渠道弱化與創新投入增加

從根本上講，企業是否增加創新投入，取決于其新增一單位創新投入能否帶來比新增一單位其他投入（如營銷投入）更高的利潤。對制藥企業而言，選擇“重營銷，輕研發”這一營銷驅動的價值創造模式而非創新驅動的價值創造模式，無非是因為在既定條件之下，將更多的資源投入營銷渠道比將之投入創新環節可以為企業創造更多價值。從理論層面來看，這里的既定條件既包括企業規模、市場勢力、[27]融資約束、[28]公司治理[9]和高管個人特質[29]等企業層面的因素，也包括投資者保護水平、行政效率、[12]政府腐敗、[30]政策不確定性[31]和產業政策[11]等制度層面的因素。從現實環境來看，發展中國家的制藥企業普遍創新能力較差的原因之一是技術和資源集中在了少數跨國醫藥巨頭的手中。[2]但除此之外，制度對創新的重要性也不可忽視。制度經濟學理論認為，制度對創新具有重要影響，[7]國內外的實證研究也支持了這一論斷。需要指出的是，制度對于創新的影響有時也不是直接而是間接的。從企業投資決策的視角來看，如果某項制度變革降低了創新投入之外某種投資的邊際收益，那么該項制度變革也會間接增加企業的創新投入。根據這一邏輯，既然由多票制轉為兩票制的制度改革提高了政府對制藥企業營銷渠道的監管水平，那么也就可能由此間接促進制藥企業的創新投入。④

創新和營銷是制藥企業兩條重要的價值創造路徑，創新是向價值鏈上游擴張，營銷則是向價值鏈下游擴張。[2,16]制藥企業可以通過創新開發出新藥，進而獲取壟斷利潤，也可以通過營銷提高產品知名度，進而獲取品牌溢價。更重要的是，根據本文制度背景部分的分析，制藥企業有充分的激勵直接或間接向醫療機構實施商業賄賂，這是制藥企業營銷活動中的灰色地帶，對政府監管水平較為敏感。在多票制下，錯綜復雜的營銷渠道使得分布其中的經銷商具有在商業賄賂上的“比較優勢”，因而制藥企業可以通過“低價讓利”的方式將商業賄賂“委托”給這些經銷商，從而降低其自身面臨的監管水平。因此，多票制助長了制藥行業“重營銷”的競爭環境，不利于制藥企業將更多的資源投入到創新活動中去。兩票制實施后，隨著監管水平的提高，雖然制藥企業向對監管不敏感的價值鏈下游擴張，如投放廣告、提升客戶服務水平等不會受到影響，但是向價值鏈下游的擴張行為，即商業賄賂的邊際收益會迅速下降。由此，兩票制削弱了藥品營銷環節創造價值的能力，導致制藥企業更愿意向價值鏈上游擴張。綜上可知，兩票制弱化了制藥企業的營銷渠道，進而促使其提高創新投入。

2.兩票制、研發短板凸顯與創新投入增加

企業對外部人行為變化的預期是企業決策函數的重要組成部分，趙璨等的研究表明，盈利狀況較差的企業會結合政府補貼政策有意采取負向盈余操縱；[32]黎文靖等的研究表明，當企業預期會獲得更多的政府補貼和稅收優惠時，其非發明專利數量顯著增加。[11]制度背景的分析表明，兩票制凸顯了制藥企業的研發短板。如果這種對研發短板的凸顯會強化外部人對制藥企業創新的偏好，那么兩票制也會由此促使藥企迎合（Catering）[33]外部人的創新偏好而提高創新投入。

事實上，兩票制對研發短板的凸顯的確會增強外部人對制藥企業創新投入的偏好。一方面，兩票制暴露了制藥企業潛藏的營銷支出，強化了外部人對制藥企業“重營銷，輕研發”現狀的認知。這種認知的強化會促使分析師耗費更多筆墨分析制藥企業的創新能力，促使媒體對制藥企業的創新新聞進行更多報道，促使投資者對制藥企業估值時增加創新的權重，促使政府對制藥企業創新提供更多扶持政策。另一方面，兩票制大幅提高了制藥企業的營業收入，在賬面上降低了研發投入與營業收入之比。而該創新投入指標受到相關外部人的重點關注。已有研究表明，投資者在決策過程中可能鎖定某種特定的表面信息，不能充分理解和利用有關信息來評估證券價值從而做出正確的投資決策，即所謂功能鎖定（Fixation）現象。[34]當投資者對具有某種特征的股票有非理性偏好時，管理者有動機通過主動創造這種特征來滿足投資者非理性需求，并進一步通過某種方式來實現管理者自身利益最大化。[35]因此，如果投資者功能鎖定研發投入與營業收入之比而不顧該指標的降低，實際上是由營業收入的提高而非研發投入的降低導致的，那么兩票制就會促使制藥企業增加研發投入以迎合投資者。綜上，兩票制凸顯了制藥企業的研發短板，進而促使其提高創新投入。

本文的邏輯框架為：第一，兩票制縮短了制藥企業營銷渠道，提高了營銷渠道的透明度，提升了政府對營銷渠道的監管水平，弱化了營銷渠道的作用，從而促使制藥企業提高創新投入；第二，兩票制縮短了制藥企業營銷渠道，增加了銷售費用和營業收入的賬面金額，暴露了潛藏的營銷支出，降低了研發投入與營業收入之比，凸顯了研發短板，從而促使制藥企業提高創新投入?；谝陨系倪壿嬫湕l，本文提出如下主要研究假設：

H1：兩票制促進了制藥企業的創新投入

三、研究設計

1.模型構建

為檢驗研究假設，本文構建如下雙重差分模型：

其中，RD表示創新投入；POST表示是否在兩票制實施后的虛擬變量；TREAT是區分實驗組和對照組的虛擬變量；CONTROL是一組控制變量。參考已有以創新投入為被解釋變量的實證研究，[34,35]模型控制了公司規模（SIZE）、財務杠桿（LEV）、盈利能力（ROA）、企業年齡（AGE）、股權集中度（EC）、兩職合一（DUAL）、產權性質（SOE）等變量。在檢驗中，本文對所有連續型變量進行了上下1%的縮尾處理，并分別報告了對模型（1）進行直接回歸的結果、控制年度固定效應的回歸結果及同時控制年度固定效應和公司固定效應的回歸結果。此外，后文回歸結果所報告的T值均為異方差穩?。≧obust），并進行了公司層面的聚類處理（Cluster）。本文主要關注交互項POST×TREAT的系數。由于雙重差分消除掉了RD在時間序列上的正常變化，該系數反映了兩票制對制藥企業創新投入的凈效應，如果該系數顯著為正，則表明兩票制促進了制藥企業的創新投入，符合假設1的預期。

2.變量定義

（1）創新投入（RD）

研發投入是企業創新投入最直觀的體現。本文以當期研發投入（當期費用化研發支出與當期資本化研發支出之和）除以期末總資產度量企業的創新投入。[36,37]雖然也有研究采用當期營業收入對當期研發投入進行平減，[37]但根據本文制度背景部分的分析，受兩票制影響較大的制藥企業，其營業收入也會提升，進而降低研發支出與營業收入之比這一以營業收入為分母的指標，使模型的回歸結果傾向于兩票制抑制制藥企業的創新投入，導致拒絕正確原假設的第一類錯誤，故本文不予采用。

（2）識別實驗窗口和對照窗口的虛擬變量（POST）

如何正確界定兩票制的實施時點，是本文研究結果可信的關鍵。從互聯網手工收集的數據，2017年全國各省陸續開始實施兩票制，到2018年全國已基本完成制藥行業的兩票制改革。據此，2017年可被視為兩票制在全國范圍內實施的過渡期。為了更精準地識別出兩票制產生效果的實驗窗口和兩票制沒有任何影響的對照窗口，從而正確估計兩票制的處理效應，本文剔除了2017年的觀測，而以2018年和2019年為兩票制實施后的事件窗口，POST取值為1，以2015年和2016年為兩票制實施前的對照窗口，POST取值為0。

（3）識別實驗組和對照組的虛擬變量（TREAT）

根據一般的雙重差分模型設定，TREAT本應該準確區分出受政策影響的實驗組和完全不受政策影響的對照組，但本文研究的兩票制適用于全體制藥企業，無法完美地區分出實驗組和對照組。⑤因此，參考鐘覃琳等的做法，[38]本文以受政策直接影響的變量在處理窗口的均值減去其在對照窗口的均值之差度量兩票制的處理強度，據此將樣本公司區分為假定的實驗組和對照組。依據本文制度背景部分的分析，制藥企業受兩票制影響的程度與其銷售費用的變化直接相關，銷售費用提升越多意味著兩票制的處理強度越大，因此本文以處理窗口的銷售費用（經總資產平減，下同）減去對照窗口的銷售費用之差度量兩票制的處理強度，并根據其值是否大于樣本中位數，將樣本公司分為實驗組和對照組，TREAT變量分別取值為1和0?？刂谱兞亢推渌嚓P變量的定義見表1。

表1 變量定義

3.樣本選取和數據來源

本文首先以A股醫藥制造業（2012版證監會行業代碼為C27）的上市公司為樣本選取對象，以2015-2019年為樣本選取期間，共得到1009個初始研究樣本。進一步的樣本選取過程如下：（1）由于兩票制于2017年初開始在各省陸續施行，并于2018年在全國范圍內正式推行，因而有較多地區在2017年處于多票制向兩票制過渡的階段，為確保政策效果識別的準確性，本文剔除了2017年的樣本公司；（2）由于計算TREAT變量同時需要對照窗口和實驗窗口的數據，剔除了在2015年之后才上市的樣本公司；（3）剔除了數據不全的樣本公司。最終得到167家樣本公司4年共計668個公司—年度觀測值。上市公司的會計報表數據和研發投入數據均來自CSMAR數據庫；產權性質數據來自CNRDS數據庫；各地區實施兩票制的先后順序數據通過手工搜集自各地區人民政府的官方網站及其他相關網站。

四、實證分析

1.描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。從Panel A可以看出，本文的主要被解釋變量RD的均值為2.38，即平均而言，中國A股制藥企業的平均研發投入與總資產之比僅有2.38%，這印證了中國制藥企業“輕研發”的現實情況。從Panel B可以看出，在兩票制實施之前，實驗組和對照組的RD變量不存在顯著差異，而在兩票制實施之后，實驗組的RD變量在1%的水平上顯著大于對照組，初步支持了假設1。

表2 描述性統計

2.實證結果

表3列示了模型（1）的回歸結果，第（1）列為沒有控制年度固定效應和公司固定效應的回歸結果，第（2）列為控制年度固定效應而沒有控制公司固定效應的回歸結果，第（3）列為同時控制年度固定效應和公司固定效應的回歸結果。其中，POST×TREAT的系數分別為0.42、0.41和0.50，且分別在5%、10%和5%的水平上顯著。這意味著兩票制對制藥企業的創新投入具有顯著的正向影響，符合主假設的預期。

表3 模型（1）的回歸結果

3.穩健性檢驗

（1）平行趨勢檢驗

采用雙重差分模型的重要前提之一是實驗組和對照組之間滿足平行趨勢條件，即在政策實施之前，兩組的結果變量需要有一致的變化趨勢。為說明模型（1）的設定滿足這一條件，本文在圖2中畫出了實驗組和對照組的RD變量均值在政策前后的時間趨勢。顯然，兩者在2017年之前的兩年中基本保持平行的變化趨勢。本文還參考現有研究采取回歸的形式進行平行趨勢檢驗，[39]如表4所示，2015和2016年的雙重差分項均不顯著，進一步印證了圖2對平行趨勢的描述。

圖2 平行趨勢檢驗

表4 平行趨勢檢驗

（2）安慰劑檢驗

由于現實經濟社會的復雜性，除了研究本身所覆蓋的政策影響，微觀企業行為還可能受到許多其他不可觀測的宏觀因素影響，因此即使實驗組和對照組之間滿足了平行趨勢條件，也不能保證得到的實證結果一定是由兩票制的實施所導致的。為此，本文參考已有研究，[40]設計了一個安慰劑檢驗：選取與政策實際發生年度不同的另一年度為假定的政策實施年度，進行與主檢驗同樣的回歸，如果結果不顯著，則表明主檢驗所得的結果在沒有政策實施的情況下不存在，即通過安慰劑檢驗。在保證假定的實驗窗口與真實的實驗窗口不重合的前提下，為盡可能保證樣本量的充足，本文以2015年和2016年為假定的實驗窗口，以2013年和2014年為對照窗口。具體采取兩種檢驗方法：第一種是將主檢驗的TREAT變量直接追溯到安慰劑檢驗的時間窗口；第二種是采用與主檢驗相同的變量定義方法，用安慰劑檢驗的時間窗口的數據重新計算TREAT變量。如表5所示，兩種檢驗方法下的POST×TREAT系數均不顯著，通過了安慰劑檢驗。

表5 安慰劑檢驗

（3）根據地區兩票制先后順序構建雙重差分模型

前文對實驗組和對照組的識別基于一個重要假定——銷售費用在政策前后的增長程度直接反映了兩票制的處理強度。雖然本文在制度背景部分的分析中，已經從現實情況和財務數據兩方面說明了這一點，但仍然可能存在一些疑慮。同時，盡管中央層面的兩票制實施意見已經于2016年12月26日正式出臺，但各地區實際實施兩票制的時點存在差異，主要分布在2017年和2018兩年中。這為根據制藥企業注冊地所在省實際實施兩票制的先后順序、構建新的雙重差分模型進行穩健性檢驗提供了可能。具體來說，如果樣本公司所在省份在2017年就已開始實施兩票制，便將其作為實驗組，TREAT變量取值為1，POST×TREAT變量在2017、2018和2019年取值為1，在其他年份取值為0；如果樣本公司所在省份在2018年才開始實施，便將其作為對照組，TREAT變量取值為0，POST×TREAT變量在2018和2019年取值為1，在其他年份取值為0。其他變量的定義與主檢驗保持一致。如表6所示，回歸結果與主檢驗保持一致。

表6 根據地區實施兩票制的先后順序構建雙重差分模型

（4）傾向得分匹配

盡管前文采用了兩種方法識別雙重差分模型的實驗組和對照組，但由于實驗組和對照組之間可能在一些關鍵特征上不可比，仍然可能存在一些不可觀測因素導致實驗組和對照組在RD上表現出如主假設所預期的變化趨勢。為了排除上述疑慮，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法，對實驗組和對照組樣本進行了篩選，使其更具可比性。以處理強度的三分位數為準，取最大的一組樣本為實驗組，然后采用PSM方法在剩余的2/3樣本中篩選出更可比的對照組。如表7所示，采用匹配后樣本對模型（1）進行回歸的結果與主檢驗保持一致。

表7 采用PSM篩選樣本

五、機制檢驗

1.作用機制

（1）兩票制、營銷渠道弱化與創新投入增加

根據本文研究假設部分的分析，營銷渠道的弱化是指兩票制弱化了營銷渠道在價值鏈中的作用，從而相對提升了創新在價值鏈中的作用。如果這一機制成立，那么對原先處于價值鏈的不同位置的制藥企業，兩票制的影響應當存在區別。具體來說，對本來處于營銷端的制藥企業而言，其對多票制的依賴程度更大，受兩票制的沖擊也就更強；而對本來處于創新端的制藥企業而言，其對多票制的依賴程度更小，受兩票制的沖擊也就更弱。由此本文預期，主假設在處于價值鏈營銷端的制藥企業中更強。

本文采用銷售費用和研發支出這兩個分別對應價值鏈營銷端和創新端的財務指標來度量制藥企業在價值鏈中所處的位置。具體來說，基于兩票制實施前（2016年）的數據，本文根據銷售費用與營業收入之比的大小將樣本公司區分為“高銷售費用”和“低銷售費用”兩組，根據研發支出與營業收入之比的大小將樣本公司區分為“高研發支出”和“低研發支出”兩組，隨后將同時屬于“高銷售費用”和“低研發支出”的樣本公司定義為處于營銷端的制藥企業。表8的Panel A列示了子樣本的回歸結果，可見，POST×TREAT的系數在處于營銷端的子樣本中均在1%的水平上顯著為正，而在不處于營銷端的子樣本中則基本不顯著，或僅在10%的水平上顯著為正，表明假設1的效應確實在處于價值鏈營銷端的制藥企業中更強，符合預期。

本文還補充檢驗了上述兩類制藥企業在兩票制前后的企業價值變化，以進一步支持營銷渠道弱化的作用機制。企業價值采用托賓Q值（TobinQ）度量，數據來自CSMAR數據庫。表8的Panel B列示了T檢驗的結果，可見，制藥行業在兩票制后的整體市場價值下降，但處于營銷端制藥企業的下降程度明顯更大（1.45＞0.98），表明營銷的價值在兩票制后相對下降了，符合預期。

表8 兩票制、營銷渠道弱化與創新投入增加

（2）兩票制、研發短板凸顯與創新投入增加

根據本文研究假設部分的分析，研發短板的凸顯是指兩票制放大了外部人對制藥企業“重營銷，輕研發”及研發投入與營業收入之比較低的認知，從而促使制藥企業為了迎合外部人而提高研發投入。如果這一機制成立，那么對于對創新投入指標重視程度不同的制藥企業來說，兩票制的影響應當存在區別。具體來說，對于重視創新投入指標的制藥企業而言，創新投入指標下降的邊際影響更大，其受兩票制的沖擊也更強；相反，對于不重視創新投入指標的制藥企業而言，創新投入指標下降的邊際影響更小，其受兩票制的沖擊也就更弱。由此本文預期，主假設在重視創新投入指標的制藥企業中更強。

本文用研發投入與營業收入之比這一指標在年度財務報告中出現的次數來衡量制藥企業對創新投入指標的重視程度。具體來說，利用Python編程在樣本公司2016年的年度報告中識別出包含“研發”和“營業收入”兩個關鍵詞的句子，⑥并計算此類句子的數量與年度報告的句子總數之比，進而以其是否大于中位數為準，將樣本公司區分為重視研發投入與營業收入之比和不重視該指標兩個子樣本。表9的Panel A列示了子樣本的回歸結果，可見，POST×TREAT的系數在重視研發投入與營業收入之比的子樣本中顯著為正，而在不重視該指標的子樣本中不顯著，表明主假設的效應的確在重視研發投入與營業收入之比這一財務指標的制藥企業中更強，符合預期。

本文還補充檢驗了上述兩類制藥企業在兩票制前后的市場關注度變化，以進一步支持研發短板凸顯的作用機制。市場關注度（FOCU）用企業中文全稱和股票簡稱的百度搜索指數度量。⑦表9的Panel B列示了T檢驗的結果：制藥行業整體在兩票制后的市場關注度上升，但在重視研發投入與營業收入之比的制藥企業中的上升程度明顯更大（0.41＞0.30），表明制藥企業的研發短板在兩票制后更加受到市場關注，符合預期。

表9 兩票制、研發短板凸顯與創新投入增加

2.傳導路徑

本文進一步檢驗兩票制與創新投入之間的傳導路徑，即兩票制是通過什么因素促進制藥企業創新的。需要指出的是，本文主假設的邏輯“兩票制——營銷渠道弱化、研發短板凸顯——創新投入增加”是一種壓力機制，即兩票制對創新投入的影響是一種間接的反向激勵。因而來自外部的壓力可能是兩票制促使制藥企業創新投入的傳導路徑。本文認為，作為企業信息在資本市場的集中反映，股價下跌壓力是兩票制影響創新投入的重要傳導路徑。當資本市場有效或部分有效時，政府宣布實施兩票制之后，制藥企業應當表現出負面的市場反應：一方面，兩票制會弱化制藥企業的營銷渠道，導致其股價下跌；另一方面，兩票制會凸顯制藥企業的研發短板，導致其股價下跌。因此，本文預期兩票制的實施會率先引起制藥企業的股價下跌，且股價下跌程度越大，制藥企業受到的壓力也越大，根據本文主假設的邏輯，其未來創新投入也越多。

本文采用兩票制正式頒布日（2016年12月26日）前后3個交易日的累積異常報酬（CAR）度量兩票制對制藥企業股價的沖擊，通過檢驗其是否顯著小于0來檢驗兩票制是否會引起制藥企業的股價下跌。本文還構建如下回歸模型檢驗股價下跌程度與制藥企業創新投入的關系：

樣本期間為兩票制實施后的2018和2019年，變量的定義同上。本文預期系數顯著α1為負，即股價對兩票制頒布的負面反饋對制藥企業的創新投入產生正面影響。

對CAR進行T檢驗的結果如表10的Panel A所示?？傮w來看，CAR在10%的水平上顯著小于0，表明兩票制對制藥企業的股價產生了負面沖擊，分組來看CAR只在實驗組中顯著小于0，進一步說明股價的負面反饋來自兩票制。模型（3）的回歸結果如表10的Panel B所示，CAR的系數只在實驗組中顯著為負，表明兩票制對制藥企業股價的負面影響促進了創新。綜上，再結合本文的主檢驗結果可知，股價下跌壓力是兩票制與制藥企業創新投入之間的傳導路徑。

表10 兩票制、股價下跌壓力與創新投入增加

六、政策及管理啟示

本文對政策制定者具有如下啟示：第一，兩票制在縮短藥品營銷渠道上產生了顯著的政策效果，直接體現為制藥企業銷售費用率和毛利率的同時上升，因此進一步將兩票制拓展到醫療器械，甚至進行藥品一票制改革是值得考慮的。第二，除了對營銷的直接影響，兩票制更深層次的影響是促進制藥企業創新投入、改善制藥行業“重營銷，輕研發”之風，因此糾正行業不正之風的制度建設是政府在促進企業創新上的可行之策。第三，研發投入需要轉化為創新產出，開發出更多新藥產品，才能真正為企業創造價值，為社會增添福利。因此，政策制定者可以在兩票制的基礎上進一步優化研發成果轉化制度，完善創新藥品定價體系，幫助制藥企業提高創新效率、保護創新收益，從而改變制藥行業整體創新能力不足、創新藥品較少的現狀，緩解人民群眾“看病難、看病貴”問題。

本文對企業管理者具有如下啟示：第一，營銷和創新分別代表了企業向價值鏈上游和下游的擴張行為，均為企業創造價值的可行路徑，當營銷渠道制度改革導致營銷的邊際效用降低時，增加創新投入是可行的應對之策。第二，雖然在特殊的行業背景和較弱的監管環境下，“重營銷”能為制藥企業帶來短期效益，但隨著中國制造業轉向中高端的發展趨勢與制藥行業相對落后的創新能力之間的矛盾愈發凸顯，創新已然成為提升制藥企業價值最重要的因素。因此，制藥企業管理者應積極布局創新藥市場，在創新供給上致力于研發團隊培養和配套設施建設、在創新需求上深入調研廣大患者的用藥需求、在同行競爭上密切關注國內外頭部企業的創新動態，實現以創新提升企業價值，以企業價值帶動創新的良性循環。

注釋

① 兩票制對營業收入產生正面影響，因此這里用營業收入作為平減項并不影響該圖所得出的銷售費用率上升這一結論，反而意味著銷售費用增加幅度如此之大以至于蓋過了營業收入增長對銷售費用率的降低。

② 龍津藥業（股票代碼為002750）在2018年的年度財務報告中提到，銷售費用2018年度較2017年度增加5980.21萬元，增幅32.71%，主要原因是公司繼續推進深度分銷營銷策略，直接負責或者共同建設原來由代理商負責的渠道管理等工作，商務服務費、市場管理服務費、學術會、信息服務費相應增加。

③ 這里用總資產而不是營業收入平減的原因是：營業收入本就會受兩票制影響而增加，用營業收入作為平減項平減所得的分組結果很可能反映的是營業收入變動幅度的區別,而非銷售費用變動幅度的區別。

④ 類似的思想可參見張峰等的研究，他們的結論是，經濟政策不確定性會抑制制造業的產品創新而促進其服務轉型。[13]

⑤ 雖然各省實施兩票制的時間點存在差異，但程度較小，而且本文的研究是基于年度觀測的，故通過兩票制在各地區實施的先后順序來識別實驗組和對照組的做法很難保證雙重差分的效果。為確保實證結果的穩健性，后文也采用了這一做法進行穩健性檢驗。

⑥ 數據來自巨潮資訊網http://www.cninfo.com.cn/new/index。

⑦ 詳見https://index.baidu.com/v2/index.html#。