醫(yī)藥行業(yè)績效與渠道治理結構關系的實證研究
【論文關鍵詞】渠道 渠道模式 因子分析
【論文摘要】利用因子分析和相關分析的方法，考察了行業(yè)的績效和營銷渠道模式選擇之間的相關性，提出了在醫(yī)藥行業(yè)里由于該行業(yè)的特殊性，并不存在固定的適用于該行業(yè)的渠道模式的結論。
引言
營銷渠道作為營銷的四大基本要素之一，是產品到達消費者之間流動的載體，是連接生產者與最終消費者之間的紐帶，在市場運作中具有產品分銷、服務傳遞、信息溝通及資金流動等功能，是企業(yè)實現銷售目標的工具，也是企業(yè)的一種重要資源。一個對目標市場全方位覆蓋、全渠道控制的營銷渠道是絕大多數產品取得成功的先決因素。
營銷渠道已經變成了企業(yè)核心竟爭力的一個源泉，對增強企業(yè)競爭力，促進企業(yè)持續(xù)快速發(fā)展起著極為關鍵的作用。近年來，我國企業(yè)已經逐步意識到渠道資產是提高企業(yè)核心競爭力的基礎和關鍵，但我國企業(yè)的營銷渠道方式選擇對公司業(yè)績增長是否有正面促進作用還缺乏科學和一致的實證研究結論支持，所以作者認為有必要對此進行深人研究。醫(yī)藥行業(yè)是一個高利潤的特殊行業(yè)，它的渠道模式也與其它行業(yè)有所差異。為此，本文選擇醫(yī)藥行業(yè)進行研究，考察營銷渠道決策與企業(yè)績效的相關性。
2相關理論
2.1營銷渠道治理理論
營銷渠道治理的研究已經發(fā)展了很長時間，早期的研究一般認為，Weld是渠道結構研究的奠基人(劉偉宇，2000)。他論及營銷渠道管理的效率，認為職能專業(yè)化產生效益，因而專業(yè)化的中間商所從事的分銷是合理的。Converse等(1940)研究了營銷縱向一體化的潛在優(yōu)勢，即營銷費用的降低和原或商品銷路的確定性;同時指出，一體化也帶來了相應的管理和協調間題。
20世紀40年代末期和50年代初，營銷渠道治理理論的發(fā)展有了新的變化，1954一1973年間，渠道治理結構理論研究達到一個高峰。營銷學者利用理論分析營銷渠道管理產生、結構演變、渠道管理設計等問題。Balderston(1958)提出了一種顯示了專業(yè)化經濟性和競爭過程之間的互動模型，指出設立在一組買賣雙方之間的中間商如何通過減少交易的數量來減少系統。Cox等(1965)從更宏觀的角度審視了分銷渠道管理的結構，使用‘、營銷流程(marketing flows )”這一概念來描述通過分銷網絡發(fā)生的營銷活動。McCammon (1965)認為，協調營銷體系的潛在經濟效益日益明顯，可以用公司型、管理型和契約型3種方式有效地協調營銷渠道管理體系。Baligh等(1967)進一步擴展了Bolderston (1958)的有關渠道管理結構的經濟分析，涉及了更多種類的營銷活動。還有一些學者試圖了解因素如何影響渠道管理網絡的發(fā)展和經濟發(fā)展如何影響渠道管理的變化(Moyer等，1968 )
近期的研究中提出治理決策是在內部組織和外部組織之間做出的，本質上與交易費用理論中所使用的方式相似(Hei-de,1994)。這些模型的基本決策標準是經濟效率( b4allen ,1973)和效益。于是，渠道管理結構治理的重點是優(yōu)化渠道管理結構來提高效率和效益。而本文研究討論的正是醫(yī)藥行業(yè)采取哪種治理結構更有利于企業(yè)獲取更好的收益。
2.2渠道結構模式分類
按照國內家電行業(yè)具體情況，本文對渠道結構進行了劃分，其具體結構形式如下:
(1)常規(guī)渠道。按照科特勒(1999)的說法，傳統或常規(guī)渠道由一個或一組獨立的生產者批發(fā)商和零售商組成，每個成員都作為一個獨立的企業(yè)實體追求自己利潤的最大化，即使它是以損害系統整體利益為代價也在所不惜。沒有一個渠道成員對于其他成員擁有全部的或者足夠的控制權。
[1]
(2)垂直渠道。為了解決常規(guī)渠道所存在的不足，產生了垂直渠道形式，又稱縱向一體化公司渠道形式。如果制造商向分銷職能整合，由自己的員工完成分銷工作，這被稱之為從生產向前整合或向下游整合;如果下游的渠道成員，如分銷商和零售商，向后承擔生產供應職能，這被稱之為從分銷或終端的后向整合。不論是制造商向前整合還是下游渠道成員向后整合，結果都是由一個組織來承擔所有的工作，這就被稱之為縱向一體化或內部一體化或一體化公司渠道。這里，分銷角色雖然被替代，但分銷的職能卻是相同的。
(3)混合渠道。為了獲得兩種渠道模式的好處，一些企業(yè)將常規(guī)渠道模式與一體化渠道模式混合使用，產生了所謂的混合渠道模式，即一個企業(yè)的渠道模式中既有一體化渠道又有常規(guī)渠道，兩種渠道各自對應于不同的銷售對象與目標，在實現一定程度的控制的同時，達到較大的覆蓋面。
3實證研究
在這部分研究中，為了具體考察渠道治理決策對行業(yè)的影響，對醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)效益和渠道結構選擇的關系進行了分析。文中選取了醫(yī)藥行業(yè)的134家，對這些上市公司的幾個主要效益指標進行了提取，并且利用SPSS應用軟件對這些數據進行了處理，綜合后得到了對企業(yè)的最終效益考察指標，然后利用相關性分析對這個效益值與渠道結構分類相關性做出了分析，得出行業(yè)的效益與營銷渠道結構之間的相關性數據，進而驗證醫(yī)藥行業(yè)營銷渠道結構與績效關系。
3.1數據來源
文中所采納的醫(yī)藥行業(yè)的各項原始指標數據均來自于上市A股公司近一段時間提供的數據，而其營銷渠道指標則是在對每個企業(yè)的資料進行查詢分析后歸類確定的。以行業(yè)上市公司為代表研究行業(yè)渠道治理抉擇方向是由于上市公司的規(guī)模和成熟度相對高一些，研究結果就會有代表性，并且上市公司的原始數據比較容易獲取，同時也便于綜合整理。
3.2變量設定
原始變量:企業(yè)股票的每股收益、每股凈資產、每股公積金、主營收人增長率(%)、凈資產收益率(%)，為便于運算將這些變量所對應數值記為Xi,XZ,XS.xa,XSo
因子變量:利用主成分分析法進行提取后得到的降維后的因子記為f},fz>f3,'二。
綜合指標:對因子變量進行加權運算后得到的最終指標即是綜合指標，記為y。
定量變量之間的運算關系:
fi,fz,fs'二為原始變量xi,xz,x;,xa,xs的第一、第二、…第m個主成分。其中f;在總方差中所占比例最大，綜合原有變量的能力也最強，其余成分綜合原變量的能力依次減弱。主成分分析就是選取前面幾個方差較大的主成分(本文選取其相應特征值大于1的成分)。xi,xz,xs,xa,xs對應的系數向量是協方差矩陣的特征值(Total Variance Explained的第一列)對應的特征向量二
綜合指標與因子變量的關系:Y-wife十wzfz+...}y} 其中因子變量的系數(即權重)來自于Total Variance Ex-plainedo
定性變量的設定，由于渠道選擇模式均為定性變量，為使之便于考察，按照常規(guī)將其定量化為:1代表垂直營銷渠道，2代表常規(guī)營銷渠道，3代表混合營銷渠道。
[2]
3.3模型假設
W所分析的行業(yè)選取的A股具有行業(yè)代表性，基本上可以體現行業(yè)整體渠道治理狀況。
(2)模型提取的企業(yè)近期股票的每股收益、每股凈資產、每股公積金、主營收人增長率(%)、凈資產收益率(%)等值具有一定代表性，能夠比較真實的反映該企業(yè)的運營狀況。
(3)醫(yī)藥行業(yè)中比較成功的企業(yè)選取的營銷渠道是有利于企業(yè)績效的，該渠道是適于企業(yè)使用的渠道。
(4)醫(yī)藥行業(yè)中大多數績效較好的企業(yè)都使用的營銷渠道治理方式是與該行業(yè)相匹配的方式。
(s)如果最終獲得的綜合指標與營銷渠道相關性比較高，
則可以說明在醫(yī)藥行業(yè)里營銷模式有趨同性，也就是說適合該行業(yè)整體的營銷產品銷售模式相近。
(6)根據我國現有的、政策環(huán)境以及環(huán)境推斷醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)效益與渠道相關性不會存在相關性。
首先根據已有數據對醫(yī)藥行業(yè)做一個初步的分析，考察一下各原始變量與營銷渠道之間是否存在一定的相關性。
3.4分析
步驟1
表1醫(yī)藥行業(yè)相關性數據表
[3]
從表1可以發(fā)現渠道與每股收益、每股凈資產、每股公積金、主營收人增長率(%)、凈資產收益率(%)的相關系數分別為0.028 ,0.015 ,0.057 ,0.078 ,-0.017，從*標記可見營銷渠道的選取與企業(yè)考察指標相關性都較弱。從這些數據初步推斷出行業(yè)的營銷渠道與效益間不存在相關規(guī)律性，但仍需要進一步進行綜合考察以明確驗證這一點。
步驟2
為了進行因子分析，首先已知數據是否適合進行因子分析，為此進行KMO檢驗和Bartlett球度檢驗。
表2醫(yī)藥行業(yè)KMO檢驗和Bartlett球度檢驗表
表2分別給出了KMO檢驗和Bartlett球度檢驗結果。其中K&10值為0.479，根據學家Kaiser給出的標準，KMO取值小于0.6，不是很適合因子分析。Bartlett球度檢驗給出的相伴概率0.000，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球度檢驗零假設，認為適合進行因子分析。
步驟3
由表2檢驗知所提取的數據可以進行因子分析，接下來進行因子提取。
表3反映了初始解按照一定標準(提取因子的標準是特征值大于I)提取了1個因子后對原變量總體的描述情況。
表中是因子分析后因子提取和因子旋轉的結果。其中，Component列和Initial Eigenvalue，列(第一gIJ到第四列)描述了因子分析初始解對原始變量總體描述情況。
第五列至第七列則是從初始解中按照一定標準(在前面的分析中，設定了提取因子的標準是特征值大于1)提取了1個公共因子后對原變量總體的描述情況。從表中可見提取了1個公共因子后，它反映了原變量的約一半的信息。第九列(% of Variance)的數值是最后獲得的因子得分進行加權的系數，對應著F1是45.162。由于所提取的公因子反映初始變量的程度太小，所以根據表中第二列特征值基本情況重新設定特征值為0.97，重新提取后得到表4a
步驟4
表4反映了初始解按照一定標準(提取因子的標準是特征值大于0.97)提取了3個公共因子后對原變量總體的描述情況。從表中可見提取了3個公共因子后，它們反映了原變量的大部分信息。第九列(% of Variance)的數值是最后獲得的因子得分進行加權的系數，對應著Fl ,F2和F3分別是38.646 ,23.805和22.1500
步驟5
從表5中可以看出，因子1解釋了每股公積金和每股凈資產兩個原始變量，因子2解釋了凈資產收益率(%)和每股收益兩個原始變量，因子3解釋了主營收人增長率。
步驟6 表6是輸出的因子攣量的協方差矩陣，該矩陣為一個單位矩陣，恰好證明了3個因子變量之間是不相關的。這也正好滿足了因子變量應該是正交、不相關的條件。
步驟7 表7是最終的綜合指標與營銷渠道相關性表，綜合指標是由公式(2)計算得到的。在本行業(yè)中，二者的相關性系數是0.047，相關性很低。通過該相關性數據說明了在醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)的效益與其采取的銷售渠道是沒有關系的，這證明了假設(5)是錯誤的，同時證明了假設(6是正確的。并且事實上在本文中所考察的所有企業(yè)中只有三種渠道模式，而且其數量差別不大，也就是說采取垂直型、常規(guī)型和混合型營銷渠道的企業(yè)比例均衡，而且經營狀況也沒有太大差別，根據對醫(yī)藥行業(yè)資料的查證發(fā)現這個結果直接與我國的行業(yè)情況有關系。多年來，醫(yī)藥行業(yè)依靠一些保護政策運作的情況很嚴重，這導致了渠道結構對其效益沒有很明顯的影響，就出現了本文所得的結論。但在反商業(yè)賄賂的政策旗幟下，2006年醫(yī)藥行業(yè)已經加速進人行業(yè)規(guī)范階段，同時多年以來行業(yè)內部同質化競爭加劇，導致利潤不斷稀薄，整體行業(yè)在政策的洗禮下進人洗牌階段，勝者為王的時代已經來臨，無論是企業(yè)還是經銷商都在戰(zhàn)略上尋求新的盈利模式。在此背景下，醫(yī)藥企業(yè)紛紛轉型尋求新的利潤增長點和企業(yè)可持續(xù)運作的經營模式，而營銷模式的轉變是經營模式轉型的重要課題。所以醫(yī)藥行業(yè)營銷模式創(chuàng)新已經成為一種必然。在醫(yī)藥行業(yè)整體面臨轉型的今天，也更需要對醫(yī)藥行業(yè)結構模式進行研究，以求獲取更有利于行業(yè)發(fā)展的方式。
[4]
4結論
通過對行業(yè)企業(yè)的樣本和數據分析，對渠道治理機制和醫(yī)藥行業(yè)績效之間的關系進行了深人探討，并主要得到以下幾個結論:
(1)從整個行業(yè)角度來看，醫(yī)藥行業(yè)目前的營銷渠道治理決策對企業(yè)績效是沒有多少影響的，二者之間相關性很弱。
(2)在醫(yī)藥行業(yè)里，渠道模式一般都依照以往傳統，選擇混合式結構，但隨著情況變化，這種模式也會變化，需要進一步研究。
但由于各個企業(yè)的渠道結構選取比較復雜，在進行歸類時，本文對各個企業(yè)的營銷渠道結構的界定有一定的主觀成分，而且由于很多企業(yè)采取多目標戰(zhàn)略經營，所以對它本身的渠道結構在面對不同產品時會采取不同的設定方法，而考察時只查詢了該企業(yè)在相關產品上使用的渠道，并不能代表企業(yè)整體，并且考察的企業(yè)數目也有限，影響結果的可靠性，并且該行業(yè)情況會發(fā)生較大變化，在比較短的時間內就需要重新界定以進行與變化同步的研究，這也有待于今后進一步研究。
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